0引言

当前，党中央、国务院大力推进科技领域“放管服”改革，建立并完善以信任为前提的科研管理机制，按照“能放尽放”的原则，赋予科研人员更大的人财物自主支配权。一方面，为科研工作提供了更多便利，能充分释放科研人员创新活力、调动创新积极性，但另一方面也加剧了科研资源竞争。众多奋战在科研工作一线的科技人才，在新形势与新机遇下，出于对竞争获得的科研资源的“保护”心理，组织领地行为逐渐显现。从资源保存理论(Resource Conservation Theory)视角看，个体对已有资源的保护意识强于对多余资源的获取意识，从而会采取相应行动以避免资源流失，但获取更多资源同样具有价值和意义，既可以降低资源流失风险，还有助于主体获得更多支持。以“西安航天动力研究所研究员张小平离职事件”为代表，科技人才因科研资源配置不均而离职的现象日益频繁。科技人才数量与质量不仅关系到各项创新工作的顺利进行，也在很大程度上决定着组织持续发展及竞争能力，而且科技人才过度离职始终是大多数组织关注的焦点问题。因此，随着科技人才组织领地行为逐渐频发，在“科研资源争夺战”的竞争与防御中，科技人才组织领地行为与离职意向间的关系备受关注。

领地行为源自动物行为学领域，人类作为高级动物，天然地具有领地性。在这种特性下，各生物体划分界限、占据山头[1]。但人类的领地性与其它动物存在根本不同，因为人类的领地行为源于社会关系，是自身与其他社会人交往的边界调节行为，个体或群体通过设置个性化标志以宣示对某地或某物的所有权[2]。“组织领地行为”是近年来新兴的重要概念，其将动物学、人类学和环境心理学中的“领地”概念移植到组织管理领域，用以描述组织成员的领地意识、认知和行为[3-4]。组织领地行为存在于人们工作领域的诸多方面，如将重要信息设置密码、努力控制人脉资源、阻止利益相关者干涉或插手已掌握项目等[5]。组织领地行为既有正面效用，也有负面影响：能提高员工工作满意度、幸福感、组织承诺等，激发员工的工作热情，弱化离职意向；也能影响人际关系甚至引发人际冲突，导致同事关系疏离、员工离职。因此可以认为，组织领地行为更像一把“双刃剑”，既能产生积极效果，又会带来消极影响，而如何发挥组织领地行为的正面效应、弱化负面效应具有重要研究意义。

从研究结果看，组织领地行为是组织行为学的前沿研究领域，目前仍处于起步阶段，科技人才组织领地行为研究十分鲜见。本研究以科技人才为研究对象，揭示组织领地行为对离职意向的影响机制，探究心理所有权的中介作用、婚姻的调节作用以及婚姻与心理所有权共同产生的被调节的中介作用，对于科技人才人力资源管理实践具有重要意义。

1文献综述与研究假设

1.1组织领地行为对离职意向的直接影响

Brown等[4,6]、彭贺[5]将领地行为(Territoriality)界定为“个体对某个对象感受到心理占有感时的行为表达”，认为个体领地行为分为标记行为和防卫行为两个维度。其中，标记行为是指确立并向他人宣布某领地归属权的行为；防卫行为是指当他人威胁到领地控制权时，采取的维护、修复或重建行为[6]。在此基础上，Brown等[7]开发了组织领地行为二维量表，共有6个题项，包含标记行为和防御行为两个维度。离职意向(Turnover Intention)是指员工产生离开当前所在组织的意愿或想法[8]，被认为是预测离职行为的最佳指标。Mobley[9]指出，离职意向是实际离职前的最后一环，是在员工经历工作挫折、产生不满情绪，并评估、比较其它工作机会而形成的离开当前工作的意愿。国内外学者开发了较多离职意向测量工具，但多为单维度测量。目前还没有实证研究表明组织行为学视角下的组织领地行为，尤其是科技人才的组织领地行为与离职意向之间存在明确关系。有学者通过理论推演，认为领地行为能够降低离职率[10]。这是因为成员领地性越强，其组织承诺水平越高，对组织的认同感也越强[4]，其投入组织和工作的积极、主动性更强。段静和宋光辉[11]基于互联网企业员工的研究发现，知识领地行为显著的员工，尤其是具有博士学位的高学历员工(高学历是科技人才的重要特征)，其工作担当行为意向更加明显，往往不容易产生离职意向；娜仁和刘洪(2018)运用多元回归方法检验领地行为与创造力的关系，发现领地行为可以激发员工创造力，而高创造力的员工往往对工作充满信心和激情，更不容易产生离职意向。因此，本研究提出如下假设：

H1：科技人才组织领地行为负向影响其离职意向。

1.2心理所有权在组织领地行为与离职意向间的中介作用

心理所有权(Psychological Ownership)被定义为“个人感觉某个目标物或其中一部分属于自己的一种心理状态”[12]，有助于解答如何留住员工并使其为组织创造更大价值等问题。工作心理所有权是指个人感觉该工作以及与工作相关的空间、角色、职责、信息等是自己的，源自于对工作的控制；组织心理所有权是指个人感觉该组织是自己的，使得个人对组织产生较强的责任感，进而促成组织公民行为的产生[13]。因此，心理所有权目标物有两类：工作和组织。心理所有权越高的个体，对组织和工作的责任心、主人翁意识越强，离职意向越弱。黄海艳等(2009)实证研究表明，心理所有权负向影响离职意向；Melissa等[14]认为，工作心理所有权和组织心理所有权是两种不同的工作态度，影响效应存在差异，但均发挥到正向影响，其中工作心理所有权与工作满意度正相关，组织心理所有权与组织情感承诺和工作满意度正相关，心理所有权对工作态度(情感承诺、工作满意度等)产生的积极影响会弱化员工的离职意向[15]；杨凤岐等[16]证实了心理所有权对员工工作控制与离职意向起完全中介作用，领地行为在诸多方面表现为对工作资源的控制。由此，提出以下假设：

H2：科技人才的工作心理所有权在组织领地行为和离职意向之间起中介作用。

H3：科技人才的组织心理所有权在组织领地行为与离职意向之间起中介作用。

1.3婚姻状况的调节作用

根据资源保存理论(Resource Conservation Theory)，多重角色会给个体带来多重压力，导致不同个体对资源处置态度和行为方式有所差异。黄海艳和李乾文[19]实证研究发现，男女员工的领地行为在标记行为、防卫行为维度上存在显著差异，反映出组织领地行为的性别差异性，此外婚姻状况直接决定员工是否需要承担家庭角色。当个体承担的角色相对复杂时，倾向于将资源投入到风险较低、回报较高的角色行为中，而离职对于领地行为强的已婚人群意味着瓦解既有领地，需要重新投入资源和精力建立新领地。此时，个体倾向于作出低风险行为选择，即不离职。对于未婚群体而言，首先，他们不需要承担家庭角色，角色压力相对较小，能专注于事业角色，在资源投入与处置方面更具冒险性。为了实现自身更好的发展，未婚个体重视向别人学习经验、获取资源，但奉献精神不足，从而离职意向较弱。同时，领地行为较强的未婚个体对资源获取、占有和控制欲更强，当其感知到目前环境中可占据和利用的资源较少时，寻找更好的机会和平台以创造更有价值或盈余资源的意愿越强，进而实现事业进一步发展，因此离职意向更强。此外，个性张扬、自尊心强的性格特点，也可能导致未婚个体因领地被侵犯而感到自尊心受挫或同事关系疏远[4]，导致离职。

综上所述，组织领地行为是否会对科技人才离职意向产生负向影响，在考察角色承担情况的同时，还需结合婚姻状态。由此，提出如下两个互斥假设：

H4：科技人才婚姻状况在组织领地行为与离职意向的关系中起调节作用。具体而言，与未婚群体相比，已婚科技人才组织领地行为与离职意向的关系更强。

H5：科技人才婚姻状况在组织领地行为与离职意向的关系中起调节作用。具体而言，与已婚群体相比，未婚科技人才组织领地行为与离职意向的关系更强。

1.4被调节的中介作用

婚姻是社会契约的一种，属于个体的社会关系资本，不仅能让人产生归属感、亲密感，进而缓解压力和释放情绪，还能促使人明确奋斗目标和人生价值。刘慧君[18]研究发现，单身(包括未婚)群体比已婚群体的心理福利低，心理福利是内心对自己生活状况的一种满足感。因此，未婚群体会通过寻求其它方式或者借助其它社会关系增进或获取心理福利感，利用工作中的组织领地行为弥补心理上的满足感和所有感缺失，进而对离职意向产生影响。已婚群体心理福利感相对较高，没有迫切获取更多心理福利的需求，并且需要向家庭投入大量精力，此时将组织领地行为转化为心理所有权以增强自身满意感和归属感的动力不强。由此，提出如下假设：

H6：科技人才婚姻状况对心理所有权在组织领地行为与离职意向间的中介机制中起调节作用。

综上所述，考虑婚姻情况与心理所有权的被调节的中介作用，建立科技人才组织领地行为于离职意向影响模型如图1所示。

图1 婚姻情况与心理所有权被调节的中介作用模型

2研究设计

2.1研究步骤与数据来源

本研究运用问卷调查法收集数据，首先，不考虑婚姻的调节作用，考察科技人才组织领地行为对离职意向的直接影响,以及心理所有权对这种直接影响的中介作用；然后，考虑婚姻的调节作用，考察科技人才组织领地行为对离职意向的直接影响；最后，建立科技人才婚姻情况与心理所有权被调节的中介作用模型，分析婚姻与心理所有权共同产生的被调节的中介作用。

通过实地发放和网络填写相结合的方式，共发放464份问卷，回收有效问卷411份，有效回收率为88.6%。调研对象为北京、上海、武汉、西安、成都、绵阳等地区的多家高校、科研院所、高新技术企业科技人才，样本特征描述见表1。

2.2研究工具与统计方法

运用SPSS 18.0软件进行统计分析，分析方法主要包括相关性分析、方差分析、层次回归分析等。

研究变量均采用国内外较权威的量表进行测量。组织领地行为测量工具采用Brown等[7]开发的二维量表，共6个题项，包含标记行为和防御行为两个维度。首先将量表条目翻译为中文，代表性条目有“告知别人xx属于我”、“隐藏xx不让别人知道，除非我想让他们知道”等。本研究中，组织领地行为量表内部一致性信度α系数为0.79，其中标记行为α系数为0.83，防御行为α系数为0.76，满足心理测量学0.70的基本要求。该国外问卷经过多次英汉循环互译，确定每个项目的文字表述。

表1 研究对象的基本情况

特征人数占比(%)工作岗位一般员工27967.88管理者12329.93缺失值92.19工作年限3年以下18645.263年以上21956.28缺失值61.46受教育程度大本及以下12728.46硕士及以上28368.86缺失值112.68婚姻状态未婚24459.37已婚16439.90缺 失值30.73性别男16840.88女23958.15缺失值40.97

心理所有权的测量工具选用Van & Pierce[19]开发的心理所有权量表，共有 4个题项，如“这是我的组织”、“我感觉这是我的公司”等。对于工作心理所有权的测量，将量表中的对象物由“组织”改为“工作本身”。组织心理所有权量表的内部一致性信度α系数为0.86，工作心理所有权量表内部一致性信度α系数为0.88，说明具有较高的信度。

离职意向测量工具采用Konovsky&Cropanzano[20]开发的单维度问卷，共有3个题项，分别是“明年我很可能在其它单位找工作”、“我经常想离开这个单位”、“如果有机会我很可能去做新工作”。可靠性因子分析表明，该量表的内部一致性系数α值为0.82，信度良好。

以上各量表都采用五点记分方法，由被试者据实填写。问卷填写者基本情况如下：工作岗位，1=“员工”，2=“管理者”；工作年限，1=“3年及其以下”，2=“3年以上”；婚姻，1=“未婚”，2=“已婚”；受教育程度，1=“本科及以下”，2=“硕士及以上”；性别：1=“男”，2=“女”。

3研究结果

3.1各研究变量描述统计

各研究变量的均值、标准差、相关系数和量表信度见表2。其中组织领地行为与组织心理所有权(β=0.37，p<0.01)、工作心理所有权(β=0.22，p<0.01)均呈显著正相关关系，与离职意向(β=0.06，p>0.05)相关关系不显著，这为后面的假设检验和回归分析提供了参考。

表2 各研究变量均值、标准差、相关系数与量表信度系数

变量MSD1234567891单位性质3.231.60—2工作岗位1.340.62-0.14∗∗—3受教育程度1.850.640.21∗∗0.03—4组织领地行为2.680.78-0.100.09-0.00(0.79)5标记行为2.921.01-0.13∗0.10-0.020.85∗∗(0.83)6防御行为2.420.88-0.030.040.020.80∗∗0.36∗∗(0.76)7组织心理所有权2.490.91-0.020.10-0.010.37∗∗0.30∗∗0.22∗∗(0.86)8工作心理所有权3.420.89-0.15∗∗0.09-0.010.22∗∗0.21∗∗0.070.56∗∗(0.88)9离职意向2.871.13-0.100.04-0.110.060.020.08-0.27∗∗-0.23∗∗(0.82)

注：圆括号内数字为α系数；*、**分别表示在5%、1%显著性水平上差异显著，下同

3.2组织领地行为对离职意向的直接影响与心理所有权的中介作用

按步骤进行层次回归分析：第一步，以离职意向为因变量，以单位性质、工作岗位、工作年限、受教育程度、婚姻状况、性别作为控制变量，排除控制变量对因变量的影响(回归方程模型M1)；第二步，以离职意向为因变量，以组织领地行为作为自变量，检验组织领地行为对离职意向的影响(回归方程模型M2)。

层次回归分析结果表明(见表3)，组织领地行为与离职意向不存在显著关系(β=0.06，p>0.05)，H1没有得到验证。即不考虑婚姻状况时，并没检验到科技人才的组织领地行为对离职意向存在积极或消极影响，因此H2、H3没有得到验证。

表3 组织领地行为与离职意向的关系

变量离职意向模型M1M2第一步:控制变量单位性质-0.07-0.07工作岗位0.050.05工作年限-0.01-0.01受教育程度-0.07-0.07婚姻-0.10-0.10性别0.020.02第二步:自变量领地行为0.06R20.010.01△R20.030.00

3.3婚姻状况对直接效应的调节作用

如表4、表5所示，婚姻状况在组织领地行为与离职意向之间发挥负向调节作用，组织领地行为与婚姻状况的交互作用显著(β=-0.12，p<0.05)。趋势分析图表明(见图2)，对于未婚群体，组织领地行为越高，其离职意向越强；对于已婚群体，组织领地行为与离职意向之间不显著相关，H4得到验证，H5没有得到验证。

表4 婚姻状况对组织领地行为和离职意向关系的调节作用

变量离职意向模型M1M2M3M4第一步:控制变量单位性质-0.08-0.07-0.07-0.07工作岗位0.050.040.050.06工作年限-0.04-0.04-0.010.00受教育程度-0.08-0.08-0.07-0.08性别0.020.020.020.03第二步:自变量组织领地行为0.050.050.05第三步:调节变量婚姻-0.10-0.10第四步:交互项标准领地行为×婚姻-0.12∗R20.020.020.030.05△R20.020.000.010.01∗

注：交互项已标准化

表5 婚姻调节作用回归分析结果

因变量调节变量自变量系数离职意向已婚组织领地行为-0.10未婚组织领地行为0.15∗

图2 婚姻状况对领地行为和离职意向关系的调节趋势(虚线表示不显著)

3.4婚姻状况对中介机制的调节作用

为了阐明婚姻状况对中介影响机制是否具有调节作用，本研究使用Bootstrapping(偏差校正的百分位)方法进行检验。采用SPSS宏程序检验中介模型在不同婚姻状况群体中是否成立，即检验婚姻状况对心理所有权在组织领地行为与离职意向之间中介作用的调节作用。

对于已婚群体，其组织领地行为与离职意向之间不存在相关关系，中介作用不成立，无需进一步检验。对于未婚群体(结果见表6)，当考虑到未婚情况时，就直接影响效应而言，组织领地行为与离职意向显著正相关(p<0.01)，直接效应可以带来整体31%的变异，说明未婚群体的组织领地行为越高，离职意向越强；就间接影响效应而言，组织领地行为显著负向影响离职意向，间接效应带来整体9%的变异，说明未婚群体组织领地行为通过心理所有权的中介路径对离职意向产生了负向影响效应，员工组织领地行为通过提高组织心理所有权降低了员工离职意向。

以上结果表明，婚姻状况对心理所有权在组织领地行为与离职意向的中介作用中起到了调节作用，其中已婚群体的中介作用、调节作用均不成立，但未婚群体的组织领地行为通过组织心理所有权的部分中介作用负向影响离职意向，通过直接影响机制正向影响离职意向(见图3)，H6得到验证。

图3 未婚群体组织领地行为对离职意向的影响机制

4结果

4.1结论及启示

研究结果与原假设并没有完全相符，反映出科技人才作为比较特殊的工作群体，他们的组织领地行为对离职意向的影响机制具有代表性。

表6 未婚群体心理所有权在组织领地行为和离职意向之间的双中介效应检验结果

影响路径影响系数校正和加速的95%水平的置信区间下界上界直接影响效应组织领地行为→离职意向0.31∗∗----总体间接效应-0.09-0.20-0.01间接影响效应组织领地行为→工作心理所有权→离职意向-0.01-0.080.02组织领地行为→JPO→OPO→离职意向-0.02-0.080.01组织领地行为→组织心理所有权→离职意向-0.06∗-0.15-0.01

注：其中，JPO为工作心理所有权，OPO为组织心理所有权；直接影响效应的显著性根据p值判定，*p<0.05，**p<0.01；置信区间不包含0则表示显著，包含0表示不显著；总体间接效应是所有间接路径的总和；此结果基于1 000次重复抽样检验

(1)不考虑婚姻的调节作用时，科技人才组织领地行为对离职意向无显著直接影响，心理所有权对这种直接影响不存在中介作用，储小平等[10]关于两者正相关的理论推演并未得到证实。其原因可能在于：①科技人才组织领地行为对离职意向的影响关系复杂，既可能通过提高科技人才满意度、归属感等降低其离职意向，也可能因为人际冲突、个体-环境不匹配等因素增加离职意向；②样本包含较多如公立高校、公立科研院所等体制内单位的科技人才，而中国情境下，体制内员工离职意向受政治因素影响，会对组织领地行为与离职意向关系整体结论产生干扰。

(2)考虑婚姻的调节作用，未婚群体组织领地行为越高，离职意向越强，而已婚群体相反，体现出婚姻状况对两类群体影响的差异性，具体表现在两个方面：①角色压力不同。已婚科技人才与未婚科技人才相比，需要承担更多元化的角色压力、面对更多样化的角色冲突；②未婚科技人才群体具有更突出的时代性格特点。本研究中未婚科技人才比已婚科技人才更年轻，多为80、90后，身上具有典型的时代烙印，如人格独立、敢想敢做、个性张扬、自尊心强等。正是因为这种角色和性格差异，导致两类人群行为动机、应为结果及作用机制存在显著差异，这与刘慧君[18]的研究结论一致。

(3)在被调节的中介作用模型中，在心理所有权对组织领地行为与离职意向间的中介作用中，婚姻状况起到了调节作用，具体表现在两个方面：①未婚科技人才群体的组织领地行为通过心理所有权的中介机制降低其离职意向，充分发挥了组织领地行为的正面效应。因此，应创设合适的组织管理情境，促进其实施领地行为，这对形成工作和组织心理所有权至关重要；②对于组织领地行与对离职意向，科技人才的组织心理所有权的负向中介作用能降低组织领地行为对离职意向的正向直接效应，说明在科技人才心理所有权中，组织心理所有权至关重要。

4.2政策建议

组织领地行为对科技人才的离职意向同时具有正面和负面影响，单位和组织应该充分发挥组织领地行为的正面作用，尽量避免其负面作用，最终达到弱化科技人才离职意向的目的，保证组织的持续发展竞争能力。

(1)对于单位和组织，应该充分尊重科技人才的个体领地行为需求，努力塑造既有竞争又有协作的科研环境，在明晰彼此心理边界的基础上，引导科研团队成员合作与协助。具体地，首先，可以有计划地逐步塑造具有一定自我空间的科研环境，鼓励科技人才尊重个人工作隐私，理解和包容他人个性化行为，以满足科技人才领地行为表达需求，减少科技人才因组织领地行为认知差异引起的冲突与恶性竞争；其次，加强科技人才的人性化管理，在满足个体领地行为需求和尊重其行为表达的提前下，加强管理的人性化建设，让科技人才更多地将情感需求融入到科研团队中，提升科技人才组织心理所有权水平，充分发挥组织领地行为的正面影响；再次，在对科技人才进行绩效考核时，不仅要注重对个人科研成果等绩效的考核，更要增加科研团队绩效考核的权重占比，建立科技人才个人绩效与科研团队绩效综合考核体系，把提升科研团队整体绩效作为科技人才自身的工作奋斗目标，实现科研团队成员间资源共享和互助协作，使科技人才的领地行为提升为团队领地行为。

(2)对于科技人才个人而言，首先要尊重、包容科研团队其他成员的领地行为，共同营造成员间心理边界明确的科研气氛，进而和谐同事关系；其次，努力融入能够满足自身领地行为表达的组织，并主动从情感上将这种能为自己带来安全感、控制感和自我效能感的组织视为“归属地”，进而形成更高的工作归属感，提高工作幸福感。

(3)对于未婚科技人才，单位和组织应该有意识地培养他们的组织领地行为，充分发挥组织领地行为的正面效应。例如，创设合适的组织管理情境，建立合理的绩效考核机制，强调通过适当竞争引导领地行为生成，激发其对工作和组织更高的心理所有感，从而在科研工作中更加敬业。另外，组织心理所有权的负向中介作用能够降低组织领地行为对离职意向的正向直接效应，说明对未婚科技人才而言，组织心理所有权更加重要，单位可以有意识地引导科技人才提升组织心理所有权水平。具体而言，定期开展集体活动，宣传单位团结协作的成功案例，以提高科技人才的组织心理所有权水平。

总之，单位应该深刻把握科技人才组织领地行为的影响机理，进而有针对性地对科技人才领地行为进行管理，强化其正面效应。同时，科技人才也应正确认识领地行为，理解和尊重彼此多样化的领地行为表达，进而保持积极的科研工作态度。

4.3不足与展望

对于组织领地行为与离职意向之间的关系，虽然本研究致力于用科学的思路和研究方法，但由于研究对象是科技人才这类特殊群体，且处于组织行为学与管理学前沿领域，目前相关研究成果甚少，研究借鉴不足，加之受到数据收集条件等限制，存在以下不足：

(1)本研究仅采用心理所有权作为科技人才内在的变量，婚姻情况作为科技人才外在变量，建立被调节的中介模型，未来研究可引入工作投入度、工作幸福感、职业倦怠等更多潜在影响变量，完善研究适用范围。

(2)本研究在样本数据收集中，未考虑不同行业、研究领域科技人才组织领地行为对离职意向的影响，未来可将科技人才样本进一步细化，比较不同科技人才群体的异同。

(3)本研究仅从科技人才个体层面展开，未来可以科研团队为对象，研究科研团队整体的组织领地行为对团队中科技人才个体的影响，丰富科技人才组织领地行为研究结论。

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