三、实证研究
（一）研究目的及研究意义
本研究旨在探究工作—家庭中心性、工作投入与员工延迟退休态度间的作用机制。具体来讲，首先考察影响延迟退休态度的人口学变量，并重点验证工作—家庭中心性对延迟退休态度的预测作用，同时引入工作投入变量，以期通过对各变量间影响机制的探讨，发现延迟退休态度相关变量间的心理规律性，为组织管理提供一些启示，帮助确定政策变革的切入点并促进新政策的细化与执行。
目前，国内对延迟退休的研究仅是从公共管理和社会学视角考察延迟退休政策实施的必要性、可行性，以及探讨如何确定一个适宜的退休年龄。而退休制度的变革必然会受到社会、组织和个人多层面因素的影响，其中受众群体对新政策的态度就是一个重要变量。迄今，从心理学层面上探讨延迟退休态度及其影响因素的文献国内仍然比较少。随着社会经济的发展，工作—家庭关系平衡对人们生活的意义越来越大，而目前涉及工作—家庭中心性的研究也不多见。因此，运用实证研究的方法探讨两者之间相互作用具有重大的理论意义。工作投入在组织情境相关的研究中已经形成了较为完整的理论框架，但还没有将之与工作—家庭中心性和延迟退休态度等整合起来的研究成果。基于此，本研究引入工作投入变量，系统地研究工作—家庭中心性对延迟退休态度的影响过程和机制，对丰富延迟退休与工作—家庭中心性的关系研究，充实工作投入理论框架都具有重要的意义。
从社会实践角度，延迟退休政策的推行已是大势所趋。只有充分了解临近退休的员工当前对延迟退休的态度及其影响因素，并依此在实践中系统地、有针对性地进行干预，才能有效促进员工积极态度的形成，这对推进政策的实施、解决社会问题、提高组织的绩效和竞争力、提高老年员工身心健康水平都有积极的作用。因此，通过探究各相关心理变量与延迟退休态度之间的相互作用机制，可为延迟退休政策的推进和企业人力资源管理提供一定的指导。
（二）研究假设及模型
1.影响延迟退休态度的人口学变量
研究表明年龄、性别、受教育水平、任职期限、工资收入、婚姻状况、配偶工作情况、子女是否独立、健康状况等都可预测过渡雇佣意愿，影响退休再工作意愿（Kim，Daniel，& Feldman，2000；Wang &Shultz，2010）。王旖旎（2013）对临近退休员工的访谈结果表明，身体状况、收入水平、工作性质等影响个体的延迟退休意愿。因此，本研究中假设：
H1：延迟退休态度在学历、职称、职业类别、单位性质、月收入等人口学变量上存在差异；
2.工作—家庭中心性对延迟退休态度的影响
工作—家庭中心性代表着关于工作或家庭对个人生活的相对重要性的一种价值判断。价值观具有持久性和非情境性，是个体所作出的决策和行为的有效指标。研究表明，工作—家庭冲突对包括组织承诺、工作绩效和工作满意度在内的工作场所行为有显著的负向预测作用，并产生高水平的职业倦怠，导致较高的离职倾向等。而对工作—家庭中心性的研究显示，工作—家庭中心性在工作—家庭冲突与上述结果变量之间起到调节作用（Carr et al.，2008）。Luchetta（1995）研究发现家庭角色的凸显会降低压力源对心理压力的负性影响。张晓翔等（2013）发现工作—家庭中心性与心理解脱之间呈显著负相关。而已有研究证实，心理解脱水平与个体的工作倦怠呈负相关，与主观幸福感和生活满意度呈正相关。说明工作—家庭中心性与组织承诺、工作绩效、工作满意度和离职意向等工作状态相联系。
处于不同工作状态的个体，对延长职业生涯会有不同的反应倾向，也就是对延迟退休政策会持有不同的态度。因为已有关于退休返聘或再工作的研究表明，当前工作的压力和工作满意度会影响人们的再工作决策（Wang & Shultz，2010）。Wang等（2008）认为，退休前有较高工作满意度的退休者更愿意选择返聘。姚翔等（2011）也发现个体退休前的情感承诺影响个体的返聘意愿，并可以有效地预测个体在退休后返聘行为的发生。综上可以做出假设：
H2：工作—家庭中心性可以显著预测延迟退休态度。
3.工作投入的中介作用
一些关于个性特征的研究表明，具有某些个性特征的员工工作更投入，神经质、外倾性和灵活性对工作投入均有很好的预测性。除了人格与气质特征外，员工的相关心理状态、身份认同、应对策略及效能感对其工作的投入都有着一定的影响。而工作—家庭中心性作为个体价值体系的组成内容，属于员工的个性倾向性成分，因此可以预测工作—家庭中心性与工作投入呈正相关。
已有研究表明，工作投入可以提高工作绩效、工作满意度，降低离职倾向。工作投入与一些前瞻行为（包括个体主动采取行动、追求学习目标等）之间有显著的正相关关系。同时，有研究证实员工的工作满意度会有效预测个体再工作意愿，影响其最终的决策行为（Wang，Zhan，Liu，& Shultz，2008；Wang & Shultz，2010）。由此做出以下假设：
H3：工作投入在工作—家庭中心性和延迟退休态度之间起中介作用
通过对前人研究成果的分析和总结，在提出以上研究假设的基础上，本研究做出的研究模型如图2.1所示：
图2.1 研究模型
（三）研究对象及研究工具
1.研究对象
本研究考察的是员工对延迟退休政策的态度，在取样时考虑到年龄要素在其中的重要作用，员工只有处于临近退休的年龄阶段，才会有退休意识，对退休新政策的看法和态度才能有更真实的反映，因此，本研究中将调查对象定义为临近退休的员工。结合前人研究及目前我国法定退休年龄的相关规定，被试限定在45-60岁之间的在职员工。调查范围涵盖了天津、北京、重庆、内蒙古等全国十几所城市，采用纸质和Word电子文档两种方式，共发放问卷337份，回收316份，回收率为93.8%。然后，对回收的问卷进行严格筛查，剔除未填写完整的、出现规律作答的，并根据反向计分题筛去前后反应相矛盾的问卷，筛查后的有效问卷为283份，有效率问卷回收率为89.6%。描述性统计分析结果如表2.1所示。
由下表可以看出，被调查人群的男女比例基本平衡，男性118名（平均年龄为50.28岁），女性165名（平均年龄为48.99岁）；受教育程度整体处于中下水平，研究生学历的仅占4.6%；受调查的多数临退休员工都属于中级及以下职称；行政级别多为县处级及以下（占95.4%）；取样范围在不同职业类别间分布较为均衡，并涵盖了各种性质的单位；大多数员工在本组织内工作超过10年，比例高达80.2%；月收入多集中于3000-5000元（占53.4%）。
表2.1 样本的描述性统计分析
2.研究工具
本研究中使用的工具包括工作—家庭中心性量表、工作投入量表和延迟退休态度量表。
工作—家庭中心性量表
本研究采用Carr（2008）改编自Paullay等人的工作中心性量表来考察工作—家庭中心性。改编量表为单维量表，由5个项目构成，该量表的克隆巴赫α系数为0.93。项目举例为“我生活中的主要满意感来自于我的工作，而非家庭”。采用李克特五点计分法，按照“非常不同意”“不同意”“一般”“同意”“非常同意”的顺序，分别计以1、2、3、4、5分。对各个项目的进行评分，高分代表工作中心性，即个体将工作视为生活的中心；低分代表家庭中心性。
工作投入量表
Schaufeh等人开发的Utrecht工作投入量表（The Utrecht Work Engagement Scale，简称UWES），全量表共有17个项目，包括活力、奉献和专注3个分量表。本研究采用经国内学者许百华等验证的量表，共16个项目，其中，活力维度有6个项目、奉献维度有5个项目、专注维度有5个项目。各维度的内在一致性系数分别为0.824、0.814和0.895。采用的是5级计分，从“1”（非常不同意）到“5”（非常同意），得分越高，说明工作投入水平越高。
自编延迟退休态度量表
延迟退休态度的测量采用的是自编量表（王晓庄等，2015）。共有27个项目，分为认知（10个项目）、情绪（8个项目）和行为意向（9个项目）三个维度，其中有5道反向计分题。各维度的内部一致性系数分别为0.923、0.849、0.870。采用5点计分法，从“1”为完全不同意，到“5”为完全同意。分数越高，代表对延迟退休政策的态度越积极。
（四）研究工具的信效度检验
正式施测中，对收集的数据使用SPSS20.0进行内部一致性信度检验。结果如表2.2所示。结果表明，本研究使用量表各维度的α系数均在0.80以上，表明，工具的信度良好。
表2.2 各量表的信度检验
用Amos20.0对量表的结构效度进行检验，如表2.3所示。结果表明，各量表的χ2/df均小于3，RMSEA低于0.07，GFI、NFI、TFI、CFI等指标都在0.8以上，由此说明各模型适配度良好。
表2.3 各量表的结构效度检验
（五）各变量维度的描述性分析
本研究对各量表的维度进行了描述性统计分析，展示了在工作—家庭中心性、工作投入和延迟退休态度量表各维度上的基本情况，如表2.4所示。在工作—家庭中心性方面，员工总体上看还是更偏重于家庭（M=2.336）；其工作投入总体处于中等偏上水平，各维度由高到低依次是奉献（M=3.581）、专注（M=3.534）和活力（M=3.465）；延迟退休态度量表各维度均值都低于中点值，表明当前多数临退休员工对延迟退休的态度并不是十分积极，相比较而言，员工在情绪维度上对延迟退休政策有较高的支持度（M=2.512）。
表2.4 各变量的描述性分析统计表
（六）各变量的人口学差异检验
运用SPSS 20.0检验人口学变量对工作—家庭中心性、工作投入以及延迟退休态度各量表的影响。其中，性别对其他变量的影响用独立样本T检验，学历、职称、职业类别、单位性质、月收入等均采用单因素方差分析进行检验，并进行事后检验。
1.各变量在性别上的差异检验
由下表2.5可知：①男性在各量表及其维度上的平均数均略高于女性。②除在工作投入量表的专注维度上，男性和女性的差异达到显著水平之外，在工作—家庭中心性以及延迟退休各维度上性别均没有显著性差异。
表2.5 各变量在性别上的独立样本t检验
注：*表示p＜0.05，**表示p＜0.01，***表示p＜0.001，下同。
2.各变量在学历上的差异检验
考察不同学历的临退休员工在各维度上的差异，结果如表2.6所示。结果表明，不同学历的临退休员工在工作—家庭中心性量表、工作投入量表的各维度上没有显著性差异。而在认知、情绪、行为意向三个维度上差异达到了显著性水平，事后比较结果显示，高中及以下、大专和本科三者之间没有显著性差异，而研究生学历的临退休员工在认知、情绪和行为意向上都显著高于前三者。
表2.6 各变量在不同学历上的方差分析
3.各变量在职称上的差异检验
研究中采用单因素方差分析考察不同职称的临退休员工在各维度上的差异，结果如表2.7所示。结果表明，不同职称的临退休员工在工作投入量表以及延迟退休态度量表的各维度上没有显著性差异。而在工作—家庭中心性量表上差异达到了显著性水平，事后比较结果显示，初级职称的员工工作—家庭中心性水平最高（即更以工作为重），且与其他职称水平间差异达到显著，其他各职称间的差异不显著。
表2.7 各变量在不同职称上的方差分析
续表
4.各变量在职业类别上的差异检验
研究中采用单因素方差分析考察不同职业类别的临退休员工在各维度上的差异，结果如表2.8所示。结果表明，公务员、工程技术人员、医务人员的工作—家庭中心性稍高，但不同职业类别的临退休员工在工作—家庭中心性方面差异并不显著。工作投入方面，活力维度以及延迟退休态度量表中的情绪和行为意向维度上均有显著性差异。事后比较结果显示，在活力方面，工程技术人员显著高于教师、医务人员、一线员工；在延迟退休态度量表的情绪和行为意向维度上，企事业行政人员都显著高于教师、医务人员和一线员工。
表2.8 各变量维度在不同职业类别上的方差分析
5.各变量在不同单位性质上的差异检验
研究中采用单因素方差分析考察不同单位性质上的临退休员工在各维度上的差异，结果如表2.9所示。结果表明，不同单位性质的临退休员工在工作—家庭中心性量表上差异达到显著水平，经事后比较发现，政府机关员工工作—家庭中心性显著高于民营企业和事业单位，且国有企业显著高于民营企业。工作投入及延迟退休态度量表的各维度上都没有显著性差异。
表2.9 各变量在不同单位性质上的方差分析
6.各变量在月收入上的差异检验
采用SPSS20.0进行单因素方差分析，考察不同月收入的临退休员工在各变量维度上的差异，结果如表2.10所示。
由表中数据可知，延迟退休态度量表的各个维度上差异均达到显著。经事后比较发现，认知维度上，月收入在5000至8000元的员工显著高于3000元至5000元。情绪和行为意向维度上，月收入在5000至8000元的员工显著高于3000元至5000元、3000元以下的员工。
表2.10 各变量在不同月收入上的方差分析
（七）各研究变量间的相关分析
本研究对工作—家庭中心性、延迟退休态度和工作投入进行Pearson相关分析，从而明确变量各维度两两之间的相关关系。相关矩阵如表2.11所示。
由此可知各变量维度两两之间均达到显著正相关。具体来说，首先，工作—家庭中心性越高的员工，在认知、情绪、行为意向方面，对延迟退休政策的接受度越高，工作中的活力、奉献及专注水平也越高。其次，活力、奉献、专注得分越高的个体，即工作投入越高的员工，在认知、情绪、行为意向方面，对延迟退休政策的接受度越高。
表2.11 研究变量各维度间相关分析矩阵
注：1代表“工作—家庭中心性”；2代表“活力”；3代表“奉献”；4代表“专注”；5代表“认知”；6代表“情绪”；7代表“行为意向”。
（八）工作投入的中介效应检验
1.活力在工作—家庭中心性与认知间的中介效应分析
以工作—家庭中心性为自变量，活力为中介变量，认知为因变量的回归分析模型如下表2.12所示。
由此可知，模型1中工作—家庭中心性对认知的预测作用显著（c=0.172，p＜0.01）；模型2中工作—家庭中心性对活力的预测作用显著（a=0.275，p＜0.01）；模型3中同时引入工作—家庭中心性和活力两个变量，活力对认知有显著的预测作用（b=0.400，p＜0.01），但工作—家庭中心性对认知的预测作用减弱，不再显著，说明活力在工作—家庭中心性和认知之间起完全中介作用。
表2.12 活力在工作—家庭中心性与认知间的中介效应模型
2.奉献对工作—家庭中心性与认知间的中介效应分析
以工作—家庭中心性为自变量，奉献为中介变量，认知为因变量的回归分析模型如下表2.13所示。
由此可知，模型1中工作—家庭中心性对认知的预测作用显著（c=0.172，p＜0.01）；模型2中工作—家庭中心性对奉献的预测作用显著（a=0.203，p＜0.01）；模型3中同时引入工作—家庭中心性和奉献两个变量，奉献对认知有显著的预测作用（b=0.318，p＜0.01），工作—家庭中心性对认知的预测作用依然显著（c'=0.172，p＜0.05）。说明奉献在工作—家庭中心性和认知之间起部分中介作用，部分中介效应为ab/c=37.5%。
表2.13 奉献在工作—家庭中心性与认知间的中介效应模型
3.专注对工作—家庭中心性与认知间的中介效应分析
以工作—家庭中心性为自变量，专注为中介变量，认知为因变量的回归分析模型如下表2.14所示。
表2.14 专注在工作—家庭中心性与认知间的中介效应模型
由此可知，模型1中工作—家庭中心性对认知的预测作用显著（c=0.172，p＜0.01）；模型2中工作—家庭中心性对专注的预测作用显著（a=0.243，p＜0.01）；模型3中同时引入工作—家庭中心性和专注两个变量，专注对认知有显著的预测作用（b=0.226，p＜0.01），工作—家庭中心性对认知的预测作用不再显著，说明专注在工作—家庭中心性和认知之间起完全中介作用。
4.活力对工作—家庭中心性与情绪间的中介效应分析
以工作—家庭中心性为自变量，活力为中介变量，情绪为因变量的回归分析模型如下表2.15所示。
由此可知，模型1中工作—家庭中心性对情绪的预测作用显著（c=0.199，p＜0.01）；模型2中工作—家庭中心性对活力的预测作用显著（a=0.275，p＜0.01）；模型3中同时引入工作—家庭中心性和活力两个变量，活力对情绪有显著的预测作用（b=0.362，p＜0.01），工作—家庭中心性对情绪的预测作用不再显著，说明活力在工作—家庭中心性和情绪之间起完全中介作用。
表2.15 活力在工作—家庭中心性与情绪间的中介效应模型
5.奉献对工作—家庭中心性与情绪间的中介效应分析
以工作—家庭中心性为自变量，奉献为中介变量，情绪为因变量的回归分析模型如下表2.16所示。
由此可知，模型1中工作—家庭中心性对情绪的预测作用显著（c=0.199，p＜0.01）；模型2中工作—家庭中心性对奉献的预测作用显著（a=0.203，p＜0.01）；模型3中同时引入工作—家庭中心性和奉献两个变量，奉献对情绪有显著的预测作用（b=0.269，p＜0.01），工作—家庭中心性对情绪的预测作用依然显著（c'=0.144，p＜0.05）。说明奉献在工作—家庭中心性和情绪之间起部分中介作用，部分中介效应为ab/c=27.4%。
表2.16 奉献在工作—家庭中心性与情绪间的中介效应模型
6.专注对工作—家庭中心性与情绪间的中介效应分析
以工作—家庭中心性为自变量，专注为中介变量，情绪为因变量的回归分析模型如下表2.17所示。
由此可知，模型1中工作—家庭中心性对情绪的预测作用显著（c=0.199，p＜0.01）；模型2中工作—家庭中心性对专注的预测作用显著（a=0.243，p＜0.01）；模型3中同时引入工作—家庭中心性和专注两个变量，专注对情绪有显著的预测作用（b=0.205，p＜0.01），工作—家庭中心性对情绪的预测作用依然显著（c'=0.149，p＜0.05）。说明专注在工作—家庭中心性和情绪之间起部分中介作用，部分中介效应为ab/c=25.0%。
表2.17 专注在工作—家庭中心性与情绪间的中介效应模型
7.活力对工作—家庭中心性与行为意向间的中介效应分析
以工作—家庭中心性为自变量，活力为中介变量，行为意向为因变量的回归分析模型如下表2.18所示。
由此可知，模型1中工作—家庭中心性对行为意向的预测作用显著（c=0.164，p＜0.01）；模型2中工作—家庭中心性对活力的预测作用显著（a=0.275，p＜0.01）；模型3中同时引入工作—家庭中心性和活力两个变量，活力对行为意向有显著的预测作用（b=0.333，p＜0.01），工作—家庭中心性对行为意向的预测作用不再显著，说明活力在工作—家庭中心性和行为意向之间起完全中介作用。
表2.18 活力在工作—家庭中心性与行为意向的中介效应模型
8.奉献对工作—家庭中心性与行为意向间的中介效应分析
以工作—家庭中心性为自变量，奉献为中介变量，行为意向为因变量的回归分析模型如下表2.19所示。
由此可知，模型1中工作—家庭中心性对行为意向的预测作用显著（c=0.164，p＜0.01）；模型2中工作—家庭中心性对奉献的预测作用显著（a=0.203，p＜0.01）；模型3中同时引入工作—家庭中心性和奉献两个变量，奉献对行为意向有显著的预测作用（b=0.286，p＜0.01），工作—家庭中心性对行为意向的预测作用不再显著，说明奉献在工作—家庭中心性和情绪之间起完全中介作用。
表2.19 奉献在工作—家庭中心性与行为意向的中介效应模型
9.专注对工作—家庭中心性与行为意向间的中介效应分析
以工作—家庭中心性为自变量，奉献为中介变量，行为意向为因变量的回归分析模型如下表2.20所示。
由此可知，模型1中工作—家庭中心性对行为意向的预测作用显著（c=0.164，p＜0.01）；模型2中工作—家庭中心性对专注的预测作用显著（a=0.243，p＜0.01）；模型3中同时引入工作—家庭中心性和专注两个变量，专注对行为意向有显著的预测作用（b=0.202，p＜0.01），工作—家庭中心性对行为意向的预测作用不再显著，说明专注在工作—家庭中心性和行为意向之间起完全中介作用。
表2.20 专注在工作—家庭中心性与行为意向间的中介效应模型
