朱錦鴻 林海

摘 要：本文以廣東省兩家大型企業(yè)407名員工為研究對象，在驗(yàn)證量表質(zhì)量的基礎(chǔ)上，運(yùn)用回歸分析和結(jié)構(gòu)方程模型的方法，對組織支持感、心理資本、工作投入的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。研究結(jié)果顯示，組織支持感對心理資本有正向影響作用；心理資本對工作投入有正向影響作用；組織支持感對工作投入有正向影響作用；心理資本在組織支持感和工作投入關(guān)系中發(fā)揮中介作用。

關(guān)鍵詞：組織支持感 心理資本 工作投入

中圖分類號：F069 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：2096-0298（2017）10（a）-142-07

現(xiàn)代組織行為學(xué)和人力資源管理越來越聚焦于如何獲取組織內(nèi)部可增值的人力資源，以引導(dǎo)員工對工作的全情投入，從而誘發(fā)高績效的結(jié)果呈現(xiàn)。自從美國心理學(xué)家seligman教授發(fā)起了積極心理學(xué)運(yùn)動以來，針對如何獲取新的競爭資源，在心理學(xué)和組織行為學(xué)界掀起了對人的積極心理和積極行為的研究熱潮。我國學(xué)者任俊[1]認(rèn)為，積極是人類固有的一種本性，但并不就意味著人類的積極本性在任何情況下都能自發(fā)地表現(xiàn)出來；且積極心理學(xué)就是為了營造一種能促使人類的積極本性生長發(fā)育的環(huán)境。故此，針對積極心理資源對企業(yè)員工工作投入的作用機(jī)制研究，顯得迫切和必要。美國前心理學(xué)會會長luthans博士[2]提出，心理資本是建立在人力資本和社會資本現(xiàn)有理論和研究基礎(chǔ)上的，并且超越了人力資本和社會資本，是一種構(gòu)成企業(yè)競爭優(yōu)勢的資源。同時(shí)，組織支持感理論認(rèn)為，企業(yè)對員工的支持，或者說員工感知到組織的支持，或員工感知到與工作要求匹配的可獲得的資源，則將會以更積極的心理狀態(tài)投入工作?；谏鲜稣摂啵疚臄M在文獻(xiàn)研究基礎(chǔ)上，通過實(shí)證研究，探索組織支持感、企業(yè)員工心理資本和工作投入的作用機(jī)制，以豐富競爭資源獲取和產(chǎn)出的相關(guān)理論，為企業(yè)管理實(shí)踐提供指導(dǎo)。

1 文獻(xiàn)基礎(chǔ)和假設(shè)提出

1.1 組織支持感

20世紀(jì)80年代，Eisenberger等人[3]根據(jù)社會交換理論和互惠意識（提出了組織支持感理論，該理論認(rèn)為，員工對組織是否看重他們的貢獻(xiàn)，并在不同的情況下給予他們不同的對待形成一種總體的看法，這種看法就是員工的組織支持感（Perceived Organizational support，簡稱POS），簡單來說，就是員工感受到的來自組織方面的支持，即員工對組織如何看待他們的貢獻(xiàn)并關(guān)心他們的利益的一種知覺和看法。這個(gè)理論認(rèn)為，當(dāng)員工感受到來自于組織的支持，即感受到組織對其關(guān)心、支持、認(rèn)同時(shí)，他們在工作中就會有很好的表現(xiàn)。

組織支持感的結(jié)構(gòu)和測量方面，單維模型有Eisenberger等人開發(fā)的36個(gè)條目組織支持感問卷（SPOS）[3]，該問卷在不同行業(yè)和不同組織員工被試樣本中的研究結(jié)果顯示都有很高的內(nèi)部信度（Alpha系數(shù)是0.93）和單維性；也有從36條目中抽取的3～17條目短板量表，在研究中同樣證實(shí)有較高的信度和單維性[4][5][6][7]。陳志霞和陳劍峰[8]認(rèn)為Eisenberger所提出的組織支持感只關(guān)注親密支持和尊重支持兩個(gè)方面，具有片面性，需要補(bǔ)充員工完成工作所需的信息、訓(xùn)練、工具和設(shè)備等工具性支持，繼而修訂了包括情感性組織支持和工具性組織支持兩個(gè)維度的二維組織支持感問卷，其Cronbach α系數(shù)分別為0.785和0.904。三維模型的代表有我國學(xué)者凌文輇等人[9]開發(fā)的包括工作支持、員工價(jià)值認(rèn)同、關(guān)心利益三個(gè)緯度24條目POS問卷。

1.2 心理資本

根據(jù)Luthans博士等人[10]的定義，心理資本是個(gè)體在成長和發(fā)展過程中表現(xiàn)出來的一種積極心理狀態(tài)，具體表現(xiàn)為：（1）在面對充滿挑戰(zhàn)性的工作時(shí)，有信心（自我效能）并能付出必要的努力來獲得成功；（2）對現(xiàn)在與未來的成功有積極的歸因（樂觀）；（3）對目標(biāo)契而不舍，為取得成功在必要時(shí)能調(diào)整實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的途徑（希望）；（4）當(dāng)身處逆境和被問題困擾時(shí)，能夠持之以恒，迅速復(fù)原并超越（韌性），以取得成功。

關(guān)于心理資本的結(jié)構(gòu)，主流有以Luthans博士開發(fā)的PCQ-24的量表，在眾多的研究中，證實(shí)了它的四維結(jié)構(gòu)，且心理資本本身就是一個(gè)一個(gè)更高層次的構(gòu)念，心理資本各因子之間具有協(xié)同效應(yīng)，作為高階構(gòu)念的心理資本的作用大于四個(gè)因子“希望、樂觀、自信、韌性”的總和[10[]11][12]。國內(nèi)學(xué)者對心理資本展開本土化研究，如，惠青山認(rèn)為，中國企業(yè)員工心理資本是由冷靜、希望、樂觀、自信等因子構(gòu)成[13]；朱錦鴻通過質(zhì)性和量化的研究方法，獲得信度、效度良好的五維心理資本量表，包括真實(shí)性、希望、樂觀、寬容、韌性等五個(gè)維度[14]；高英將知識型員工的心理資本劃分為事務(wù)性心理資本（奮發(fā)進(jìn)取、堅(jiān)韌頑強(qiáng)、樂觀、希望、自信勇敢）和人際型心理資本（謙虛沉穩(wěn)、感恩奉獻(xiàn)、包容寬?。15]；侯二秀等人對知識員工心理資本按任務(wù)型（積極情感、堅(jiān)韌性）、關(guān)系型（情緒智力、感恩）、學(xué)習(xí)型（學(xué)習(xí)效能感、知識共享、意愿）和創(chuàng)新型（創(chuàng)新自我效能感、模糊容忍度）劃分[16]。

1.3 工作投入

Kaha在1990年首次提出個(gè)人投入的概念，并認(rèn)為工作投入是“個(gè)體通過管理自己，使自己進(jìn)入工作角色的現(xiàn)象”，當(dāng)工作投入高時(shí)，個(gè)體會將自己的精力投入到角色行為中，并在角色中展現(xiàn)自我[17]，并認(rèn)為工作投入包括生理、認(rèn)知和情緒三個(gè)維度。

Maslach等人將工作投入與工作倦怠看成是個(gè)人與工作情景匹配的兩個(gè)極端表現(xiàn)，是一個(gè)連續(xù)統(tǒng)一體的兩個(gè)極端，并認(rèn)為工作投入的三個(gè)維度分別是精力、卷入和效能，分別對應(yīng)于工作倦怠的三個(gè)維度——情緒衰竭、疏離感和職業(yè)自我效能感低落[18]。

Schaufeli等人對Maslach將工作投入看成僅僅是工作倦怠的對立面提出了質(zhì)疑，并認(rèn)為“工作投入是一種積極參與工作的具有活力、奉獻(xiàn)和專注特征的心理狀態(tài)?！惫ぷ魍度胧且环N與工作相關(guān)的積極、 完滿的情緒與認(rèn)知狀態(tài)[19]。

Britt等人認(rèn)為工作中投入的員工，對工作績效有一種責(zé)任感，且工作中產(chǎn)生的結(jié)果對他們的身份特征有特別的意義，因此，對工作的投入也引起了對更好的表現(xiàn)感興趣和承諾[20]。

1.4 研究模型假設(shè)

不少研究結(jié)果表明，員工感知的組織支持感對心理資本有正向預(yù)測作用[21]；許百華和張興國[22]的研究顯示，組織支持感能有效預(yù)測個(gè)體的工作投入；Avey[23]的研究顯示，員工心理資本對工作投入有正相關(guān)關(guān)系，Chen，Shu-ling[24]在臺灣一家大型電子企業(yè)中針對60位領(lǐng)導(dǎo)者和319位員工進(jìn)行的多層次的研究也顯示，領(lǐng)導(dǎo)者和員工的心理資本對工作投入都有正向的影響作用。這些研究結(jié)果給我們的管理啟示是，員工感知到組織的支持，對提升員工自身積極的心理狀態(tài)有較好的作用，而良好的心理狀態(tài)也使員工自然而然地處于積極的工作狀態(tài)。

故此，我們提出如下假設(shè)：

H1：組織支持感對員工心理資本有正向預(yù)測作用；

H2：組織支持感對工作投入有正向預(yù)測作用；

H3：員工心理資本對工作投入有正向預(yù)測作用；

H4：心理資本在組織支持感和工作投入的關(guān)系中起中介作用。

2 研究方法設(shè)計(jì)

2.1 測量量表

（1）組織支持感（POS）量表。本研究采用陳加洲[25]通過改編的7條目短版組織支持感量表，在其研究中，量表的總方差解釋率為56.5%，一致性信度為0.87，重測信度為0.79。樣本條目有“我單位對我非常關(guān)心”，量表采用5點(diǎn)利克特量表，1～5分別代表完全不符合～完全符合。

（2）心理資本（PsyCap）量表。本研究采用朱錦鴻本土化開發(fā)的5維19條目心理資本量表，其方差解釋率為64.78%，一致性信度為0.893，結(jié)構(gòu)信度為0.849[14]。量表采用6點(diǎn)利克特量表，1～6分別代表完全不同意～完全同意。

（3）工作投入（JE）量表。本研究采用李金波等從Schaufeli編制的三維UWES量表中進(jìn)一步修改的16條目短版量表中的5條目“專注”分量表，其內(nèi)部一致性系數(shù)為0.895[26]。量表采用7點(diǎn)利克特量表，1～7代表從不這樣～總是這樣。

（4）人口統(tǒng)計(jì)變量。本研究采用了性別、婚姻狀況、年齡、學(xué)歷、職位、工齡等統(tǒng)計(jì)變量。

2.2 研究樣本

本研究樣本主要來自于廣東一個(gè)大型飼料集團(tuán)公司和一個(gè)鋁業(yè)公司，根據(jù)其員工人數(shù)分別按照3：1和10：1的原則隨機(jī)采集，總發(fā)放問卷528份，回收454份，有效問卷407份，總有效回收率77.08%。樣本特征分布如下：性別比例，男：女為74.7%：25.1%，缺失0.2%；婚姻狀況，已婚：未婚為68.3%：30.5%，其他1.2%；年齡段，26歲以下、26～30歲、31～35歲、36～40歲、46～50歲、50歲以上分別占有比例為25.8%、28%、15%、17.4%、9.1%、2.5%、2%，缺失0.2%；學(xué)歷情況，高中以下占25.6%，高中或中專占31.7%，大專占21.1%，本科占17.7%，碩士或以上占1.7，缺失2.2%；職位情況，一線工人占19.7%，普通職員占59.2%，基層主管占11.3%，中層主管占5.2%，高層主管占1%，缺失3.7%；工齡情況，一年及以下占5.2%，2～4年占20.9%，5～10年占32.2%，10～15年占15%，16～20年占15.2，20年以上占11.1%，缺失0.5%。我們將上述問卷在回收時(shí)進(jìn)行連續(xù)編號，并按照單雙數(shù)的原則進(jìn)行分組，雙數(shù)組203份用于探索性因素分析（EFA），余下204份用于驗(yàn)證性因素分析（CFA）。

3 研究結(jié)果分析

3.1 量表質(zhì)量分析

本研究所采用量表，雖然在前人的研究中，其信、效度都達(dá)到了心理學(xué)測量的要求，但是，這些量表在本研究中是否具有良好的信效度，尚需經(jīng)過本研究被試樣本的檢驗(yàn)，以保證在研究變量之間的關(guān)系時(shí)，研究工具本身具備良好的可靠性。我們采用SPSS19.0和AMOS21.0，利用上述樣本進(jìn)行分析如下。

（1）組織支持感量表。EFA結(jié)果顯示，KMO值達(dá)到0.884，Bartlett檢驗(yàn)χ2（21）=793.922，顯著性水平小于0.001，說明相關(guān)矩陣不是單位矩陣，變量之間有共享因素的可能性，可以進(jìn)行因素分析[27]。采用主成分分析法，結(jié)果顯示一個(gè)因子，對總體方差解釋率為62.391%，Cronbach α值為0.898。CFA結(jié)果顯示，顯性變量在隱性變量上的因素負(fù)荷從0.66到0.79之間（介乎0.5～0.95之間），說明指標(biāo)變量能有效反映其要測量的構(gòu)念特質(zhì)[28]，卡方值為13.145，自由度等于11，卡方值與自由度之比為1.195<3，顯著性概率等于0.284>0.05，RMSEA=0.031<0.05，GFI=0.983>0.9，AGFI=0.956>0.9，表示模型與觀察數(shù)據(jù)可以契合，達(dá)到適配標(biāo)準(zhǔn)。結(jié)構(gòu)信度值為0.8891。

（2）心理資本量表。研究結(jié)果顯示，心理資本量表的一致性信度系數(shù)為0.894，五個(gè)因子分量表一致性信度系數(shù)分別為，真實(shí)性0.805、寬恕0.695、韌性0.779、希望0.836、樂觀0.862；心理資本總量表結(jié)構(gòu)信度0.8358，五個(gè)分量表結(jié)構(gòu)信度分別為，真實(shí)性0.7852、寬恕0.7146、韌性0.79、希望0.835、樂觀0.8724。進(jìn)一步分析顯示，各觀察變量在心理資本各因子上的負(fù)荷在0.52～0.92之間，且都在P<0.001的水平上顯著，說明該結(jié)構(gòu)各測量系統(tǒng)具有良好的收斂效度；成對因素受限模式與未受限模式卡方差>3.84，在P>0.05水平上顯著，表示不同測量變量都落在預(yù)期的因素構(gòu)念上，沒有發(fā)生觀察變量橫跨兩個(gè)因素構(gòu)念的情形，表示測量模型具有良好的區(qū)別效度。

（3）工作投入量表。EFA結(jié)果顯示，KMO值=0.838，數(shù)據(jù)適合做因素分析，Bartlett檢驗(yàn)χ2（120）=407.507，顯著性水平小于0.001，可以進(jìn)行因素分析。采用主成分分析法，結(jié)果顯示5個(gè)題項(xiàng)抽取一個(gè)共同因子，對總體方差解釋率為61.588%，題項(xiàng)在因子上的負(fù)荷范圍是0.646～0.867， Cronbach α系數(shù)值為0.839。CFA結(jié)果顯示，顯性變量在隱性變量上的因素負(fù)荷從0.59到0.86之間；卡方值為2.745，自由度等于4，卡方值與自由度之比為0.686<3，顯著性概率等于0.601>0.05，RMSEA=0.000<0.05，GFI=0.995>0.9，AGFI=0.981>0.9，表示模型與觀察數(shù)據(jù)可以契合，達(dá)到適配標(biāo)準(zhǔn)。結(jié)構(gòu)信度是0.8645。

（4）量表綜合分析。經(jīng)過上述分析，本研究采用的量表，都與樣本契合良好，且信度較高，適合于本研究。為保證量表間的項(xiàng)目不出現(xiàn)交叉負(fù)荷現(xiàn)象，避免由此造成虛假相關(guān)現(xiàn)象，需要對各量表的條目放在一起進(jìn)行因素提取。由此，我們將組織支持感量表的7個(gè)項(xiàng)目、工作投入的5個(gè)項(xiàng)目，而本研究的心理資本量表由于條目數(shù)較多，我們進(jìn)行打包處理，即將每個(gè)分量表進(jìn)行總分累加，并賦予新變量名稱，共組成5個(gè)新變量，一共17個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行再一次的因素分析。

結(jié)果顯示，KMO值=0.909≥0.8，表明數(shù)據(jù)適合做因素分析。而Bartlett檢驗(yàn)χ2=6.103E3，顯著性水平小于0.001，達(dá)到非常顯著水平，說明相關(guān)矩陣不是單位矩陣，變量之間有共享因素的可能性，可以進(jìn)行因素分析。

我們繼續(xù)采用主成分分析法，提取共同因子，求得初始因素負(fù)荷矩陣后，使用最大變異法（Varimax）進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)，求出旋轉(zhuǎn)因素負(fù)荷矩陣。數(shù)據(jù)顯示，數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)了清晰的3個(gè)因素，各項(xiàng)目在因子上的負(fù)荷在0.453～0.824之間，且不存在交叉負(fù)荷現(xiàn)象。三個(gè)因子對總體方差的解釋率為63.952%。其一致性信度和結(jié)構(gòu)信度如表1。

表1數(shù)據(jù)顯示，各個(gè)量表的信度良好，我們繼續(xù)對各個(gè)量表的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差及其相互之間的相關(guān)進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果見表2

從表2我們可以看出，所有變量之間，僅僅組織支持感與寬恕之間的相關(guān)在0.05水平顯著相關(guān)外，其他各變量之間，都在0.01水平顯著相關(guān)。而且，所有相關(guān)系數(shù)都小于0.75，說明變量間不存在多元共線性問題。

3.2 假設(shè)檢驗(yàn)

表2顯示，組織支持感、工作投入和心理資本各因子之間，存在正相關(guān)關(guān)系，但是，本研究假設(shè)是否成立，尚需繼續(xù)驗(yàn)證如下。

（1）組織支持感對員工心理資本的預(yù)測作用。我們以組織支持感為自變量，企業(yè)員工心理資本為因變量，利用SPSS19.0，采用一元線性回歸進(jìn)行分析，結(jié)果如表3所示。

表3數(shù)據(jù)表明，組織支持感對心理資本各因子以及對整體心理資本所建立的回歸方程都有顯著性意義（各F值的P<0.05），即所建立的回歸方程有效。在得出回歸方程有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義后，進(jìn)一步檢驗(yàn)自變量與因變量之間的回歸顯著性，通常采用t檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示組織支持感對所有因變量都有顯著的正向回歸，其中，真實(shí)性、希望、寬恕、韌性、樂觀和總體心理資本可以被組織支持感解釋的變異部分分別為4.7%、7.3%，1.1%，7.7%、12.3%和11.3%；路徑系數(shù)值（Beta）分別為0.216（t=4.453，p=0.000<0.05）、0.269（t=5.631，p=0.000<0.05）、0.104（t=2.106，p=0.036<0.05）、0.277（t=5.793，p=0.000<0.05）、0.351（t=7.543，p=0.000<0.05）、0.336（t=7.189，p=0.000<0.05），全部都達(dá)到顯著水平。由此，本研究假設(shè)1得到驗(yàn)證。

（2）組織支持感對工作投入的預(yù)測作用。我們以組織支持感為自變量，以工作投入為因變量，利用SPSS19.0，采用一元線性回歸法進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4所示。

數(shù)據(jù)顯示，組織支持感對工作投入所建立的回歸方程都有顯著性意義（各F值的P<0.05），我們進(jìn)一步采用t檢驗(yàn)檢驗(yàn)自變量與因變量之間的回歸顯著性，結(jié)果顯示工作投入可以被組織支持感解釋的變異部分18.1%，路徑系數(shù)值（Beta）為0.425（t=9.451， p=0.000<0.05），達(dá)到顯著水平。組織支持感對工作投入所建立的回歸方程分別為：工作投入=15.724+0.428×組織支持感。本研究假設(shè)2得到驗(yàn)證。

（3）員工心理資本對工作投入對預(yù)測作用。我們利用SPSS19.0，采用全回歸法，以工作投入為因變量，將真實(shí)性、希望、韌性、樂觀、寬恕等五個(gè)因子，一次性納入自變量，進(jìn)行多元回歸分析。具體結(jié)果顯示五個(gè)因子全部進(jìn)入回歸方程，F(xiàn)檢驗(yàn)的顯著性概率小于0.005，相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.436，表示自變量與因變量之間具有中等程度的相關(guān)，R2=0.19，表示五個(gè)因子一起，可以解釋工作投入19%的變異性。而模型的多元回歸方程為：工作投入=6.820+0.129*真實(shí)性-0.034*希望+0.067*寬恕+0.704*韌性+0.354*樂觀。企業(yè)員工的工作投入主要受員工的韌性和樂觀因子所影響。本研究假設(shè)3得到驗(yàn)證。

（4）心理資本在組織支持感和工作投入的關(guān)系中其中介作用。Baron & Kenny[29]介紹可以采用三步中介回歸分析方法來分析中介關(guān)系，即變量之間的關(guān)系需滿足三個(gè)條件：第一，自變量必須與中介變量有顯著相關(guān)；第二，自變量與因變量必須有較大相關(guān)；第三，自變量對因變量的效果會因?yàn)橹薪樽兞康脑蚨@著減少或消失。并且，根據(jù)第三個(gè)條件，當(dāng)自變量對因變量的路徑系數(shù)在控制了中介變量之后，降低為零時(shí)，說明該中介作用為完全中介，否則，為部分中介。我們根據(jù)該原則，針對心理資本（PsyCap）在組織支持感（POS）和工作投入（JE）關(guān)系中的中介作用，執(zhí)行回歸三個(gè)步驟，結(jié)果呈現(xiàn)如下表5所示。

從表5可以看出，三個(gè)步驟的F檢驗(yàn)的顯著性概率都小于0.05，回歸方程有意義。第一個(gè)步驟中，自變量組織支持感對中介變量心理資本有顯著相關(guān)，且組織支持感能解釋心理資本11.3%的變異；在第二步驟中，自變量組織支持感對因變量工作投入有顯著相關(guān)，且組織支持感能解釋工作投入18.1%的變異；在第三個(gè)步驟中，我們看到工作投入對組織支持感的回歸中，因?yàn)榧尤肓诵睦碣Y本變量，其組織支持感對工作投入的Beta系數(shù)從0.425降低到0.332。

為了驗(yàn)證該中介模型，我們利用AMOS21.0來考察其模型的適合度，主要考察其卡方值/自由度、GFI、AGFI和RMSEA這幾個(gè)指標(biāo)。為了便于分析，我們將組織支持感和工作投入分別合并為2個(gè)條目，分析結(jié)果如圖1。

從圖1中我們可以看到，卡方值/自由度=3. 32 3<5，GFI=0.960>0.9，AGFI=0.924>0.9，RMSEA=0.076<0.08，表明構(gòu)想模型與觀察數(shù)據(jù)基本擬合，有合理適配，模型可以接受。

綜上所述，我們使用SPSS的回歸方程模式初步證實(shí)了心理資本在組織支持感和工作投入關(guān)系中的中介作用，接著又利用AMOS的結(jié)構(gòu)模型進(jìn)行了模型擬合，再一次證實(shí)了該模型的適切性。由此，我們可以得出結(jié)論，本研究假設(shè)4：“心理資本在組織支持感和工作投入的關(guān)系中其中介作用”得到驗(yàn)證。

4 研究結(jié)論和展望

4.1 研究結(jié)論和管理啟示

本文在文獻(xiàn)探討的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了模型和假設(shè)，在驗(yàn)證了量表的質(zhì)量基礎(chǔ)上，采用了相關(guān)分析、結(jié)構(gòu)方程模型等方法，驗(yàn)證了提出的研究假設(shè)。

（1）員工感知的組織支持，對于員工擁有樂觀的心理狀態(tài)有較強(qiáng)的作用，這與Luthans博士等人[21]的研究結(jié)論是一致的。Alexander Newman等人[30]認(rèn)為，在工作場所設(shè)計(jì)支持性工作機(jī)制，能有效提升員工的心理資本，幫助員工在完成目標(biāo)的過程中更有創(chuàng)意。而且，一個(gè)感知到組織支持的員工，通常會有感激和感動的狀態(tài)表現(xiàn)，并轉(zhuǎn)化為對工作的專注和投入。所以，在管理實(shí)踐中，組織如何設(shè)計(jì)人文環(huán)境，讓員工感知到他們的意見是被重視的、個(gè)人是被組織關(guān)心的，這個(gè)對于提升員工積極心理狀態(tài)，獲取員工對工作的投入回報(bào)，是有良性意義的。

（2）研究發(fā)現(xiàn)，心理資本在組織支持感和工作投入的關(guān)系模型中，起到部分中介的作用，說明組織支持感對工作投入的作用中，是部分通過心理資本而發(fā)生作用的。這個(gè)機(jī)理對于我們在人力資源管理過程中，尤其值得重視。要獲得員工的工作投入，如何提升員工的心理資本是一個(gè)重要的途徑，這個(gè)途徑可以通過組織支持來獲得。那么在工作實(shí)踐中，對員工的關(guān)懷、提供便利、適合的福利狀況、幫助員工渡過職業(yè)困境、對員工的工作建議給予重視等，把這些工作落實(shí)到制度和文化中，如員工建議的獎(jiǎng)勵(lì)機(jī)制、工會的作為、福利政策的落實(shí)，是可以營造出高心理資本群體，得到員工的高投入，從而實(shí)現(xiàn)企業(yè)業(yè)績的達(dá)成，是非常重要的。

4.2 研究展望

由于一個(gè)研究不可能涉及研究主題的方方面面，而且受研究資源的限制，本研究過程存在著在研究樣本問題上的局限，未能在更大范圍內(nèi)取樣，今后可嘗試在更大范圍內(nèi)取樣，以得到更廣泛程度的證實(shí)。在研究模型設(shè)計(jì)上，我們只選擇了組織支持感、心理資本和工作投入三個(gè)變量，在以后的研究中，豐富其他相關(guān)變量以及其作用機(jī)制的研究，從而提升到管理實(shí)踐上，也是一個(gè)很好的研究方向。最后，本研究僅針對個(gè)人層次，在以后的研究中，可以考慮加進(jìn)團(tuán)隊(duì)層面、組織層面，這對于豐富和驗(yàn)證模型更加有說服力。

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①基金項(xiàng)目：項(xiàng)目來源：珠海市社會科學(xué)界聯(lián)合會項(xiàng)目；項(xiàng)目名稱：基于心理資本視角的珠海市網(wǎng)絡(luò)創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)新行為研究（2015YB111）。

作者簡介：朱錦鴻（1968-），男，廣東澄海人，廣東科學(xué)技術(shù)職業(yè)學(xué)院企業(yè)管理學(xué)院，博士，主要從事人力資源、工商管理方面的研究；林海（1981-），男，廣東科學(xué)技術(shù)職業(yè)學(xué)院，副教授，主要從事電子商務(wù)方面的研究。