双来源支持感对员工的影响与承诺的中间作用
假设3a：员工的主管承诺对其离职倾向存在显著负向影响。
相似于组织承诺，主管承诺较强的员工对于工作角色的认知更为宽泛，对于主管指派的非工作范围内的任务仍有良好的执行力，他们会以做出更多角色外行为的方式来提高个体的绩效水平，从而加强个人与主管的交换联系，获得更多的资源来满足个体发展需要[18]，即主管承诺对组织公民行为有正向影响[19]。因此，本文提出如下假设：
假设3b：员工的主管承诺对组织公民行为存在显著正向影响。
(三)主管承诺与组织承诺
管理者是组织的代理人，员工会将主管视为组织行为规范和价值观的重要代表，他们觉得与主管保持一致就是与组织保持一致[15]。员工与主管之间的情感联系越强越有助于形成员工的组织承诺。因此，提出如下假设：
假设4：员工的主管承诺对其组织承诺存在显著正向影响。
(四)主管组织承诺的调节作用
Eisenberger等的研究表明不是所有员工都将主管看作组织代理人[20]。Van Vianen等认为个人与组织的匹配和个人与主管的匹配是两个不同的结构，尽管组织和主管有着许多共同的价值观和特点，但是并不能代表他们是一致的[15]。因此，员工对于主管的承诺能否转化为其对于组织的承诺，应该有调节变量对它们之间关系进行调节。Cheng等认为下属在工作中会平衡自我、主管和组织之间的关系，如果主管对于组织的承诺水平越高，组织与主管才越是一致的[21]。在这种情况下，主管组织代理人的代表性越强，下属对主管的承诺越强，才能推理其组织承诺也越强。组织情感承诺强的员工往往更容易与组织有着更强烈的价值一致性[22]，但员工对于主管的承诺与其组织承诺的一致性是建立在主管与组织一致性基础上的，主管对于组织的承诺水平越高，员工主管承诺到组织承诺的传递效应越强。因此，提出如下假设：
假设5：主管的组织承诺在员工的主管承诺和组织承诺之间起到调节作用。
二、研究方法
(一)研究样本
本文的样本来自于北京、上海、广东、福建、山东、新疆，陕西等地区的29个组织，本文采用上下级配对的方式，让员工评价个人感知到组织支持、主管支持、组织承诺、主管承诺和个人的离职倾向等变量题项，让员工的直接主管评价员工组织公民行为和自己的组织承诺的题项。共发放问卷550对，收到回复问卷536对，回收率为97455%。其中有432对有效样本，样本的有效率为 80597%。在有效样本中，50694%为男性，49306%为女性。从年龄分布来看，20 岁以下受试者占比2778%，21-30岁占比 62037%， 31-40 岁受试者占比22454%， 41-50 岁、51-60岁、60 岁及以上受试者分别占比8333%、3935%和 0463%。拥有大专学历以上的员工占比83102%。组织任期方面，工作 1 年内的员工占比20370%，1-3 年占 37732%；3-7年占20370%；7-10年占6019%；工作10 年以上的员工占15509%。在工作职位方面，73843%的员工均是基层员工，基层管理者为 15509%，中层管理者为 9028%和高层管理者为 1620%。
(二)研究工具
本文采用翻译-回译方法制作量表，先请两名管理学博士生将英文原始量表翻译成中文版本，另请两名管理学专业博士生将其回译为英文，最后将两个英文量表进行对比、修正，并按照中国的语法习惯和语义内涵进行调整，最终得到最终调研量表。量表采用7级李克特量表，让受试者评价题项与其感受或认知符合的程度，1代表“完全不符合”，7代表“完全符合”。
组织承诺的测量来源于Meyer等关于组织情感承诺的量表，选择5个题项对情感承诺进行测量[23]，该量表在本文中的内部一致性系数为 0889。主管承诺的测量来源Vandenberghe等研究的相关题项，形成了5个题项的主管承诺量表[17]，量表的内部一致性系数为 0901。组织支持感的测量来源于Eisenberger等的研究[24]，本文选取了4个在原量表中因子载荷较大的题项作为调研量表，量表的内部一致性系数为 0926。主管支持感的测量借鉴Eisenberger等的测量方法[25]，本文选择4个题项测量感知到的主管支持，量表的内部一致性系数为 0939。离职倾向的测量来源于Vandenberghe和Bentein研究[26]，使用三个题项测量员工的离职倾向，量表的内部一致性系数为 0938。
员工的组织公民行为和主管的组织承诺由主管进行评价，该种方式能够增加研究的数据来源，从而降低共同方法偏差的影响[27]。主管的组织承诺的测量题项与员工相同，量表的内部一致性系数为 0838。组织公民行为的测量包含5题，借鉴了Moorman和Blakely研究中以人际帮助为代表的组织公民行为测量题项[28]，内部一致性系数为 0932。
就整体上而言，研究所用变量的信度系数Alpha值均大于07，表明变量的测量具有良好的信度[29]。
三、数据分析与结果
(一)共同方差偏差分析
为确保共同方法偏差不对研究产生严重影响，本文按照Harman单因子检验的方法进行检验，单因子CFA检验的拟合指数并不理想(χ2=4967261，df=377，χ2/df=13176，RMSEA=0197，NNFI=0841，CFI=0853)，说明各变量间并不存在非常严重的共同方法偏差问题。虽然在七因素模型中加入一个公共方法变异因子后，模型的卡方量得到了显著的减少(△χ2=109530，△df=36，p<001)，但由于△χ2会受到样本影响，在进行模型比较时还需要进行模型拟合指数的比较[30]。从比较结果来看，尽管χ2显著减小，但是加入共同方法变异因子后的模型，RMSEA、NNFI、CFI的改善程度均在001-002间，较为有限，由此表明加入共同方法变异因子的模型拟合程度并未有较大改善。加之，研究用EFA进行的Harman单因素因子分析结果显示未经旋转的第一个因子解释了41349%方差，按照Hair等(2009)所推荐的050判断标准，说明共同方法偏差问题并不严重[29]。, 百拇医药(阎亮 樊耘)
相似于组织承诺，主管承诺较强的员工对于工作角色的认知更为宽泛，对于主管指派的非工作范围内的任务仍有良好的执行力，他们会以做出更多角色外行为的方式来提高个体的绩效水平，从而加强个人与主管的交换联系，获得更多的资源来满足个体发展需要[18]，即主管承诺对组织公民行为有正向影响[19]。因此，本文提出如下假设：
假设3b：员工的主管承诺对组织公民行为存在显著正向影响。
(三)主管承诺与组织承诺
管理者是组织的代理人，员工会将主管视为组织行为规范和价值观的重要代表，他们觉得与主管保持一致就是与组织保持一致[15]。员工与主管之间的情感联系越强越有助于形成员工的组织承诺。因此，提出如下假设：
假设4：员工的主管承诺对其组织承诺存在显著正向影响。
(四)主管组织承诺的调节作用
Eisenberger等的研究表明不是所有员工都将主管看作组织代理人[20]。Van Vianen等认为个人与组织的匹配和个人与主管的匹配是两个不同的结构，尽管组织和主管有着许多共同的价值观和特点，但是并不能代表他们是一致的[15]。因此，员工对于主管的承诺能否转化为其对于组织的承诺，应该有调节变量对它们之间关系进行调节。Cheng等认为下属在工作中会平衡自我、主管和组织之间的关系，如果主管对于组织的承诺水平越高，组织与主管才越是一致的[21]。在这种情况下，主管组织代理人的代表性越强，下属对主管的承诺越强，才能推理其组织承诺也越强。组织情感承诺强的员工往往更容易与组织有着更强烈的价值一致性[22]，但员工对于主管的承诺与其组织承诺的一致性是建立在主管与组织一致性基础上的，主管对于组织的承诺水平越高，员工主管承诺到组织承诺的传递效应越强。因此，提出如下假设：
假设5：主管的组织承诺在员工的主管承诺和组织承诺之间起到调节作用。
二、研究方法
(一)研究样本
本文的样本来自于北京、上海、广东、福建、山东、新疆，陕西等地区的29个组织，本文采用上下级配对的方式，让员工评价个人感知到组织支持、主管支持、组织承诺、主管承诺和个人的离职倾向等变量题项，让员工的直接主管评价员工组织公民行为和自己的组织承诺的题项。共发放问卷550对，收到回复问卷536对，回收率为97455%。其中有432对有效样本，样本的有效率为 80597%。在有效样本中，50694%为男性，49306%为女性。从年龄分布来看，20 岁以下受试者占比2778%，21-30岁占比 62037%， 31-40 岁受试者占比22454%， 41-50 岁、51-60岁、60 岁及以上受试者分别占比8333%、3935%和 0463%。拥有大专学历以上的员工占比83102%。组织任期方面，工作 1 年内的员工占比20370%，1-3 年占 37732%；3-7年占20370%；7-10年占6019%；工作10 年以上的员工占15509%。在工作职位方面，73843%的员工均是基层员工，基层管理者为 15509%，中层管理者为 9028%和高层管理者为 1620%。
(二)研究工具
本文采用翻译-回译方法制作量表，先请两名管理学博士生将英文原始量表翻译成中文版本，另请两名管理学专业博士生将其回译为英文，最后将两个英文量表进行对比、修正，并按照中国的语法习惯和语义内涵进行调整，最终得到最终调研量表。量表采用7级李克特量表，让受试者评价题项与其感受或认知符合的程度，1代表“完全不符合”，7代表“完全符合”。
组织承诺的测量来源于Meyer等关于组织情感承诺的量表，选择5个题项对情感承诺进行测量[23]，该量表在本文中的内部一致性系数为 0889。主管承诺的测量来源Vandenberghe等研究的相关题项，形成了5个题项的主管承诺量表[17]，量表的内部一致性系数为 0901。组织支持感的测量来源于Eisenberger等的研究[24]，本文选取了4个在原量表中因子载荷较大的题项作为调研量表，量表的内部一致性系数为 0926。主管支持感的测量借鉴Eisenberger等的测量方法[25]，本文选择4个题项测量感知到的主管支持，量表的内部一致性系数为 0939。离职倾向的测量来源于Vandenberghe和Bentein研究[26]，使用三个题项测量员工的离职倾向，量表的内部一致性系数为 0938。
员工的组织公民行为和主管的组织承诺由主管进行评价，该种方式能够增加研究的数据来源，从而降低共同方法偏差的影响[27]。主管的组织承诺的测量题项与员工相同，量表的内部一致性系数为 0838。组织公民行为的测量包含5题，借鉴了Moorman和Blakely研究中以人际帮助为代表的组织公民行为测量题项[28]，内部一致性系数为 0932。
就整体上而言，研究所用变量的信度系数Alpha值均大于07，表明变量的测量具有良好的信度[29]。
三、数据分析与结果
(一)共同方差偏差分析
为确保共同方法偏差不对研究产生严重影响，本文按照Harman单因子检验的方法进行检验，单因子CFA检验的拟合指数并不理想(χ2=4967261，df=377，χ2/df=13176，RMSEA=0197，NNFI=0841，CFI=0853)，说明各变量间并不存在非常严重的共同方法偏差问题。虽然在七因素模型中加入一个公共方法变异因子后，模型的卡方量得到了显著的减少(△χ2=109530，△df=36，p<001)，但由于△χ2会受到样本影响，在进行模型比较时还需要进行模型拟合指数的比较[30]。从比较结果来看，尽管χ2显著减小，但是加入共同方法变异因子后的模型，RMSEA、NNFI、CFI的改善程度均在001-002间，较为有限，由此表明加入共同方法变异因子的模型拟合程度并未有较大改善。加之，研究用EFA进行的Harman单因素因子分析结果显示未经旋转的第一个因子解释了41349%方差，按照Hair等(2009)所推荐的050判断标准，说明共同方法偏差问题并不严重[29]。, 百拇医药(阎亮 樊耘)