时间：2015-12-20 20:02:44 所属分类：心理学 浏览量:
5 研究2 组织公平、妒忌和主观幸福感的关系研究 5.1 研究目的 考察组织公平、妒忌和主观幸福感三者的关系，并探讨妒忌在组织公平和主观幸福感的中介效应。 5.2 研究被试 采用问卷调查的方法，本研究的被试者来自山东、西安、天津和郑州四个地区企业员工，共
5 研究2 组织公平、妒忌和主观幸福感的关系研究
5.1 研究目的
考察组织公平、妒忌和主观幸福感三者的关系，并探讨妒忌在组织公平和主观幸福感的中介效应。
5.2 研究被试
采用问卷调查的方法，本研究的被试者来自山东、西安、天津和郑州四个地区企业员工，共发出700份问卷，回收问卷643份，回收率为91.8%，最后保留有效问卷562份，有效率达80.3%。样本的人口统计学详情分布见表4—1。
5.3 研究工具
（1）组织公平量表
在这项研究中，采用由Colquitt(2001)设计包含17道项目的组织公平感量表，并对程序公平、分配公平和互动公平三个因素分别进行评价，其中程序公平5道题，分配公平5道题，互动公平7道题。采用Likert五点计分法，有非常不同意、比较不同意、不能确定、比较同意、非常同意五个答案，分别给予1至5分，得分越高表明员工的组织公平感越高。
（2）妒忌量表
Vecchio(1995,2000)编制的应对职业和专业的妒忌量表，主要测量工作环境中的妒忌。该量表包括 5 个项目，如“大多数同事都比我表现的好”、“不知为何，在工作中我好像不被看好”、“看到别人很幸运地得到好职位，我有点恼火”等，量表采用 Likert5 点计分。其 α 系数为 0.76。该量表多次被应用于有关工作环境中的妒忌的研究中的妒忌研究，并且这些研究表明该量表成功底测量了工作场所中同事之间的妒忌（Cohen-Charash&Mueller,2007;Duffy&Shaw,2000;Schaubroeck&Lam,2004;Vecchio,2000,2005;Vidaillet,2006）。本研究采用的妒忌量表是根据此量表，经过多次翻译和修订而编制的。
（3）主观幸福感量表
采用段建华的含有18个项目的六维结构主观幸福感量表。该量表是由段建华对美国国立卫生统计中心制定的总体幸福感量表（GWB）作的修订版本，即采用该量表的前18 项对被试进行施测。量表通过将其内容组成6个分量表从而对幸福感的6个因子（对健康的担心、精力、生活满意、忧郁或愉快的心境、对情感和行为的控制以及松弛与紧张）进行评分。
5.4 统计方法
本研究采用相关分析、中介分析及线性回归分析等统计方法，使用统计软件为SPSS19.0和Amos21.0。
5.5 研究工具的质量分析
5.5.1 组织公平量表
采用Colquitt(2001)设计的含有17个项目的三维结构中文版组织公平感量表。本研究对三个量表总分及各维度进行信度分析，采用克隆巴哈阿尔法系数作为指标，结果显示，组织公平感α=0.928>0.9，各维度α >0.8表明组织公平量表具有较好的信度，见表5—1。
5.5.2 妒忌量表
采用Vecchio(1995,2000)编制的含有5个项目的单维结构妒忌量表。由于该原始量表是英文版，需要对其进行翻译，并在中国文化背景下，通过验证性因素分析对妒忌单维结构模型的各项拟合优度指标进行进一步探讨。
（1）验证性因素分析
对妒忌量表进行验证性因子分析，结果如表5—1。X²/df =3.81<5，RMSEA=0.071<0.08，其他各拟合指标均大于0.9，表明测量模型整体拟合较好，该量表的标准化路径系数均大于0.4，表明妒忌量表的5道题目具备共同性，量表具备较好的效度。
（2）信度分析
结果显示，妒忌量表的内部一致性信度α=0.847，表明信度较好。
5.5.3 主观幸福感
采用段建华的含有18个项目的六维结构主观幸福感量表。对总体幸福感量表进行内部一致性分析，由于该问卷各题目得分单位不一，需要对其题目得分进行标准化后再进行信度分析，求得主观幸福感内部一致性α=0.847>0.8，其他各维度α>0.6表明主观幸福感量表可信，见表5—3。
5.6 组织公平与主观幸福感的关系研究
5.6.1 组织公平感和主观幸福感的相关分析
本研究采用相关分析来探讨组织公平感和主观幸福感两者间的关系，结果见表5—4。
数据处理结果显示，在组织公平感与主观幸福感相关分析中，组织公平总分与主观幸福感总分呈显着正相关r=0.323（p<0.01），与对健康的担心维度呈显着正相关r=0.293(p<0.01)，与生活满意维度显着正相关r=0.173（p<0.01），与忧郁或愉快的心境维度呈显着正相关r=0.410（p<0.01），与松弛和紧张的维度呈显着正相关r=0.249（p<0.01），与精力维度呈显着正相关r=0.222（p<0.01）。
程序公平维度与主观幸福感呈显着正相关r=0.282（p<0.01），与生活满意维度呈显着正相关r=0.152（p<0.01），与对健康的担心维度呈显着正相关r=0.230（p<0.01），与忧郁或愉快的心境维度呈显着正相关r=0.356（p<0.01），与松弛和紧张维度呈显着正相关r=0.250（p<0.01），与精力维度呈显着正相关r=0.187（p<0.01）。
分配公平维度与主观幸福感总分呈显着正相关r=0.255（p<0.01），与生活满意维度呈显着正相关r=0.166（p<0.01），与对健康的担心维度呈显着正相关r=0.24 （p<0.01）,与忧郁或愉快的心境维度呈显着正相关r=0.332（p<0.01），与松弛和紧张维度呈显着正相关r=0.217（p<0.01），与精力维度呈显着正相关r=0.212（p<0.01）。
互动公平维度上其与主观幸福感总分呈显着正相关r=0.305（p<0.01），与生活满意维度相关系数为0.14（p<0.01），与对健康的担心维度相关系数为0.91（p<0.01）和忧郁或愉快的心境维度呈显着正相关r=0.383（p<0.01），与松弛和紧张维度呈显着正相关r=0.191（p<0.01），和精力维度的关系为r=0.185（p<0.01）。
5.6.2 妒忌和主观幸福感的相关分析
本研究采用相关分析来探讨妒忌和主观幸福感两者间的关系，结果见表5—5。
数据处理结果显示，在妒忌与主观幸福感相关分析中，结果如表5—5所示其中妒忌总分与主观幸福感总和呈显着负相关r=-0.277（p<0.01）；妒忌与生活满意维度呈显着负相关r=-0.280（p<0.01）；与主观幸福感中对健康的担心维度呈显着负相关r=-0.250（p<0.01）；忧郁或愉快的心境维度呈显着负相关r=-0.280（p<0.01）；与对情感和行为的控制维度呈显着正相关r=0.131（p<0.01）；妒忌与松弛和紧张维度呈显着负相关r=-0.143（p<0.01）；与精力维度呈显着负相关r=-0.321（p<0.01）。
5.6.3 组织公平和妒忌的相关分析
本研究采用相关分析来探讨组织公平和妒忌两者间的关系，结果见表5—6。
数据处理结果显示，在妒忌和组织公平感的相关分析中，结果如表5—6所示，其中妒忌与组织公平感总分呈显着负相关相关系数r=-0.415（p<0.01）；妒忌与程序公平呈显着负相关r=-0.352（p<0.01）；妒忌与分配公平呈显着负相关r=-0.371（p<0.01）；妒忌与互动公平呈显着负相关r=-0.364（p<0.01）。
5.7 组织公平、妒忌和主观幸福感的回归分析
为了进一步揭示组织公平、妒忌和主观幸福感三者之间的关系，本研究在相关分析的基础上，采用线性回归分析，来探讨组织公平、妒忌和主观幸福感三者之间关系。结果见表5—7。
数据处理结果显示，对研究2进行检验分别以组织公平感及其各维度为预测变量,对妒忌和主观幸福感进行建模，同时以妒忌对主观幸福感进行建模，分别建立九个模型进行线性回归分析，在模型1中自变量组织公平感能够显着预测主观幸福感beta=0.38（p<0.001）；在模型2中自变量为程序公平,因变量为主观幸福感，建模程序公平的标准回归系数为0.333（p<0.001）；模型3中分配公平显着预测主观幸福感beta=0.321（p<0.001）；模型4中主观幸福感能够被互动公平预测（p<0.001）；模型5中，妒忌能够显着负向预测主观幸福感总分beta=-0.277（p<0.001）；在模型6中程序公平显着负向预测妒忌，标准回归系数为-0.325（p<0.001）；模型7分配公平能够显着负向预测妒忌beta=-0.371（p<0.001）；在模型8中互动公平能够显着预测妒忌；在模型9中组织公平感显着预测妒忌beta=-0.415（p<0.001）。
5.8 组织公平、妒忌和主观幸福感的中介效应分析
在回归分析中9个模型均建立成功，随后对假设2d进行检验，以主观幸福感为因变量，妒忌总分为中介变量，以组织公平感总分及各维度为自变量建立四个中介模型。
本研究根据温忠麟、张雷（2004）等人提出的中介效应检验程序，其中包括三个步骤：第一步进行自变量对因变量的回归分析，即y=cx的c检验要求回归系数β达到显着水平；第二步进行自变量对中介变量的回归分析，即m=ax的a检验，此时的回归分析系数β也要达到显着水平；第三步同时进行自变量、中介变量与因变量的回归分析，即y=c’x+bm，检验b和c’。如果中介变量的回归系数β达到显着水平，而自变量的回归系数β较第一步的回归系数β有所下降，则显示存在中介效应，此时的中介效应可分为两种：一是如果自变量的回归系数β下降到不显着的水平，则表明是完全中介作用；二是自变量的回归系数β仍处於显着水平，则表明是部分中介。
在模型A中可以看到第一步中以组织公平作为自变量对主观幸福感进行回归分析呈现显着性（p<0.001），第二步以妒忌作为因变量，组织公平感作为自变量进行建模，结果呈显着性（p<0.001），第三步中以组织公平和妒忌为自变量对主观幸福感进行多元回归分析，结果均显着（p<0.001），且β值有所下降并且仍然显着。因此，根据温忠麟、张雷（2004）等人提出的中介效应检验程序表明，妒忌在组织公平感与主观幸福感之间具有部分中介效应。
模型B以程序公平作为中介变量，分析其在主观幸福感与妒忌之间的作用，结果表明，第一步中，程序公平能够显着预测主观幸福感，Beta= 0.333（p<0.001)；第二步中，程序公平能够显着预测妒忌，Beta=-0.325（p<0.001）；第三步中，妒忌显着预测主观幸福感，Beta=-0.182（p<0.001），并且直接效应显着Beta=0.267（p<0.001），因此模型B为部分中介效应。
模型C中以分配公平为自变量，妒忌为中介变量，主观幸福感为因变量，进行建模。第一步中，分配公平能够显着预测主观幸福感，Beta=0.321（p<0.001）；在第二步中，自变量分配公平能够显着预测中介变量妒忌，Beta=-0.371（p<0.001）；在第三步中，求得Beta=-0.253，并且模型的直接效应显着（p<0.001），此因，模型C判定为部分中介效应。
在模型D的中介分析中，自变量为互动公平，第一步中互动公平显着预测主观幸福感，Beta=0.341（p<0.001）；第二步回归分析成立，自变量对中介变量的回归系数为-0.364（p<0.001）；第三步中，通过多元回归分析结果呈显着性，自变量互动公平和中介变量妒忌均能显着预测因变量主观幸福感（p<0.001）；至此，第四个模型也建模成功为部分中介模型。
5.9 讨论
5.9.1 组织公平与主观幸福感的关系
（1）组织公平与主观幸福感的相关分析
在组织中受到不公正待遇的人可能会推断，与那些受到公平待遇的人相比，自己不是一个有价值的组织成员，因而他们会产生自卑情绪，并且觉得自己对组织而言并不重要因此产生失落感(Lind & Tyler,1988)，长期受到不公平待遇的个体则会因为生活压力等原因而对工作出现不满并且导致恶性循环。组织内如果保持高水平的公平，那么组织成员之间相互的关系就会融洽，个体能够体验到更多积极的情绪，保持一种放松的状态，而并非惶恐不安。并且个体在积极的环境中会感到更加精力充沛。
（2）组织公平对主观幸福感的预测分析
本研究以组织公平总分及其各维度，分别对主观幸福感进行预测，结果显示组织公平越高的个体所表现出的主观幸福感越高。在组织内部个体不仅追求自身价值，同时也在比较自己的价值与他人的价值，自己的付出与他人的付出，如果个体感知到组织对于自己的付出是认可的，并且能够公平对待自己和他人的付出，那么无论是从个体内部而言还是对于个体间关系都会有良性的影响。组织公平各维度显示分配公平、程序公平和互动公平中得分较高的个体也能够感知更高的主观幸福感。每个个体能够了解组织的决策，那么个体将会感知到组织对其的尊重和信任，个体间内部的信息交换充分有利于个体间信任的建立。
5.9.2 妒忌与主观幸福感的关系
（1）妒忌与主观幸福感的相关分析
从结构可以看到妒忌对主观幸福感总和及其大部分维度均呈显着相关。大部分学者对于妒忌的界定也是将其定义为负性情绪，而主观幸福感则是表现个体积极生活状态质量的指标。由于在工作场景中个体之间的沟通出现问题，每个个体获得的信息资源不均等，每个个体的能力以及所得收入的不同，因此在比较之间就会出现妒忌情绪，而妒忌情绪本身将会影响个体的生活质量，其对个体心理健康会产生削弱作用，妒忌心强的个体会影响到个体对他人的感激之心，而感激也被看作是积极心理，幸福感的来源之一。在于他人的比较中妒忌之心渐起，则个体更多的就关注到他人对自己的伤害，使自己沉浸在负性的心境中。会破坏掉个体对于美好生活的憧憬而更多的是对他人的敌意，长期妒忌的个体将会保持紧张状态防范其对立个体的威胁，因此个体的精力也将被耗空。但是从研究结果中可以看到，妒忌得分与主观幸福感中个体对情绪和行为的控制维度呈显着弱相关，相关系数为0.131，一方面是因为妒忌本身是复杂情绪，由个体对外界的认知并不立即反应在生理和表情中，因此妒忌心高的个体往往能够控制自己的情绪和行为，另一方面是由于取样样本在社会组织中个体对于自己的情绪表现和行为更加收敛。
（2）妒忌对主观幸福感的预测分析
对于主观幸福感和情绪的研究多数学者将精力放在一般的初级情绪上，而对于复合情绪的研究则较少。本研究的结果证实了假设2c，即妒忌能够负向预测主观幸福感。妒忌作为一种带有敌对性的情绪，将会影响个体对于积极情绪的感知，易导致个体将过多的精力放置在威胁和不安中，而不能够保持较为放松的状态对待生活，心理压力过高会导致生活质量不足，因此妒忌情绪过高会影响主观幸福感。
5.9.3 组织公平与妒忌的关系
（1）组织公平与妒忌的相关分析
在组织环境中，妒忌可能产生于个体收到的不公平待遇，这种不公平会对个体自我价值产生威胁。因而触犯到个体的价值标准，妒忌被认为是自我价值威胁的情感，因此他在遇到组织不公的境遇时会表现得更为强烈。妒忌在组织公平三个维度上的得分，其中与分配公平相关系数绝对值最大，因此认为分配是否公平与个体妒忌的感知关系最明显。个体在参与社会组织进行社会生产活动，主要目的是为了获得产品保证生活，如果个体在社会活动中对自己所得收入感知到强烈的不公平，不能维持其生活，那么即便程序公平以及互动公平保持稳定，个体依然会产生强烈的妒忌，甚至将此情绪付诸行为形成反社会行为。反之，如果组织内对于成员保持相对公平，那么个体之间的和谐程度将会大幅上升，个体间的妒忌将会下降。
同样妒忌与程序公平和互动公平之间也存在负相关，而程序公平的负相关绝对值最低。这一结果与中国的国情相关，中国自古以来就是重人情而轻司法，个体对人情世故的感知意愿往往要高于对于程序是否公平的感知。个体希望能够及时的获得可靠的信息，而往往忽视了这个过程本身是否对自己有利，更注重短视的结果，而不能看到后期的效果。
（2）组织公平对妒忌的预测分析
在modelA-modeD所有回归均显着，意味着组织公平总分及各维度均能够对个体妒忌水平进行估计，组织或其管理者对组织成员的行为将影响个体对组织行为的感知，个体对组织的态度进行评定后认为，如果存在不公平那么个体会将负性情绪转化为对其他人的敌意，这种敌意更多的通过妒忌表现出来，如果同样的个体付出了相同的努力而没有获得相同的报酬，那么收支失衡的个体将会对获得更多资源的个体产生妒忌情绪。在对于组织的信任方面，如果个体知道组织的决定对其隐瞒而披露给其他同等级的个体，那么个体同样会感受到来自组织的不信任，因此程序公平对于个体态度而言也具备影响。给个体需要获得相同的信任以及对组织决策的了解，如果在信息方面个体间达不到相同，组织成员就倾向于对信息了解更多的个体产生妒忌，因为组织的倾向代表了组织的态度。而后是互动过程，个体间的互动，个体与组织领导和决策者之间的互动，如果不能达到平衡就会导致同事之间出现对立情绪，这种负面情绪的影响将是广泛而深远的。
5.9.4 妒忌的中介作用
通过相关和回归分析分别证明了研究2 ，通过研究可以论证组织公平、妒忌和主观幸福感之间存在的因果关系，即主观幸福感能够被组织公平和妒忌预测，而妒忌能够被组织公平预测，基于此，笔者在三个变量之间构建中介模型，以组织公平为自变量，以妒忌为中介变量，以主观幸福感为因变量进行建模。
ModeA中总效应显着，直接效应显着，中介效应显着，ModalA为部分中介效应，妒忌起到中介变量作用。即组织公平会促进个体在组织内部活动时候的心理愉悦度感而提高个体的幸福感，同时组织公平也能通过降低个体的妒忌情绪而感知到更多积极情绪，促进个体的主观幸福感。即组织公平给予个体更多的安全感，自尊和信任，这些因素将化解组织内部个体间的情绪问题及矛盾。而个体的主观幸福感一方面来自于组织给予的尊重和信任，另一方面来自于个体与其他组织成员之间相互交往的情况。在子研究中欲探索妒忌在三种组织公平对幸福感预测中的中介作用。
Model-B成立，妒忌作为程序公平对主观幸福感的中介变量成立。组织对个体如果分配不公将会导致组织内部人员付出收益比出现失衡，高收益比的个体将会被其他组织成员妒忌，而慢慢被疏远在这个过程中，无论是高低收益比的组织成员都将会感到来自组织内部的紧张氛围。另一方面个体在面对收益受损时将会直接导致个体负面情绪增加而降低了个体对幸福感的觉知。
Model-C成立，分配不公对于个体来说是组织对同等级成员的信任不同，对于个体的心理影响较大，个体对于信任的感知将会决定其对组织的情感依附和在工作中的愉悦度，同时组织的程序不公将会影响个体对于其目的的觉知，从而产生妒忌情绪，并影响到个体对幸福的感觉。
Model-D，同样构成为部分中介效应，互动公平是直接影响个体与组织内人员的关系，如果个体在与其他组织成员中建立良好的关系，那么个体将会在工作中更加轻松，能够获得更多的社会支持，同时也能抑制个体的妒忌情绪产生。
5.10 小结
本研究通过相关分析、中介分析以及回归分析等对研究 2 各假设进行了验证，结论如下：
（1）组织公平感对主观幸福感具有显着的正向预测作用。
（2）组织公平感对妒忌具有显着的负向预测作用。
（3）妒忌对于主观幸福感具有显着的负向预测作用。
（4）妒忌在组织公平感和主观幸福感之间具有部分中介作用。
（5）妒忌在程序公平和主观幸福感之间具有部分中介作用。
（6）妒忌在分配公平和主观幸福感之间具有部分中介作用。
（7）妒忌在互动公平和主观幸福感之间具有部分中介作用。
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