2021年4月下期
职场排斥对工作退缩行为的影响：一个有调节的中介作用模型／陶建宏 刘娅娅
来源：领导科学网,领导科学杂志社唯一网站
作者：陶建宏 刘娅娅
日期：2021-05-26 16:22:46
| ；大专及以下学历占17%，本科学历占73%，研究生学历占10%；工作时间不足1年占23.2%，工作时间为1~3年占41.1%，工作时间3年及以上占35.7%；国企占19.1%，私企占40.1%，合资企业占25.8%，其他类型占15%。
（二）量表来源
本文对于职场排斥、心理安全感、工作退缩行为、情感型领导变量的测量，均采用国内外学者使用的成熟量表，所有英文量表都通过翻译和回译程序翻译成中文。基于Likert 5分量表进行评价，1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”。
1.职场排斥：采用Ferris等人开发的10个项目量表中的5个题项［4］，代表项目有“工作场所中，部分人将我排除于他们的交际圈之外”。本研究中，该量表的Cronbach’α值为0.910。
2.心理安全感：采用Edmondson编制的量表［5］，共7个题项，代表项目有“在工作中，我向这个团队的其他成员寻求帮助很容易”。本研究中，该量表的Cronbach’α值为0.845。
3.工作退缩行为：采用Lehman和Simpson编制的工作退缩行为量表［6］，包括心理退缩和行为退缩两个维度，选取其中7个题项，代表项目有“这名员工有时会有离开当前工作的想法”。本研究中，该量表的Cronbach’α值为0.906。
4.情感型领导：采用翁清雄等开发的量表［7］，选取其中8个题项，代表项目有“领导总能察觉团队成员间关系的微妙变化，并有能力调节下属间的冲突”。本研究中，该量表的Cronbach’α值为0.880。
5.控制变量：由于被试的性别、年龄、受教育程度和工作年限等人口统计学信息可能对职场排斥、心理安全感与工作退缩行为有影响，因此，在实际的数据分析中将这些信息作为控制变量处理。
四、数据分析和结果
（一）区分效度与共同方法偏差检验
为了检验职场排斥、工作退缩行为、心理安全感和情感型领导四个变量的区分效度，本文采用AMOS23.0软件进行验证性因子分析，逐步合并相关度较大的变量。模型1（原模型）：职场排斥、工作退缩行为、心理安全感、情感型领导；模型2（三因子）：职场排斥、工作退缩行为+心理安全感、情感型领导；模型3（三因子）：职场排斥+工作退缩行为、心理安全感、情感型领导；模型4（二因子）：职场排斥+工作退缩行为+心理安全感、情感型领导；模型5（二因子）：职场排斥+心理安全感+情感型领导、工作退缩行为；模型6（单因子）：职场排斥+工作退缩行为+心理安全感+情感型领导。验证结果显示，与单因子、二因子、三因子模型相比，原模型拟合度最优（χ2/df=2.794，TLI=0.903，CFI=0.918，RMSEA=0.073），其中，TLI和CFI均在0.900以上，RMSEA低于0.080，说明研究模型中的4个变量具有较好的区分效度。
此外，本文在打乱量表题项排列顺序以及收集领导—员工配对数据的基础上，采用Harman单因素法对样本数据进行共同方法偏差检验，结果显示：样本数据的KMO值为0.91，Bartlett球形检验显著，未旋转的探索性因子分析结果提取出特征值大于1的因子有4个，其中最大因子方差解释率为29.25%，小于判定标准（40%）。这表明本文数据不存在严重的共同方法偏差。
（二）描述性统计及相关性分析
从各变量的均值、标准差和相关系数的验证结果可以看出，自变量职场排斥与因变量工作退缩行为显著正相关（r= |