● 林琳 宋瑩 白新文 任孝鵬 鄭蕊

■責編/王震 Tel: 010-88383907 E-mail: hrdwangz@126.com

一、問題的提出

隨著社會與經(jīng)濟環(huán)境的快速變化與科技的迅猛發(fā)展，企業(yè)面臨的競爭越來越激烈，員工感到的工作壓力也日趨增大。過大的工作壓力不但損害員工身心健康，還會導(dǎo)致工作績效下降、離職率和缺勤率上升，從而對組織產(chǎn)生消極影響（Darr, Johns, 2008; Nixon et al.,2011）。因此，如何幫助員工有效應(yīng)對工作壓力就顯得非常重要。

目前，研究者和實踐者普遍認為，為員工提供充足的工作資源可以有效緩沖工作壓力源所導(dǎo)致的負面反應(yīng)（Demerouti et al., 2001; Johnson, Hall, 1988; Karasek,1979）。然而，越來越多證據(jù)表明，工作資源并非總能有效緩沖工作壓力源對員工的負面作用（Cooper et al., 2001; Hausser et al.,2010; van Vegchel et al., 2005）。

有研究者指出，工作資源的調(diào)節(jié)作用未能得到一致支持的主要原因可能在于，員工可利用的工作資源與導(dǎo)致壓力感的工作壓力源在性質(zhì)上并不匹配（Cohen, Wills, 1985;de Jonge, Dormann, 2006; Frese, 1999;Hausser et al., 2010）。例如，當員工由于缺乏充分培訓(xùn)而無法勝任工作時會體驗到壓力感，上司或同事只是給予情緒安撫并不能有效幫助其消除緊張感。這實質(zhì)上是工作壓力研究領(lǐng)域的匹配假設(shè)（Matching Hypothesis）的核心觀點。匹配假設(shè)認為，只有與工作壓力源性質(zhì)相匹配的工作資源才能穩(wěn)定地發(fā)揮緩沖效應(yīng)（de Jonge, Dormann, 2006）。匹配假設(shè)不但可以指導(dǎo)實證研究的開展，還可以為壓力管理的實踐提供理論支持，幫助組織對癥下藥，給予員工有效的壓力干預(yù)。

基于匹配假設(shè)的研究剛剛起步，實證研究尚不充分，而且研究結(jié)果也不盡一致（de Jonge et al., 2008; van den Tooren et al.,2011）。此外，已有研究大多數(shù)針對服務(wù)行業(yè)，且通常只探討一種同質(zhì)職業(yè)群體，難以保證研究結(jié)果的推廣性。另一方面，研究多在西方國家開展，匹配假設(shè)是否具有跨文化的普適性也有待驗證。鑒于此，本研究基于匹配假設(shè)的框架，采用中國大規(guī)模調(diào)查的代表性樣本，考察工作資源與工作壓力源是否匹配對工作壓力反應(yīng)的影響差異。本研究除了能為匹配假設(shè)提供實證依據(jù)之外，還有望檢驗其在中國文化背景下的適用性，并為我國企業(yè)的壓力管理提供理論指導(dǎo)。

二、文獻回顧及研究假設(shè)

（一）工作壓力的理論模型

在壓力研究領(lǐng)域，工作壓力源（job stressors）和工作資源（job resources）是兩個核心概念。工作壓力源指工作所要求的持續(xù)的認知、情緒或者生理努力的程度（de Jonge, Dormann, 2006）；工作資源指員工擁有的與工作相關(guān)的生理、心理、社會或組織方面的資源，有利于工作目標的達成，刺激個人成長和發(fā)展，降低工作要求以及其所帶來的生理、心理消耗（Schaufeli, Bakker,2004）。

壓力管理研究領(lǐng)域的學(xué)者提出了一系列的工作壓力模型，其中最具代表性的模型是括工作要求-控制模型（Job Demand-Control Model, JDC; Karasek, 1979），工作要求-控制-支持模型（Job Demand-Control-Support Model, JDCS; Johnson, Hall, 1988），以及工作要求-資源模型（Job Demands-Resources Model, JD-R; Demerouti et al., 2001）。其共性在于，它們都認為工作情境中的某些工作特征（工作要求）會導(dǎo)致負向的壓力反應(yīng)，另一些工作特征（如工作控制、社會支持等）則會調(diào)節(jié)或緩沖工作要求對員工身心健康產(chǎn)生的負面影響。能發(fā)揮調(diào)節(jié)作用的工作特征變量主要包括工作控制、自主性、社會支持、反饋、報酬、職業(yè)機會、監(jiān)督指導(dǎo)等，統(tǒng)稱為工作資源（Bakker, Demerouti, 2007;Crawford et al., 2010）。

雖然工作要求和工作資源各自對壓力反應(yīng)的主效應(yīng)得到了實證研究的支持，但工作資源的調(diào)節(jié)效應(yīng)并未得到一致結(jié)果（Cooper et al., 2001; Hausser et al., 2010; van der Doef, Maes, 1999; van Vegchel et al., 2005）。van der Doef 等人對在1979至1997年間發(fā)表的JDC（S）研究論文進行了元分析，發(fā)現(xiàn)工作控制與社會支持對工作要求-壓力反應(yīng)的調(diào)節(jié)作用僅得到微弱支持。

調(diào)節(jié)效應(yīng)之所以未得到足夠支持，有研究者認為是概念測量的問題。早期研究通常將工作要求和工作資源作為整體構(gòu)念，沒有區(qū)分不同性質(zhì)的工作要求（如認知、情緒或生理要求）和工作資源（如認知、情緒或生理資源），或者不同概括程度（整體測量或特定測量）的工作要求與工作資源，從而模糊了不同性質(zhì)或不同測量水平的工作特征之間的差異（Cohen, Wills, 1985; Hausser et al.,2010; Karasek, 1979; Viswesvaran et al., 1999）。另一些研究者則認為，調(diào)節(jié)效應(yīng)支持率低，其主要原因是原有理論忽略了工作特征間的匹配，而以往研究中工作要求在構(gòu)念上或操作化上也沒有和工作資源匹配起來（Hausser et al., 2010; van der Doef, Maes, 1999）。匹配的觀點為解釋工作資源是否有調(diào)節(jié)作用，何時才有調(diào)節(jié)作用等帶來了新的角度，因此逐漸得到研究者的關(guān)注（Chrisopoulos et al., 2010; de Jonge, Dormann,2006; de Jonge et al., 2008; van den Tooren, de Jonge, 2010）。

（二）工作壓力源-工作資源的匹配假設(shè)

匹配假設(shè)是指當工作資源的性質(zhì)與工作壓力源的性質(zhì)相匹配時，前者對工作壓力源-壓力反應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)更穩(wěn)定（Cohen, Wills, 1985; de Jonge, Dormann,2006）。特定性質(zhì)或水平的要求會被特定性質(zhì)或水平的資源所調(diào)節(jié)，匹配的資源更能調(diào)節(jié)相應(yīng)工作壓力源造成的消極應(yīng)激反應(yīng)（de Jonge, Dormann, 2006）。也就是說，個體在應(yīng)對壓力時，匹配的工作資源最有可能發(fā)揮緩沖作用。例如，個體因遭遇無禮的顧客而產(chǎn)生壓力感時，同事在情緒上的支持作為一種匹配的工作資源，對緩解壓力可能是最有幫助；如果得不到同事支持，其它不匹配的工作資源，如上級提供的關(guān)于應(yīng)對難纏顧客的經(jīng)驗，在一定程度上也可能是有效的（de Jonge et al., 2008）。

采用匹配假設(shè)的實證研究尚處于起步階段。de Jonge等（2008）以健康護理員為對象進行研究，檢驗了在情緒性工作要求與員工健康和幸福感的關(guān)系中，匹配的工作資源（情緒資源）和非匹配的工作資源（認知資源）所起的作用間的差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對于情緒性工作要求—健康及幸福感的關(guān)系，匹配的情緒性工作資源（社會支持）比不匹配的認知性工作資源（工作控制）表現(xiàn)出更多的緩沖作用。Hausser等人（2010）的元分析發(fā)現(xiàn)，工作控制和工作要求完全匹配時，前者的調(diào)節(jié)作用得到最大比例的支持；工作控制與工作要求匹配程度較低時，其調(diào)節(jié)作用不穩(wěn)定。以上研究都支持了匹配假設(shè)。

但也有研究不支持匹配假設(shè)。van den Tooren等（2011）以新入職教師為對象，發(fā)現(xiàn)工作要求和工作資源是否匹配并不影響工作資源的調(diào)節(jié)作用的穩(wěn)定性。van den Tooren和de Jonge(2010)以服務(wù)業(yè)員工為對象，要求其判斷不同類型工作資源與工作要求間的相關(guān)性（relevance）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，只有從事情緒性勞動的情況下，員工才認為匹配的工作資源（即情緒資源）是更相關(guān)與更重要的；而對于其他類型的工作要求情境，資源類型對于相關(guān)性判斷沒有影響。該研究表明，匹配假設(shè)可能只適用于情緒勞動的情況，而并非對于所有類型的工作要求和工作資源都適用。

綜上，檢驗匹配假設(shè)的研究還不多，現(xiàn)有的研究并未得到一致的結(jié)果；研究采用的樣本大都來自服務(wù)性質(zhì)的行業(yè)，通常只探討一種同質(zhì)職業(yè)群體的情況，無法將匹配假設(shè)向整體人群推廣；同時，研究多集中于西方國家，匹配假設(shè)是否具有跨文化的普適性仍需加以探討。針對上述問題，本研究擬采用中國大規(guī)模調(diào)查的代表性樣本，考察工作資源與工作壓力源是否匹配對工作壓力反應(yīng)的影響差異，以期對匹配假設(shè)進行檢驗。

要檢驗匹配假設(shè)，首先要識別工作壓力源、工作資源和工作壓力反應(yīng)的維度。工作壓力源、工作資源和壓力反應(yīng)都可以從認知、情感和生理三個維度進行分類（de Jonge, Dormann, 2006）。認知壓力源主要關(guān)注信息加工過程；情緒壓力源主要關(guān)注在人際交往過程中管理情緒所需的努力；生理壓力源主要與肌肉骨骼系統(tǒng)相聯(lián)系。與之相對應(yīng)，工作資源分為認知資源、情緒資源和生理資源；工作壓力反應(yīng)分為認知反應(yīng)、情緒反應(yīng)和生理反應(yīng)。

工作滿意度是對工作感知的綜合指標，既包括認知成分，又包括情感成分（Weiss, 2002）。由于工作滿意度不僅能預(yù)測員工的身心健康（抑郁、焦慮、緊張、生理癥狀等），還能預(yù)測員工對組織的態(tài)度（組織承諾、工作卷入等）和行為（工作績效、缺勤、離職、組織公民行為等）（Schleicher et al., 2011），因此一直是組織行為學(xué)領(lǐng)域最受關(guān)注的概念（Spector, 1997）?；诖耍狙芯窟x取工作滿意度作為檢驗匹配假設(shè)的結(jié)果變量。

本研究試圖檢驗工作壓力源（認知壓力源、情緒壓力源）和工作資源（認知資源、情緒資源）的不同匹配程度對工作滿意度的預(yù)測作用?；谄ヅ浼僭O(shè)，我們認為匹配的工作資源比不匹配的工作資源更可能緩沖工作壓力源對工作滿意度的消極影響。具體的假設(shè)為：

H1：與情緒資源相比，認知資源對認知壓力源與工作滿意度之間關(guān)系的緩沖作用更強。

H2：與認知資源相比，情緒資源對情緒壓力源與工作滿意度之間關(guān)系的緩沖作用更強。

三、研究方法

（一）樣本

本研究數(shù)據(jù)來自于一項針對廣東省成年常住居民社會態(tài)度的大規(guī)模抽樣調(diào)查。采用分層多階按人口比例的不等概率抽樣，得到全省人口的代表性樣本。抽樣框設(shè)計時，首先根據(jù)區(qū)域及經(jīng)濟社會發(fā)展程度分成珠三角、粵東、粵西、粵北四個大層，根據(jù)地級市分成21個小層，在小層（地級市）內(nèi)采用區(qū)（縣）、街道（鎮(zhèn)）、居委會、家庭戶、個人五階段不等概率抽樣，其中區(qū)/縣、街道/鎮(zhèn)、居/村委會三級已依據(jù)《廣東統(tǒng)計年鑒》（2009）的常住人口數(shù)和城鄉(xiāng)比例完成抽樣。一共抽取46個區(qū)縣的604個居/村委會。正式調(diào)查時，調(diào)查人員根據(jù)等距抽樣，在每一個居/村委會內(nèi)抽取約10個家庭戶；對每個被抽中的家庭戶，在戶內(nèi)符合調(diào)查要求的成員中隨機地確定一名為具體調(diào)查對象。共有6468名成年常住居民接受調(diào)查。調(diào)查采用面對面訪談形式，調(diào)查人員向被訪者讀出所有題目，并將作答記錄下來。

本研究主要涉及與工作相關(guān)的題目【詳見“（二）變量測量”部分】，這部分題目只在珠江三角洲地區(qū)的7個地級市的目前仍在從事工作的居民中進行，共有2664名符合條件的被訪者。剔除缺失數(shù)據(jù)后，最后2637名受訪者的數(shù)據(jù)進入分析。其平均年齡為35.47歲（SD=9.81）。51.6%為男性，48.4%為女性。小學(xué)及以下教育程度的人數(shù)占8.7%，初中占31.3%，高中占27.2%，中?；蚣夹；蚵氈姓?2.9%，大專占14.8%，大學(xué)本科占4.9%，碩士及以上占0.2%。收入水平（上月收入）的眾數(shù)為1000-2000元，占總?cè)藬?shù)的53.3%。

（二）變量測量

認知壓力源。時間壓力是認知壓力源的常用指標（de Jonge, Dormann, 2006; de Jonge et al., 1999），因此沿襲以往研究，本研究也采用時間壓力作為認知壓力源的測量指標。兩個題目取自van Yperen和Hagedoorn(2003)的工作要求問卷，分別為“工作節(jié)奏是否很快”和“工作時間是否緊迫”。采用7點量表評分（1=總是，7=從不），統(tǒng)計分析時反向計分，得分越高，表明感受到的時間壓力水平越高。其同質(zhì)性信度α= .821。

情緒壓力源。情緒壓力源主要關(guān)注人際交往過程中管理情緒時所需的努力，如處理難纏的顧客，面對創(chuàng)傷事件（如死亡或痛苦），以及工作不安全感等（de Jonge et al., 1999, 2008）。其中，工作不安全感是個體對于將要失去工作的威脅性知覺和情緒體驗（馮冬冬等, 2008）。本研究采用工作不安全感作為情緒壓力源的指標，題目取自Lim（1996）研究中的一個題項，“您是否同意這種說法：我可能會在今后6個月內(nèi)失去工作”。采用5點評分（1=非常不同意，5=非常同意），得分越高，表明工作不安全感帶來的壓力越大。Lim的研究表明，該題項與經(jīng)典的工作不安全感的量表（Caplan et al., 1975）相關(guān)較高，信度良好。

認知資源。與認知壓力源相對應(yīng)，認知資源通常測量資源的認知信息成分，如工作控制、計算機提供的信息支持（de Jonge, Dormann, 2006）。本研究采用工作控制作為認知資源的操作指標。工作控制是個體對工作自主控制的程度（Karasek, 1979）。本研究選取Parker和Sprigg（1999）研究中的三個題目，分別為“我能夠決定工作的先后次序”，“我能夠決定采取什么方法完成工作”，“我能夠決定工作的速度或節(jié)奏”。采用二值計分（1=是，0=否），將這三個題目加總求和進行變量合成，得到4點計分（0-3分），得分越高代表工作控制的水平越高。這三個題目的同質(zhì)性信度α= .646。

情緒資源。與情緒壓力源相對應(yīng)，情緒資源測量資源的情感成分，如來自同事或上級的情感支持（de Jonge,Dormann, 2006; de Jonge et al., 2008）。本研究中采用來自上級和同事的社會支持作為情緒資源的操作指標。同事支持的測量取自Bacharach等（2005）的題項：“如果您請求幫助，您可以得到同事的援助”。上級支持的測量取自Huntington等（1986）的題項：“如果您請求幫助，您可以得到您上司/老板的援助”。采用5點計分（1=幾乎總是，5=幾乎從不），統(tǒng)計分析時進行反向計分，得分越高代表社會支持程度越高。這兩個測量題目的同質(zhì)性信度α= .777。

表1 本研究各變量的均值、標準差和相關(guān)系數(shù)

工作滿意度。工作滿意度采用單一題項測量，題目取自Hackman和Oldham（1975）的測量，“總體而言，您對您現(xiàn)在主要的工作滿不滿意？”。采用4點計分（1=很滿意，4=一點也不滿意），統(tǒng)計分析時進行反向計分，分數(shù)越高代表工作滿意度越高。已有文獻已經(jīng)證明工作滿意度的總體測量是有效的（Scarpello, Campbell,1983)。研究表明單一條目的測量與多維量表的平均相關(guān)系數(shù)達到.67(Wanous et al., 1997），其間隔一年的重測信度為.55（de Jonge, 1995）。

控制變量。以前的研究發(fā)現(xiàn)性別、年齡、教育程度和收入水平（Brush et al., 1987; Witt, Nye, 1992）會對工作滿意度有影響，因而本研究將其作為控制變量。

四、研究結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

表1列出了變量間的描述統(tǒng)計的結(jié)果?？梢钥闯?，情緒壓力源與工作滿意度顯著負相關(guān)，認知壓力源與工作滿意度負相關(guān)不顯著。認知資源和情緒資源與工作滿意度顯著正相關(guān)。

（二）工作資源對工作壓力源的緩沖作用

為了驗證假設(shè)，我們通過層次回歸進行了數(shù)據(jù)分析，結(jié)果見表2。從模型3中可以看出，認知資源對認知壓力源-工作滿意度之間的關(guān)系有顯著的緩沖作用（β= .040，t = 2.140，p <.05），而情緒資源對認知壓力源-工作滿意度之間的關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著（β= -.025，t = -1.315，p > .05）。為了檢驗交互作用的方向是否與假設(shè)1相符，采用Aiken和West（1991）的方法檢驗簡單斜率(Simple slope)的顯著性并對交互作用進行圖示（見圖1）?？梢钥闯?，當認知資源較高時，認知壓力源不能顯著預(yù)測工作滿意度（簡單斜率β= -.015，t = -.932，ns）；而當認知資源較低時，認知壓力源能顯著預(yù)測工作滿意度（簡單斜率β= -.065，t =-3.815，p < .001），隨著認知壓力源的增大，工作滿意度顯著下降，假設(shè)1得到驗證。

情緒資源對情緒壓力源-工作滿意度之間的關(guān)系有顯著緩沖作用（β=.060，t=3.131，p<.01），認知資源對情緒壓力源-工作滿意度之間的關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著（β=.001，t=.027，p>.05）。同樣進行簡單斜率檢驗并圖示。從圖2可以看出，當情緒資源較高時，情緒壓力源能顯著預(yù)測工作滿意度（簡單斜率β=-.074，t=-5.120，p<.001）；當情緒資源較低時，情緒壓力源也能顯著預(yù)測工作滿意度（簡單斜率β=-.144，t=-7.901，p<.001）；隨著情緒壓力源的增大，對于情緒資源的高低兩種條件，工作滿意度都顯著下降，假設(shè)2也得到驗證。

匹配假設(shè)認為工作資源與工作壓力源在測量水平上的不匹配造成了工作資源的緩沖效應(yīng)不顯著，那么如果整體測量的工作資源無法顯著調(diào)節(jié)整體測量的工作壓力源，而特定的資源可以調(diào)節(jié)與之匹配的壓力源，則可以進一步佐證匹配假設(shè)。遵照此邏輯，我們將認知壓力源和情緒壓力源合并成為工作壓力源，認知資源和情緒資源合并成為工作資源，進行同樣的層次回歸分析。結(jié)果與匹配假設(shè)的預(yù)測完全相符，整體的工作資源對工作壓力源-工作滿意度的關(guān)系調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（β=.035，t=1.897，p>0.05）。

表2 工作滿意度對工作壓力源和工作資源的層次回歸分析結(jié)果

圖1 認知資源對認知壓力源-工作滿意度之間的調(diào)節(jié)作用

圖2 情緒資源對情緒壓力源-工作滿意度之間的調(diào)節(jié)作用

五、討論

匹配假設(shè)提出，當工作資源與工作壓力源的類型相匹配的時候，更可能發(fā)現(xiàn)前者的調(diào)節(jié)效應(yīng)。但是，對匹配假設(shè)進行直接檢驗的研究并不多，我們的研究為匹配假設(shè)提供了一定的支持：認知資源能緩沖認知壓力源對工作滿意度的負向影響，卻不能緩沖情緒壓力源的消極作用；相對應(yīng)，情緒資源能緩沖情緒壓力源對工作滿意度的負向影響，卻不能緩沖認知壓力源的消極作用。

匹配假設(shè)為以往研究中工作資源調(diào)節(jié)作用不顯著的原因提供了一種解釋，認為性質(zhì)或水平上匹配的工作資源更有可能緩沖相應(yīng)壓力源對工作壓力反應(yīng)的消極影響。本研究檢驗不同匹配程度的工作資源（認知資源、情緒資源）對工作壓力源（認知壓力源、情緒壓力源）與工作滿意度之間的調(diào)節(jié)作用。與以前的研究(Chrisopoulos et al., 2010; de Jonge, Dormann, 2006; de Jonge et al.,2008; van den Tooren, de Jonge, 2008)一致，本研究的結(jié)果也支持了匹配假設(shè)，即工作資源僅調(diào)節(jié)與之匹配的壓力源與工作滿意度之間的關(guān)系。作為認知資源的工作控制，僅對時間壓力這一認知壓力源起到調(diào)節(jié)作用。也就是說，對工作次序、方法或者速度的自主控制，會緩解工作時間緊迫所帶來的壓力感，從而緩解對工作滿意度的消極影響。與此相對，作為情緒資源的社會支持，僅對工作不安全感起調(diào)節(jié)作用。來自同事和上級的支持可能會創(chuàng)造一個支持性和建設(shè)性的工作環(huán)境，減輕由工作不安全感帶來的情緒壓力，從而減弱個體感受到的工作不滿意感。

匹配假設(shè)對提高組織的壓力干預(yù)效能有借鑒意義。由于許多壓力源是無法完全消除的，組織的壓力管理與干預(yù)的重要途徑是為員工提供資源，幫助其應(yīng)對這些壓力源所帶來的負面結(jié)果(Ivancevich et al., 1990)。從匹配假設(shè)出發(fā)，組織可以根據(jù)壓力源的不同性質(zhì)，有針對性地提供匹配的應(yīng)對資源，以減弱壓力帶來的消極影響。如對于工作負荷重、時間壓力大的工作，組織提供給員工足夠的自主性，使其能自主控制工作目標、進度或方法；對于情緒勞動性質(zhì)的工作，除了給予必要的技巧培訓(xùn)，還應(yīng)創(chuàng)造一個員工之間相互幫助相互支持的組織氛圍，以減輕來自情緒壓力的困擾。

本研究對壓力管理領(lǐng)域的實證研究也有一定貢獻。與以往大多數(shù)研究相比，本研究的有效樣本量（n=2637）大很多。大樣本量可以增大統(tǒng)計檢驗的效力，提高估計的精確性(Shen et al., 2011)。而且，與其他僅僅選取單一企業(yè)或者特定群體的研究不同，本研究的樣本來自于大規(guī)模的代表性抽樣調(diào)查，具有良好的代表性，囊括了各個職業(yè)群體，大大提高了研究結(jié)果的普適性。此外，就我們掌握的文獻來看，中國文化下探討匹配假設(shè)還是首次，本研究的結(jié)果表明匹配假設(shè)也是適用于中國文化的。

本研究也存在一定的局限，有待后續(xù)研究加以完善。第一，所有變量均來自自我報告，這可能會增加共同方法效應(yīng)偏差的可能性。但也有研究者認為共同方法偏差會高估主效應(yīng)，但不會對調(diào)節(jié)作用有影響，且對主效應(yīng)的高估是以對調(diào)節(jié)作用的低估為代價的(Wall et al., 1996)。第二，本研究是一個橫斷設(shè)計的問卷調(diào)查，故無法進行因果關(guān)系的解釋。期待有更多的縱向研究來探討匹配假設(shè)的問題。第三，和許多大規(guī)模調(diào)查項目(Kahneman, Deaton,2010)一樣，為了提高應(yīng)答率和數(shù)據(jù)獲取效率，有些變量只采用單一條目進行測量。變量測量題目過少，可能會造成結(jié)果的不穩(wěn)定。然而，當樣本量足夠大時，也可有效消除隨機誤差的影響，一定程度上保證了變量測量的信度。第四，總體而言，本研究的變量間的關(guān)系強度較低，雖然回歸系數(shù)達到顯著水平，但回歸方程的效應(yīng)量偏低。盡管如此，交互作用的模式和匹配假設(shè)的預(yù)測非常吻合，只有當壓力源和工作資源的性質(zhì)匹配時，其交互作用才顯著。因而，本研究仍然揭示出變量間的實質(zhì)性關(guān)系。最后，還有學(xué)者提出三重匹配原則（triple-match principle），認為應(yīng)該考慮壓力反應(yīng)與工作要求、工作資源的匹配性(de Jonge, Dormann, 2006)。本研究只關(guān)注后兩者是否匹配，雖然結(jié)果支持了匹配假設(shè)，但后續(xù)研究可以進一步探討三重匹配的效應(yīng)。

六、結(jié)論

本研究基于大規(guī)模抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，在中國文化背景下檢驗了匹配假設(shè)，得到如下結(jié)論：認知資源對認知壓力源與工作滿意度間的關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著，情緒資源對認知壓力源-工作滿意度間的關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著；情緒資源對情緒壓力源-工作滿意度間的關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著，認知資源對情緒壓力源-工作滿意度間的關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著。

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