李　燕，楊　倩

(西安工業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，西安 710021)

工作幸福感是由Warr在1987年首次提出的.目前學術(shù)界對工作幸福感的研究總體形成了三種研究視角，分別是主觀工作幸福感視角、心理工作幸福感視角和整合工作幸福感視角.主觀工作幸福感是指個體在一定時期內(nèi)對工作產(chǎn)生的積極情感，及對個體工作做出的評價.心理工作幸福感是人們在工作中可盡可能地發(fā)掘自己的潛能，體驗到自己能力的提升和發(fā)展，感受到工作各個方面帶給自己的滿足，實現(xiàn)自己的價值[1].整合工作幸福感則是指個體在工作中的體驗與效能之和[2].在該定義基礎(chǔ)之上，有研究充分考慮中國企業(yè)的獨特性，將工作幸福感定義為個體在工作中的體驗與效能的質(zhì)量總和[1].工作要求作為工作環(huán)境特征的兩大因素之一，是指工作中對員工身體、心理、組織或社會方面的要求，尤其需要在生理和心理方面投入不間斷的努力或技能，因此需要付出一定的生理或心理成本[3].工作環(huán)境特征對個體工作幸福感影響的效應在不同的職業(yè)之間很可能是有差異的[4].工作要求與工作資源在將來可用以預測員工的工作幸福感，提出了高工作要求因耗盡個體的身心資源而導致其工作幸福感下降的假設(shè)[5].文獻[6]在研究中發(fā)現(xiàn)工作要求與個體的認知幸福感負相關(guān).文獻[7]證實工作要求與個體的情緒幸福感負相關(guān).文獻[8]在研究中證實工作要求對個體工作幸福感的影響是呈負性的假設(shè).工作幸福感不僅受工作環(huán)境特征的影響，還受個體特征的影響.作為個體特征因素之一的個人資源是指與心理彈性有關(guān)的積極自我評價，是個體自身對成功掌控和影響環(huán)境能力的一種感知，由自我效能感、組織自尊及樂觀三個經(jīng)典的維度構(gòu)成[9].自尊與主觀幸福感顯著正相關(guān)[10]；自我效能感對知識型員工的工作幸福感具有顯著的正向影響作用[11].研究證實工作要求、個人資源分別與主觀工作幸福感的關(guān)系，對強調(diào)個體在工作情境中潛能發(fā)揮和自我實現(xiàn)的精神性內(nèi)容體驗并無涉及，即缺乏二者對心理工作幸福感的影響研究.研究多將工作家庭沖突、工作負荷劃分為其重要維度[12-13]，文中結(jié)合研究單位的工作環(huán)境特征，將工作要求劃定為工作家庭沖突、工作負荷、保密要求三個維度，對個人資源的度量選用組織自尊、自我效能感兩個經(jīng)典維度.以西安市某研究單位科研員工為調(diào)研對象，從工作要求、個人資源兩方面入手，運用多層次線性回歸實證分析的方法，驗證二者對工作幸福感的影響，將個人資源作為調(diào)節(jié)變量，研究個人資源對工作要求和工作幸福感關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，為員工工作幸福感的干預研究提供新思路.

1　研究假設(shè)

工作要求是指工作對員工身體、心理、社會或組織方面的要求，需要持續(xù)投入生理和心理方面的努力或技能，因此需要付出一定的生理或心理成本.工作要求作為工作環(huán)境特征中一個重要方面，對其度量指標的確定會依據(jù)行業(yè)的不同、工作環(huán)境特征的不同而各有不同.工作家庭沖突是指一種產(chǎn)生于工作和家庭領(lǐng)域內(nèi)的壓力之間的沖突，在某些方面具有不可調(diào)和性.工作負荷是指單位時間內(nèi)個人所承受的工作量，包括在特定的工作情境下，研究單位科研員工需要通過改進或創(chuàng)造新的方法、技術(shù)等以獲得一定的創(chuàng)新成果所帶來的工作負荷等.保密要求是研究單位員工自身肩負的責任使命，是指員工根據(jù)單位、部門或個人所從事業(yè)務的范圍，將不可對外公開的信息資料及內(nèi)容進行保密，根據(jù)要求的保密程度履行相應的保密義務.文中對工作幸福感的定義是指員工在工作中盡力發(fā)掘個人潛能，體驗個人能力提升與發(fā)展，感受工作各個方面帶給個人滿足，最終實現(xiàn)個人價值.包含職業(yè)幸福感、社會幸福感二個維度，其中，職業(yè)幸福感反映的是員工對與職業(yè)相關(guān)的勝任感、受認可度和發(fā)展抱負.社會幸福感反映的是員工在工作中的社會關(guān)系質(zhì)量.個人資源泛指對個人的積極自我評價，是個體自身對成功掌控和影響環(huán)境能力的一種感受和認知.組織自尊是指組織成員對通過組織情境下角色能夠滿足他們需求的相信程度，反映的是個體作為特定組織成員的自我感知價值，簡單來說就是感知自己對組織是否重要、有意義和有價值.自我效能感是指個體在特定情景中從事某種行為并取得預期結(jié)果的能力，在很大程度上指個體對自我有關(guān)能力的知覺.自我效能感也是指個體對自己實現(xiàn)特定領(lǐng)域行為目標、取得成功所需能力的信心或信念，即“我能行”.

1.1　工作要求與工作幸福感的關(guān)系假設(shè)

在對工作幸福感的研究視角中，主觀工作幸福感視角側(cè)重快樂、享受和主觀，而心理工作幸福感則更強調(diào)意義、發(fā)展與客觀.工作環(huán)境特征在很大程度上會影響員工工作幸福感，這種影響既體現(xiàn)在主觀知覺或情緒感受方面，同樣也體現(xiàn)在對工作環(huán)境及個人工作狀況的整體客觀認知方面.當組織持續(xù)不斷向員工提出高工作要求，不能及時給予充足的工作資源，就可能導致員工對工作的意義和目標產(chǎn)生懷疑，進一步妨礙其個人成長與自我接納，對員工的職業(yè)幸福感造成負向影響.對能力相對不足或與崗位匹配度不高的員工持續(xù)提出相對高的工作要求，非但不會促進員工工作績效的提高，還會使員工對工作中的環(huán)境駕馭能力產(chǎn)生懷疑，導致其難以與他人(特別是上級領(lǐng)導)建立友好關(guān)系，因此會對其社會幸福感會造成負向影響.基于分析提出假設(shè)1：

H1：工作要求與員工工作幸福感顯著負相關(guān)

H1a：工作家庭沖突與員工職業(yè)幸福感顯著負相關(guān)

H1b：工作負荷與員工職業(yè)幸福感顯著負相關(guān)

H1c：保密要求與員工職業(yè)幸福感顯著負相關(guān)

H1d：工作家庭沖突與員工社會幸福感顯著負向相關(guān)

H1e：工作負荷與員工社會幸福感顯著負相關(guān)

H1f：保密要求與員工社會幸福感顯著負相關(guān)

1.2　個人資源與工作幸福感的關(guān)系假設(shè)

在當今工作場所，無論是員工還是企業(yè)都會面臨不可避免的不利因素，當員工被消極地推到某些能力的臨界值之外，這時就需要個人資源發(fā)揮作用.個人資源的重要意義在于通過個人意念應對并解決問題和困難的過程，使人們獲得長久的正能量、耐力和抵抗力等.當個體具有積極的自我信念或個人意志時，通常較難體驗到嚴重的壓力，尤其在面臨大的壓力時，也往往能通過信念或意志來緩解壓力所造成的消極影響.比如，具備高、低自我效能感的個體在工作中分別傾向于采用問題定向的積極應對策略、情緒定向的消極應對策略.而采用問題定向應對策略通常可以幫助個體有效化解工作中的各種壓力，保持比較高的身心健康水平[14].在高水平的身心健康狀態(tài)下，員工往往也更容易對個人發(fā)展與工作意義抱以更大的信心與期待.此外，擁有充沛?zhèn)€人資源的員工通常能對組織環(huán)境及個體自身各個方面有一個客觀的綜合感知與評價，也更能真實感受到個體對組織發(fā)展的重要程度，這種體驗通常會使員工易于與他人建立良好關(guān)系.鑒于此提出假設(shè)2：

H2：個人資源與員工工作幸福感顯著正相關(guān)

H2a：組織自尊與員工職業(yè)幸福感顯著正相關(guān)

H2b：自我效能感與員工職業(yè)幸福感顯著正相關(guān)

H2c：組織自尊與員工社會幸福感顯著正相關(guān)

H2d：自我效能感與員工社會幸福感顯著正相關(guān)

1.3　個人資源調(diào)節(jié)作用假設(shè)

工作要求能夠影響工作幸福感的一個重要因素就是工作要求對員工可能產(chǎn)生工作壓力，這些壓力只有被個體心理所感知才能發(fā)揮作用，在感知過程中個人資源起到一定的調(diào)節(jié)作用.個體的差異以及個體所擁有個人資源的差異，會影響到員工對工作要求及幸福的感知.結(jié)合心理彈性理論分析可知，對于組織自尊、自我效能感水平較高的員工而言，角色的不確定性、心理壓力和工作挑戰(zhàn)性等帶來的負面影響更小.所以，個人資源對工作要求與工作幸福感的關(guān)系可能是起調(diào)節(jié)作用的.據(jù)此提出假設(shè)3：

H3：個人資源對工作要求與員工工作幸福感的關(guān)系正相關(guān)

H3a：自我效能感對工作要求與員工工作幸福感的關(guān)系正相關(guān)

H3b：組織自尊對工作要求與員工工作幸福感的關(guān)系正相關(guān)

2　研究設(shè)計與方法

2.1　研究樣本

以西安市某研究單位科研人員為調(diào)研對象，單位目前共有在職員工10 037人，其中科研員工(具備某一學科的專業(yè)知識和技能，在單位專業(yè)從事科學研究工作的知識型員工) 6 457人，占比64.3%.使用李克特5級量表進行變量度量，共發(fā)放調(diào)研問卷200份，剔除不完整問卷，最終得到有效問卷175份，有效問卷率87.5%.有效問卷175份中，男性占64%，女性占36%；教育水平分布重點集中在大學本科和碩士學歷，共占88.6%；研究單位科研員工年齡以31～40歲的中青年為主，占62.9%；員工工作年限則相對較為分散，其中工作年限2～5年占33.7%，6～10年占41.1%.詳細統(tǒng)計結(jié)果見表1.

表1　樣本分布情況表Tab.1　Sample distribution

續(xù)表1

中級4224．0職稱副高63．4正高42．3<1年126．9≥1～5年5933．7工作年限>5～10年7241．1>10～20年2313．1≥20年95．1

2.2　測量工具

選用國內(nèi)外成熟量表，結(jié)合樣本的工作環(huán)境特征，對量表進行相應修改，在問卷填寫說明處設(shè)置“正式答題前請您認真確認您是否同時符合以下兩個條件：① 目前正供職于西安市某研究單位；② 工作崗位為技術(shù)或研發(fā)類人員.是則繼續(xù)答題，否則終止答題”的要求，確保調(diào)研對象的精準性.對工作要求采用13個題項，選用工作家庭沖突、工作負荷以及保密要求作為二級維度.針對工作家庭沖突維度，參考文獻[15-16]得出4個題項.針對工作負荷維度，參考文獻[17]結(jié)合樣本特定的工作環(huán)境特征進行題項補充.研究單位科研員工有取得創(chuàng)新成果的工作負荷壓力，加入“我的工作要求我不斷創(chuàng)新”的題項.另外，研究單位特殊的行業(yè)特性決定了對其員工還有特殊的工作要求，即更高的保密要求.通過大量的訪談調(diào)研，對保密要求特設(shè)了“我的工作要求我保守秘密”等5個題項.參考文獻[17-18]選用組織自尊量表、自我效能感量表對個人資源進行度量，其中包括5個組織自尊題項和4個自我效能感題項.對工作幸福感的度量，參考文獻[1]的心理視角工作幸福感量表下的兩個維度即職業(yè)幸福感9個題項、社會幸福感5個題項度量.結(jié)合研究情景，增加社會幸福感中“我的工作使我擁有較高的社會地位”題項.采用克朗巴哈系數(shù)法(Cronbach’s Alpha)、KMO檢驗統(tǒng)計量(Kaiser-Meyer-Olkin，KMO) 樣本檢驗和巴特利(Bartlett)球形檢驗進行各變量的信度和效度檢驗，各變量的Cronbach’s Alpha值及KMO值都在0.8以上，表明量表具有很高的信度和效度.信度、效度檢驗結(jié)果見表2.

表2　量表的信度、效度檢驗結(jié)果Tab.2　Reliability and validity of the scale

注：df 為統(tǒng)計量的自由度；Sig 為顯著性水平.

3　研究結(jié)果及分析

3.1　描述性統(tǒng)計結(jié)果及相關(guān)分析

文中所取樣本量值的均值、標準差、相關(guān)系數(shù)見表3，根據(jù)均值分析可知，工作要求的三個維度的均值在2.1～2.4之間，標準差在1～1.2之間，工作要求三個維度均小于中值3，說明工作要求的得分較低，離散程度較大；個人資源和工作幸福感的維度的均值在3.8～4之間，大于中值3，標準差在0.7～0.8之間，說明個人資源和工作幸福感的維度的得分較高，離散程度較小.工作家庭沖突、工作負荷、保密要求、組織自尊、自我效能感與職業(yè)幸福感的相關(guān)系數(shù)分別為-0.31,-0.414,-0.126,0.514和0.4，且在顯著性0.01水平上肯定了工作家庭沖突、工作負荷、組織的自尊、自我效能感與職業(yè)幸福感的相關(guān)關(guān)系，保密要求與職業(yè)幸福感無顯著的相關(guān)關(guān)系.工作家庭沖突、工作負荷、保密要求、組織自尊、自我效能感與社會幸福感的相關(guān)系數(shù)分別為-0.03，-0.165，-0.452，0.472和0.404，保密要求、組織的自尊、自我效能感與社會幸福感在顯著性0.01水平上顯著相關(guān)，工作負荷與社會幸福感則在顯著性0.05水平上顯著相關(guān)，工作家庭沖突與社會幸福感無顯著的相關(guān)關(guān)系.

表3　樣本量值的均值、標準差、相關(guān)系數(shù)Tab.3　Mean value,standard deviation and correlation coefficient of sample size

注：*、**、***分別為0.05，0.01和0.001 水平上顯著.

3.2　回歸分析

采用SPSS22.0的多層回歸分析法進行假設(shè)驗證.回歸分析前通過差異性檢驗，為了增加模型的解釋力，通過人口統(tǒng)計學的差異性分析，選擇薪資、職稱、工作年限為控制變量，進行回歸分析,回歸結(jié)果詳見表4～7.其中Beta代表回歸系數(shù)，Sig是顯著性水平，R2為決定系數(shù)，調(diào)整R2為調(diào)整決定系數(shù)，F(xiàn)值為方差檢驗量.

3.2.1工作要求與工作幸福感的多因素回歸

以工作要求和個人資源下的各個維度：工作家庭沖突、工作負荷、保密要求、組織自尊和自我效能感作為自變量，因變量為工作幸福感的兩個維度：職業(yè)幸福感和社會幸福感，分別進行自變量與因變量之間的回歸分析.回歸分析結(jié)果見表4.

表4　工作要求與工作幸福感的多因素回歸結(jié)果Tab.4　Multivariate regression results of of job demands and work well-being

注：*、**、***分別為0.05,0.01和0.001 水平上顯著.

由表4可知，工作家庭沖突對職業(yè)幸福感的回歸系數(shù)分別為-0.09，顯著性水平小于0.05，工作負荷、組織自尊、自我效能感對職業(yè)幸福感的回歸系數(shù)分別為-0.09，-0.16，0.29和0.22，顯著性水平均小于0.01，說明工作家庭沖突、工作負荷與職業(yè)幸福感顯著負向相關(guān)，故接受假設(shè)H1a、H1b；組織自尊、自我效能感與職業(yè)幸福感顯著正向相關(guān)，故接受假設(shè)H2a、H2b；保密要求對職業(yè)幸福感的回歸系數(shù)為0.01，顯著性水平大于0.05，說明保密要求與職業(yè)幸福感無顯著相關(guān)，故拒絕假設(shè)H1c.從模型4可知，保密要求、組織自尊、自我效能感對社會幸福感的回歸系數(shù)分別為-0.24，0.31和0.23，顯著性水平小于0.05，說明保密要求與社會幸福感顯著負向相關(guān)，故接受假設(shè)H1f，組織的自尊、自我效能感與社會幸福感顯著正向相關(guān)，故接受假設(shè)H2c、H2d；工作家庭沖突、工作負荷對社會幸福感的回歸系數(shù)分別為0.03和-0.01，顯著性水平大于0.05，說明工作家庭沖突、工作負荷與社會幸福感無顯著相關(guān)，故拒絕假設(shè)H1d、H1e.

3.2.2個人資源的調(diào)節(jié)作用回歸

以工作要求為自變量、工作幸福感為因變量，將個人資源作為調(diào)節(jié)變量進行回歸分析.回歸分析結(jié)果見表5.由表5可知，模型6中自變量工作要求對工作幸福感的回歸系數(shù)為-0.24，對應的顯著性水平小于0.001，說明工作要求與工作幸福感顯著負向相關(guān)，故假設(shè)H1成立.調(diào)節(jié)變量個人資源對工作幸福感的回歸系數(shù)為0.53，對應的顯著性水平小于0.05，說明個人資源與工作幸福感顯著正向相關(guān)，故假設(shè)H2成立；模型7中交互項A的回歸系數(shù)為0.155，對應的顯著性水平小于0.001，說明工作要求與個人資源的交互項與工作幸福感顯著正向相關(guān)，且模型6的R2為0.488，模型7的R2為0.532，顯著性水平明顯增強，說明模型解釋能力增強，由此證明個人資源對工作要求與工作幸福感之間的關(guān)系顯著正向相關(guān)，假設(shè)接受假設(shè)H3.

3.2.3組織自尊的調(diào)節(jié)作用回歸

以工作要求作為自變量，工作幸福感作為因變量，并將個人資源下的組織自尊維度作為調(diào)節(jié)變量進行回歸分析.回歸分析結(jié)果見表6.由表6可知，模型10中交互項B的回歸系數(shù)為0.051，對應的顯著性水平大于0.05，說明工作要求與組織自尊的交互項與工作幸福感無顯著正向相關(guān)，模型9的R2為0.425，模型10的R2為0.430，顯著性水平無明顯增強，由此證明組織自尊對工作要求與工作幸福感之間的關(guān)系無顯著相關(guān)，故拒絕假設(shè)H3a.

表5　個人資源的調(diào)節(jié)作用回歸結(jié)果Tab.5　Regression results of personal resources’ moderating effect

注：*、**、***分別為0.05，0.01和0.001水平上顯著；A為工作要求與個人資源的交互.

表6　組織自尊的調(diào)節(jié)作用回歸結(jié)果Tab.6　Regression results of organizational self-esteem’s moderating effect

注：*、**、***分別為0.05,0.01和0.001水平上顯著；B為工作要求與組織自尊的交互.

3.2.4自我效能感的調(diào)節(jié)作用回歸

以工作要求作為自變量，工作幸福感作為因變量，并將個人資源下的自我效能感維度作為調(diào)節(jié)變量進行回歸分析.回歸分析結(jié)果見表7.

表7　自我效能感的調(diào)節(jié)作用回歸結(jié)果Tab.7　Regression results of self-efficacy’s moderating effect

注：*、**、***分別為0.05，0.01和0.001 水平上顯著；C為工作要求與自我效能的交互.

由表7可知，模型13中交互項C的回歸系數(shù)為0.202，對應的顯著性水平小于0.001，說明工作要求與自我效能感的交互項與工作幸福感顯著正向相關(guān)，且模型12的R2為0.406，模型13的R2為0.479，顯著性水平明顯增強，說明模型解釋能力增強，證明對工作要求與工作幸福感之間的關(guān)系自我效能有顯著正向相關(guān)，接受假設(shè)H3b.

研究結(jié)果表明：員工工作幸福感會受到工作要求、個人資源的影響，其中的工作家庭沖突、工作負荷會負向影響員工的職業(yè)幸福感，且工作負荷比工作家庭沖突對職業(yè)幸福感的影響更為顯著，二者對員工的社會幸福感沒有影響；保密要求對員工的社會幸福感有負向影響，對員工的職業(yè)幸福感沒有影響；個人資源對工作要求與員工工作幸福感的關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用，工作要求對員工工作幸福感的影響會受到自我效能感的調(diào)節(jié)，不受組織自尊的調(diào)節(jié).

4　結(jié) 語

綜上所述，提升該單位科研員工幸福感，可以有以下工作思路：① 研究單位科研員工的效能產(chǎn)出一定程度上代表國家科技創(chuàng)新的實力水平，提升國家核心競爭力必須依靠科技創(chuàng)新.促使科研員工在工作中以最佳狀態(tài)開展技術(shù)研發(fā)工作尤為重要.應把提升科研員工工作幸福感當成一項重要工作來抓，結(jié)合單位實情制定具體工作環(huán)境特征改善措施，通過健全角色管理機制、調(diào)配團隊成員的分工協(xié)作來有效管控科研員工的工作要求；通過將科研員工的工作要求維持在一定的壓力水平之內(nèi)而又不至于造成過高壓力，有效激發(fā)科研員工的工作動機，以此提升其工作效能與職業(yè)幸福感.② 個人資源雖會受到先天因素的影響,也受環(huán)境的影響,具有較強的可引導性和可塑造性.研究單位應著力于關(guān)注提升科研員工的工作積極性和主動性，而非一味關(guān)注工作中存在的負面問題，在單位營造出積極主動、奮發(fā)向上的工作氛圍.具體可通過人性化管理、組織關(guān)懷以及增強組織“軟實力”等來激發(fā)科研員工個人資源特別是自我效能感的發(fā)揮，通過增強科研員工內(nèi)驅(qū)力來提升其對工作幸福感的獲取能力和感知能力.③ 幫助科研員工協(xié)調(diào)好工作與生活、工作與家庭等各方面的關(guān)系，必要的情況下可建立員工幫助系統(tǒng)(Employee Assistance Program,EAP)，幫助科研員工解決工作和生活中存在的各種問題，一方面可使其提高自我效能感、組織自尊感,另一方面使科研員工的工作更好地得到單位、家庭、社會等多方面支持，以此來提高其社會幸福感.④ 通過增加工作資源來緩沖工作要求對科研員工工作幸福感的負向影響，在工作要求難以調(diào)整的情況下，對科研員工提供盡可能充足的工作資源，特別是加大精神資源方面的投入.如通過方向性強化，引導科員員工培育起對工作使命的認同與信仰，使單位的集體信仰與員工的個人職業(yè)信仰合二為一.建立單位和員工間的雙向溝通機制，加強內(nèi)部正式與非正式溝通渠道建設(shè)，搭建多渠道信息交流平臺，使組織的工作要求、工作資源和員工的個人資源、個人要求能有效契合，從而促進單位成員之間的相互理解和支持，提高團隊的凝聚力和科研員工的工作幸福感.

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