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身份认同与身份认同的关系

时间:2021-03-23 理论教育 版权反馈
【摘要】:根据研究计划,本次正式调研对于主要变量的测量均采用相关的标准量表。这里,跟预调研结果一致的,由于年龄与在本律师事务所的工作年限呈显著正相关关系,为避免多重共线性关系的影响,仅纳入工作年限为控制变量。表4-8 以组织-职业冲突为主要预测变量的身份认同方程a.Dependent Variable:身份认同。该结果意味着在控制了感知公平之后,以上4种职位的身份认同感是递减的。
正式调研_影响律师工作满意度的心理机制研究:社会身份认同理论的视角

总计发放1428份问卷,在其中1124份有效回答中,645位男性,479位女性,并有4位未汇报性别信息。平均年龄约为31.06岁,标准偏差为8.16岁。平均工作年限为9.35年,标准偏差为5.31年;其中在目前所在的律师事务工作的平均年限为7.35年,标准偏差为3.94年。其中2.8%的回复者具有大专学历,61.2%具有大学本科学历,34.1%拥有硕士学位,1.9%具有博士学位。69.4%为已婚。职位分布上,26.5%为合伙人律师,31.6%为授薪律师,37.6%为提成律师,4.3%为其他员工。其中,对于授薪律师来说,税前月工资的中值为4000—6999元;而提成律师的平均提成比例约为51%—65%。总体来说,本次调研的抽样覆盖了各个职位、不同执业年限的律师行业从业人员的情况,具有相当的代表性。

根据研究计划,本次正式调研对于主要变量的测量均采用相关的标准量表。主要变量包括组织-职业冲突、感知公平、感知权力、身份认同、自我效能感、组织承诺和工作满意度,其中大部分量表为多项量表,故在初步数据整理中对各测项进行编码、反向编码、合并均值以后作为该变量的主要测量指标。以下汇报各变量的主要统计指标(表4-7)。

表4-7 正式调研中各主要变量的内在信度指标

由上表可知,各核心变量的内在一致性均达到了较高的水平(Cronbach alpha >0.70),这意味认为该问卷的测项具有较高的内部一致信度。此外,对比预调研的对应结果(表4-1),可以发现核心变量的各项指标均保持一致,并且信度指标有所提高。

接下来,我们将各主要变量均值中心化(mean-centered)以后提交至模型中进一步检验各变量之间的关系。

以下,我们将按照假设的理论框架逐个分析相应变量之间的关系,其中主要控制变量包括在本事务所的工作年限、年龄、性别、婚姻状况、职位。这里,跟预调研结果一致的,由于年龄与在本律师事务所的工作年限呈显著正相关关系(Spearman's rho=.55,p<0.001),为避免多重共线性关系的影响,仅纳入工作年限为控制变量。由于薪酬数据不具有统一的标准(授薪律师为月薪资金额,提成律师只有提成比例,而合伙人律师因涉及成本、税费、利润清算则较少提供收入信息),故并未将职业收入加入模型作为控制变量,然而律师的职业收入与其职位类型密切相关,例如,绝大部分合伙人律师的收入大于其他律师职位,而一部分提成律师的薪资高于授薪律师。故本次分析中可将职位信息作为收入的一个代理变量加入到模型中,以控制收入的影响。

1.前置变量

(1)组织-职业冲突与身份认同。

首先,我们检验组织-职业冲突与身份认同的主要相关关系。采用分层回归模型(hierarchal linear model),将组织-职业冲突量表指标作为主要预测变量,身份认同作为因变量,在本事务所的工作年限、年龄、性别、婚姻状况、职位作为控制变量加入到方程中,输出结果如表4-8所示。

表4-8 以组织-职业冲突为主要预测变量的身份认同方程

a.Dependent Variable:身份认同。
b.**,在0.01水平上显著。

由表4-8可知,组织-职业冲突与身份认同呈显著负相关关系(B=-0.38,t=-11.93,p<0.01);而在控制掉其他因素的影响后,该负相关关系依然显著(B=-0.35,t=-10.81,p<0.01),这意味着当律师面临越大的组织-职业冲突时,其身份认同感越低。而在各控制变量中,我们可以观察到身份认同与律师在本事务所工作年限呈边际显著的正相关(B=0.06,t=1.847,p<0.1),这也符合人们的直觉,在一家事务所工作的时间越长越可能建立起较高的身份认同。此外,我们发现职位与身份认同呈正相关关系(B=-0.16,t=-5.76,p<0.01),即职位越高,身份认同也越高,且授薪律师的身份认同高于提成律师,这与实践中的实际情况完全契合,合伙人律师是律所组织的创业者和管理者,在实践中占有更多的资源和权力,他们大都将律师职业作为事业去经营,身份认同自然最高。而授薪律师作为合伙人律师的助手和团队核心成员,更被合伙人律师信赖,有更多的机会参与资源和权力分配的过程,因而身份认同也较高。但提成律师完全依靠自身的业务量通过分成的方式获取报酬,他们对律所组织缺乏归属感,故身份认同普遍较低。在我们的问卷中,职位的编码为:1-合伙人律师;2-授薪律师;3-提成律师;4-其他,属于名义变量。该结果意味着在控制了感知公平之后,以上4种职位的身份认同感是递减的。单独进行额外的均值差异检验可知,合伙人律师的身份认同感最高(M=3.75,SD=0.75),授薪律师其次(M=3.39,SD=0.74),而提成律师(M=3.19,SD=0.77)和其他工作人员(M=3.25,SD=0.81)的身份认同感最低(两者差异不显著,p>0.1)。

这样的结果跟预调研的结果在方向上是完全一致的,并且由于样本量的增加其显著性也大大提高,这为我们得出结论带来了更大的信心。

进一步,我们检验感知权力对组织-职业冲突与身份认同(identification)负相关关系的调节作用。分析方法采用general linear model,考察组织-职业冲突(conflict)、感知权力(power)及其交互项加入到方程中,并控制本事务所的工作年限(year)、性别(gender)、婚姻状况(marry)、学历(edu)和职位(job)因素的影响。估计方程[6]:

输入结果如表4-9所示:

表4-9 组织-职业冲突、感知权力及其交互项对身份认同的影响

a.Dependent Variable:身份认同。
b.**,在0.01水平上显著;*,在0.05水平上显著。

根据这一结果,首先我们可以看出组织-职业冲突对于身份认同的主效应仍然显著为负值(B=-0.32,t=-10.79,p<0.01),而感知权力对于身份认同也存在正向的直接影响(B=0.28,t=9.60,p<0.01)。这样的结果意味着组织-职业冲突越大,身份认同程度越低;而感知权力越高,身份认同也越高。这都是符合我们的直觉与假设的。

更进一步,根据我们之前的假设,此处的交互项应该显著。如果交互项显著,则意味着感知权力对于组织-职业冲突对于身份认同的影响起到调节作用,在表4-9中可以看到,感知权力与组织-职业冲突交互项在方程中达到显著水平(B=0.06,t=2.02,p<0.05)。将组织-职业冲突和感知权力以中位值二分以后作图可得图4-5。

图4-5 感知权力对组织-职业冲突影响身份认同的调节作用

从图4-5中,我们可以看到清晰的交互作用。而这一交互与我们预调研的数据趋势是一致的,但更为显著,这与我们的假设预测是完全一致的。具体而言,首先,当感知权力高的时候,面临着高组织职业冲突的律师的身份认同低于那些面临着低组织职业冲突的律师,差异达到显著水平,B=-0.78,t=2.61,p<0.01;而当感知权力低的时候,面临高组织职业冲突和面临低组织-职业冲突的律师之间不存在显著的身份认同差异,B=0.13,t=1.18,p>0.05。即当感知到权力高的时候,组织-职业冲突与身份认同的负相关关系较强。而当感知到的权力低时,组织-职业冲突与身份认同的负相关关系较弱。换句话说即当律师面临高组织-职业冲突时,低感知权力反而有助于提高身份认同;而当面临低组织-职业冲突时,高感知权力的律师体会到更高的身份认同感。故我们得出结论,感知权力调节着组织职业冲突对身份认同的影响。

(2)感知公平与感知权力。

与上述分析类似,先采用分层回归模型(hierarchal linear model)分析感知公平与身份认同的相关关系。输出结果如表4-10所示。

表4-10 以感知公平为主要预测变量的身份认同方程

a.Dependent Variable:身份认同。
b.**,在0.01水平上显著。

以上结果首先表明,感知公平与身份认同呈显著的正相关关系(B=0.34,t=19.20,p<0.01),即律师越觉得自己获得了公平的待遇,就会获得越高的身份认同感;且在加入各控制变量后,这一关系不变(B=0.32,t=17.72,p<0.01)。此外,在控制感知权力的差异影响以后,职位与身份认同正相关关系仍然显著(B=-0.17,t=-6.53,p<0.01),这与以上组织-职业冲突的回归模型中的结论是一致的,即合伙人律师的身份认同感最高,授薪律师其次,而提成律师和其他工作人员的身份认同感最低。

然后,我们进一步检验感知权力在感知公平对身份认同影响过程中的调节作用。估计方程[7]:

输出结果如表4-11所示。

表4-11 感知公平、感知权力及其交互项对身份认同的影响

a.Dependent Variable:身份认同。
b.**,在0.01水平上显著;*,在0.05水平上显著。

上表表明,感知权力(B=0.30,t=16.62,p<0.01)和感知公平(B=0.24,t=8.96,p<0.01)对身份认同的主效应均显著,即当人们感觉越公平、自己越有权力的时候,其身份认同感的程度越高。进一步的,我们发现他们的交互项显著为负(B=-0.06,t=2.14,p<0.05)。为了观察数据趋势,我们同样将感知权力、感知公平以中位值二分后作图得图4-6。

图4-6 感知权力对感知公平影响身份认同的调节作用

在该图中,我们可以看出,总体来说,感知公平越高,身份认同水平越高。而当感知权力高的时候,低感知公平的律师的身份认同低于那些高感知公平的律师,差异达到显著水平,B=0.43,t=2.34,p<0.05;当感知权力低的时候,低感知公平的律师与那些高感知公平的律师不存在显著的身份认同差异,B=0.09,t=0.34,p>0.1。故我们得出结论,感知权力会调节感知公平对身份认同的影响。

2.后期影响

以上,我们已经通过正式调研的数据及其分析验证了我们关于身份认同的前期影响因素的作用机制,这些结论与我们预调研中发现的趋势基本一致,但更加稳健和显著。然而,在预调研中,关于身份认同影响工作满意度的后期路径其结果并不理想,主要是自我效能感与工作满意度的相关不显著导致。在调整了问卷测项和整合了更多的调研数据之后,我们期望这一效应能够得到验证。以下逐步汇报身份认同作用于工作满意度的后期影响因素。

进行以身份认同(identification)为自变量,工作满意度(satisfaction)为因变量的回归分析,其中控制本事务所的工作年限(year)、性别(gender)、婚姻状况(marry)、学历(edu)和职位(job)等因素的影响。分层回归的结果如表4-12所示。

表4-12 以身份认同为主要预测变量的工作满意度方程

a.因变量:工作满意度。
b.** 在0.01水平上显著。

由表4-12可知,身份认同对工作满意度的影响呈显著正相关关系(B=0.64,t=20.70,p<0.001),且这一关系在控制掉职位、工作年限等因素后仍然显著(B=0.61,t=19.19,p<0.001)。在各控制变量中,我们也可以知道平均来说,男性比女性的工作满意度更高(B=-0.16,t=-3.04,p<0.01);已婚的比未婚的工作满意度高(B=-0.10,t=4.28,p<0.01)。这一分析结果验证了身份认同和工作满意度的主效应关系,只有在这一效应显著的前提下,才有理由进一步检验潜在的中介变量。

(1)组织承诺的中介作用。

根据经典的中介效应检验法(2),我们首先分别做以下三个回归方程并检验身份认同在方程[8]和[10]的系数差异显著性,即可知组织承诺是否为中介变量。

分析结果见图4-7。

图4-7 组织承诺在身份认同影响工作满意度中的中介效应

根据上图,我们可以看出,身份认同对工作满意度原本为显著的预测变量(B=0.61,t=19.19,p<0.001),且身份认同与组织承诺显著正相关(B=0.86,t=34.96,p<0.001),组织承诺又与工作满意度显著正相关(B=0.64,t=24.76,p<0.001)。而在加入组织承诺的影响后,身份认同对工作满意度的影响虽然仍然显著,但有所下降,表现为效应显著性下降(B=0.21,t=5.20,p<0.001),这意味着在这一过程中组织承诺可能起到中介变量的作用。

为了进一步检验中介效应是否显著,我们按照最新的中介效应分析方法,采用Hayes(2012)所编写的SPSS程序代码(3),在对现有样本进行了10000次的引导程序后(bootstrap),检验得出身份认同通过组织承诺这一路径作用于工作满意度的间接效应是显著(Effect=0.44,SE=0.036,95% CI[0.369,0.511])。

综合以上分析,我们可以知道身份认同对工作满意度、组织承诺的直接效应显著,组织承诺对工作满意度的直接效应也显著,并且身份认同通过组织承诺作用于工作满意度的间接效应也显著,这就意味着组织承诺作为身份认同影响工作满意度的部分中介变量是显著的。

这一结果与我们预调研中的结论一致,故我们更加有信心得出结论:组织承诺是身份认同影响工作满意度的一个显著的中介变量。

(2)自我效能感的中介作用。

以上,我们验证了组织承诺在身份认同影响工作满意度过程中的中介作用,接下来将验证我们关于身份认同影响工作满意度的心理机制的另一条路径——自我效能感的中介作用。采用与以上相似的方法,首先根据经典的中介效应步骤(4),分别做以下三个回归方程并检验身份认同在方程[11]和[13]的系数差异显著性即可知自我效能感是否为中介变量。

分析结果图如下(图4-8):

图4-8 自我效能感在身份认同影响工作满意度中的中介效应

根据图4-8,我们可以看出,身份认同对工作满意度原本为显著的预测变量(B=0.55,t=16.45,p<0.001),且身份认同与自我效能感显著正相关(B=0.45,t=11.55,p<0.001),自我效能感又与工作满意度也显著正相关(B=0.68,t=14.07,p<0.001)。而在加入自我效能感的影响后,身份认同对工作满意度的影响虽然仍然显著,但有所下降,表现为回归系数的减小,并且效应显著性下降(B=0.24,t=11.55,p<0.001),这意味着在这一过程中自我效能感可能起到中介变量的作用。

为了进一步检验中介效应是否显著,我们按照最新的中介效应分析方法,采用Hayes(2012)所编写的SPSS程序代码(5),在对现有样本进行了10000次的引导程序后(bootstrap),检验得出身份认同通过自我效能感这一路径作用于工作满意度的间接效应是显著(Effect=0.10,SE=0.015,95% CI[0.076,0.136])。

综合以上分析,我们可以知道身份认同对工作满意度、自我效能感的直接效应显著,自我效能感对工作满意度的直接效应也显著,并且身份认同通过自我效能感作用于工作满意度的间接效应也显著,这就意味着自我效能感作为身份认同影响工作满意度的中介变量是显著的。

在预调研中,该中介效应未能得到验证,而相比于预调研,正式调研的资料结果更加稳健,并且得出显著的中介效应。故我们得出结论,自我效能感是身份认同影响工作满意度的一个显著的中介变量。

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