吳國強　郭亞寧 　黃　杰　鮑旭輝 　李　越

(1　西安文理學院師范學院，西安 710065)　(2　陜西師范大學心理學院，西安 710062)(3　湖南第一師范學院教育科學學院，長沙 410205)　(4　中南民族大學公共管理學院，武漢 430074)

1　引言

工作壓力源一定會對員工的工作態(tài)度和健康產(chǎn)生消極作用嗎？研究表明一些工作壓力會產(chǎn)生消極的、有害的壓力結(jié)果，而另一些則引起了積極和消極相互混合的工作結(jié)果，即員工知覺到的壓力源并不總是消極的、有害的壓力結(jié)果（Cavanaugh, Boswell, Roehling, & Boudreau, 2000;Lu, Kao, Siu, & Lu, 2010）。因此，對壓力源性質(zhì)進行積極和消極兩方面的分析，有助于理解工作壓力源作用于員工情緒體驗的心理過程。

雖然大量研究支持了壓力源是預(yù)測工作倦怠的主要因素，但是對壓力源是否同時存在JD-R模型所提出的能量耗竭和動機促進作用的問題未得到足夠關(guān)注（Fernet, Austin, Trépanier, & Dussault,2013; Schaufeli & Taris, 2014），而Cavanaugh等（2000）提出的挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源二維模型，為解釋該問題提供了重要的理論依據(jù)。應(yīng)對策略在壓力源與緊張關(guān)系之間的中介作用已得到證實，但國內(nèi)外較少對應(yīng)對策略在挑戰(zhàn)性-阻礙性工作壓力與情緒體驗之間的中介作用進行實證分析（Boudrias et al., 2011），尤其缺少對積極和消極情緒體驗結(jié)果的同時考察，JD-R修正模型指出工作投入和工作倦怠是反映工作要求與健康問題關(guān)系的重要指標，代表了工作中情感體驗的積極、消極方面（吳偉炯，劉毅，路紅, 謝雪賢，2012）。有研究結(jié)果表明挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源都與工作倦怠呈正向關(guān)系（Crawford, Lepine, & Rich, 2010; 張韞黎, 陸昌勤，2009），這與工作要求的能量耗損過程相一致，但也有研究表明挑戰(zhàn)性壓力源與工作投入之間呈正向關(guān)系或沒有顯著關(guān)系，而阻礙性壓力源則相反（van den Broeck, De Cuyper, De Witte, & Vansteenkiste, 2010; 劉得格，時勘，王永麗，龔會，2011），這說明挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源影響個體的情緒體驗有著不同的作用機制。

由此，本研究基于工作要求-資源的分化模型和挑戰(zhàn)性-阻斷性壓力二維模型，采用結(jié)構(gòu)方程模型和多重中介檢驗，對問題導向和情緒導向應(yīng)對策略在挑戰(zhàn)-阻礙性壓力源與工作投入和工作倦怠之間的中介作用進行驗證。

1.1　挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源對工作倦怠、工作投入的影響

挑戰(zhàn)性壓力源是指對個體有機會掌握新知識、促進個人成長和發(fā)展，雖然有不適感需要克服，但具有潛在報償?shù)墓ぷ饕螅〞r間壓力、與工作相伴隨的高度責任等，它與JD-R模型中的工作資源非常相似（Demerouti & Bakker,2011）。阻礙性壓力源是指有壓力和威脅性的負性工作要求，它阻礙個人職業(yè)發(fā)展和工作目標的達成，包括組織政治、角色模糊等，以往研究指出阻礙性壓力源與工作倦怠有顯著關(guān)系，員工在應(yīng)對這些要求時必須耗費大量的資源（Schaufeli,Bakker, & van Rhenen, 2009）。根據(jù)工作要求-資源的分化模型（Differentiated Job Demands-Resources Model）提出工作要求不論哪種類型都是一個能量耗竭的過程，而且挑戰(zhàn)性工作要求不僅能引發(fā)能量耗竭過程，還能激發(fā)一個動機驅(qū)動的過程（Crawford et al., 2010）。這表明個體將知覺到的壓力源都視為壓力性的、威脅性的，繼而引起消極的情緒體驗，并表現(xiàn)為阻礙性壓力源與工作投入呈負向關(guān)系，與工作倦怠呈正向關(guān)系，而挑戰(zhàn)性壓力源與工作倦怠和工作投入均呈正向關(guān)系（Crawford et al., 2010; 劉得格等，2011），這說明挑戰(zhàn)性壓力源會同時導致積極和消極的情緒體驗結(jié)果。工作倦怠和工作投入整合的觀點也支持了以上結(jié)論，該觀點認為工作倦怠和工作投入不是情緒上相互排斥的兩極，而是橫軸上的連續(xù)體，它們兩者之間的結(jié)構(gòu)存在著差異（González-Romá,Schaufeli, Bakker, & Lloret, 2006; 王彥峰, 秦金亮，2009），因此，壓力源影響工作投入和工作倦怠有著不同的方向。該觀點也得到一些研究的支持。如van den Broeck等（2010）的研究表明，阻礙性壓力源與工作倦怠有正向關(guān)系，與工作投入有顯著負向關(guān)系，但挑戰(zhàn)性壓力源與工作倦怠沒有顯著關(guān)系，只與工作投入有正向關(guān)系。國內(nèi)研究中，李宗波（2014）發(fā)現(xiàn)挑戰(zhàn)性壓力與阻礙性壓力對員工工作滿意度分別具有顯著的正向與負向影響。劉得格等（2011）研究結(jié)果表明，挑戰(zhàn)性壓力源與員工的工作投入和整體工作滿意度呈顯著正相關(guān)，而阻礙性壓力源與員工工作投入和整體滿意度呈顯著負相關(guān)。這些研究結(jié)果都表明，中國文化背景下員工體驗到的挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源均對工作倦怠有著正向或不顯著的作用，而挑戰(zhàn)性壓力源對工作投入有正向作用。因此，提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：挑戰(zhàn)性壓力源與工作投入和工作倦怠呈正相關(guān)。

假設(shè)2：阻礙性壓力源與工作投入呈負相關(guān)、與工作倦怠呈正相關(guān)。

1.2　應(yīng)對策略的中介作用

根據(jù)壓力的交互作用理論，應(yīng)對策略是壓力與情緒之間的重要中介變量（Ben-Zur, 2009），主要包括問題導向應(yīng)對策略和情緒導向應(yīng)對策略，其中問題導向的應(yīng)對策略是指個體修正或消除個體在壓力情境下由應(yīng)激源引起的問題，著重調(diào)整認知思考并配合具體行動來解決問題，包括問題解決、直接行動等。它作為一種保護性資源，適用于被評估為可被改變的情境，與提升個體的積極情緒體驗和健康有直接關(guān)系，而情緒導向的應(yīng)對策略是指個體采取行動來減輕由壓力產(chǎn)生的情緒反應(yīng)為主，并不對壓力情境本身去做改變，包括尋求選擇性注意、正向比較、情緒發(fā)泄等，適用于被個體評估為不可控制的壓力情境。阻礙性壓力源被認為是有壓力和威脅性的消極工作要求，阻礙個人職業(yè)發(fā)展和工作目標達成，員工會體驗到較多的消極情緒（不能勝任感、焦慮），往往會采用情緒導向的應(yīng)對方式（如合理化等），最終妨礙目標的達成和員工的情緒體驗（Crawford et al., 2010; Wallace, Edwards, Arnold,Frazier, & Finch, 2009）。雖然挑戰(zhàn)性壓力源需要個體承受伴隨的不適感，對將要獲得的結(jié)果有積極的期望，能讓員工產(chǎn)生積極的態(tài)度和行為反應(yīng)，因此員工會更容易采用問題導向的應(yīng)對策略，進而促進目標的完成（Cavanaugh et al., 2000; Lepine,Podsakoff, & Lepine, 2005; van den Broeck et al.,2010）?；谝陨暇C述，本研究提出假設(shè)為：

假設(shè)3：問題導向應(yīng)對策略在挑戰(zhàn)性壓力源與工作投入之間有中介作用。

假設(shè)4：情緒導向應(yīng)對策略在阻礙性壓力源與工作倦怠之間有中介作用。

2　研究方法

2.1　被試

調(diào)查對象來自國內(nèi)3所城市的企業(yè)員工，共發(fā)放問卷300份，回收270份，剔除無效問卷，得到有效問卷225份，有效回收率為75%。被試中男性占52.9%，女性47.1%；大專及以下占35.6%，本科學歷占54.7%，研究生及以上學歷占5.3%；年齡以25-32歲為主，占總?cè)藬?shù)的51.3%；平均工作年限6.89年。

2.2　研究工具

2.2.1挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源

采用由吳國強、黃杰、李越和秦娟娟（2014）修訂的Cavanaugh等（2000）和Rodell和Judge（2009）編制的挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源量表，共21題，測量個體感受到的兩種性質(zhì)壓力水平的程度，其中11個項目測量挑戰(zhàn)性壓力源，10個項目測量阻礙性壓力源。采用李克特5點量表進行衡量，得分越高表明感受到的壓力水平越高。本研究中兩個分量表的Cronbach α系數(shù)分別是 0.84和 0.67。

2.2.2應(yīng)對策略

采用Long（1990）編制的工作環(huán)境下應(yīng)對策略量表。修訂后共26個項目，分為問題導向應(yīng)對策略、情緒導向應(yīng)對策略兩個分量表，采用5點評分，從“1”到“5”代表從“完全沒有”到“經(jīng)常使用”，得分越高說明被試越傾向于運用該應(yīng)對策略。本研究中兩個分量表的Cronbach α系數(shù)分別是 0.83和 0.78。

2.2.3工作投入

采用由Schaufeli等編制、張軼文和甘怡群（2005）根據(jù)本國文化背景修訂的UWES（the Utrecht Work Engagement Scale）量表，選取其核心維度活力分量表7題，奉獻分量表4題，共計11個項目。采用李克特5點量表進行衡量，“1”代表“從不”，“5”代表“總是”，高分數(shù)代表著高投入。本研究中Cronbach α系數(shù)是0.86。

2.2.4工作倦怠

采用李超平和時勘（2003）修訂的Maslach工作倦怠量表。該問卷共計10題，其中情緒衰竭分量表5題，去人性化分量表5題。采用李克特5點量表進行衡量，“1”代表“從不”，“5”代表“總是”。得分越高，表示個體體驗到的倦怠感越強烈。本研究中Cronbach α系數(shù)是0.88。

2.3　施測過程與統(tǒng)計分析

所有調(diào)查均在各企業(yè)的人力資源部配合下，利用員工集中培訓間隙進行問卷調(diào)查。在統(tǒng)一填寫問卷之前，研究者宣讀操作內(nèi)容和注意事項，并強調(diào)問卷填寫的匿名性，告訴被試調(diào)查結(jié)果和使用的絕對保密，且僅用于科學研究。研究使用的統(tǒng)計軟件包括SPSS 16.0和LISREL 8.70，主要統(tǒng)計分析步驟包括：（1）描述性統(tǒng)計分析和共同方法變異分析；（2）項目打包；（3）假設(shè)模型驗證，通過對直接模型、完全中介模型和部分中介模型擬合情況進行比較；（4）多重中介效應(yīng)檢驗。

3　研究結(jié)果

3.1　共同方法偏差檢驗

首先，使用Harman單因素法，設(shè)定一個公共因子，使所有測量項目均負載于該因子。結(jié)果表明單因子模型擬合不佳，表明不存在共同方法偏差因子。進一步采用加入“未可知方法因子”，所有題目除歸屬原各量表外，允許全部題項負荷于一個共同的方法學因子，結(jié)果表明除卡方值顯著改變外（△χ2（88）=289.86, p＞0.001），其他各擬合指數(shù)的改善情況均在0.01～0.02之間（△RMSEA=0.015, △CFI =0.011, △TLI=0.024），因此可見本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

3.2　變量的描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析

研究變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析如表1所示。挑戰(zhàn)性壓力源與問題導向應(yīng)對策略、工作投入和工作倦怠呈顯著正相關(guān)，與情緒導向應(yīng)對策略呈顯著負相關(guān)；阻礙性壓力源與情緒導向應(yīng)對策略、工作倦怠呈顯著正相關(guān)，與工作投入呈顯著負相關(guān)，而與問題導向應(yīng)對策略的相關(guān)不顯著。此結(jié)果也為下面驗證假設(shè)3和4提供了依據(jù)。

表1　變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果及相關(guān)系數(shù)矩陣

3.3　中介效應(yīng)的結(jié)構(gòu)方程模型比較

為防止多個項目造成潛變量的測量誤差膨脹，采用項目-結(jié)構(gòu)平衡法分別對所有項目進行打包處理，挑戰(zhàn)性壓力源、阻礙性壓力源、問題和情緒導向應(yīng)對策略各形成3個項目包，工作倦怠和工作投入各形成2個項目包。項目組合后16個觀測變量在對應(yīng)的潛變量上的標準化載荷均在0.61-0.89之間，有著較好的結(jié)構(gòu)效度。

采用結(jié)構(gòu)方程模型對直接模型、完全中介模型和部分中介模型的擬合情況進行比較，檢驗應(yīng)對策略（問題導向應(yīng)對策略和情緒導向應(yīng)對策略）在壓力源（挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源）與工作投入和工作倦怠關(guān)系之間的多重中介作用。首先是直接效應(yīng)模型的檢驗，各模型擬合良好（見表2和圖1），結(jié)果表明，挑戰(zhàn)性壓力源對工作投入和工作倦怠呈正向作用，阻礙性壓力源對工作投入呈負向作用，對工作倦怠呈正向作用，因此假設(shè)1和2得到驗證。其次是中介模型的檢驗。通過對完全中介模型與部分中介模型的比較，進一步檢驗應(yīng)對策略2個維度的中介效應(yīng)。初始部分中介模型顯示阻礙性壓力源對問題導向應(yīng)對策略路徑作用不顯著，問題導向應(yīng)對策略對工作倦怠路徑作用不顯著，將其路徑參數(shù)進行限制為0，經(jīng)修訂獲得修正后的部分中介模型，與直接效應(yīng)模型、完全中介模型相比，修正后的部分中介模型擬合指數(shù)在各方面都有顯著所改進。

表2　結(jié)構(gòu)方程模型擬合指標結(jié)果

圖1　修正后的部分中介模型路徑系數(shù)（虛線為不顯著路徑）

3.4　特定中介效應(yīng)檢驗

采用方杰、溫忠麟、張敏強和孫配貞（2014）提出的增加輔助變量，偏差矯正的Bootstrap方法對并行多重中介效應(yīng)進行差異分析，采用重復(fù)隨機抽樣方法在原始數(shù)據(jù)中抽取1000個Bootstrap樣本，根據(jù)樣本得到中介效應(yīng)的估計值，計算出中介效應(yīng)的平均路徑值。其中中介效應(yīng)大小為完全中介路徑系數(shù)乘積，總中介效應(yīng)大小為各中介效應(yīng)總和，獲得95%的中介效應(yīng)置信區(qū)間，如果置信區(qū)間包括0表示該中介作用或路徑系數(shù)不顯著。由表3可知，結(jié)果驗證了問題導向應(yīng)對策略在挑戰(zhàn)性壓力與工作投入和工作倦怠之間的中介作用顯著；情緒導向應(yīng)對策略在阻礙性壓力與工作倦怠之間的中介作用顯著，因此，假設(shè)3和假設(shè)4得到驗證。

表3　基于Bootstrapping的特定中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

綜上所述，在面對挑戰(zhàn)性壓力源時，人們通過采用問題導向應(yīng)對策略作用于工作投入和工作倦??；在面對阻礙性壓力源時，個體往往采用情緒導向應(yīng)對策略影響工作倦怠的水平。

4　討論

4.1　挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源與工作投入和工作倦怠之間的關(guān)系

本研究結(jié)果表明，挑戰(zhàn)性壓力源對工作投入和工作倦怠均產(chǎn)生正向預(yù)測作用；阻礙性壓力源對工作投入呈顯著負向預(yù)測作用，而對工作倦怠呈顯著正向預(yù)測作用，挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源具有相同的心理過程，均導致消極的情緒體驗結(jié)果。本研究結(jié)論支持了工作要求-資源分化模型提出的工作要求的能量耗竭作用，而挑戰(zhàn)性壓力是一種積極和消極情緒體驗交互存在的混合關(guān)系（Schaufeli & Taris, 2014; Staufenbiel & K?nig,2010）。這可能是某些類型的挑戰(zhàn)性壓力源（例如時間緊迫感）所導致的負面焦慮感, 會高于引發(fā)的正面情緒（Rodell & Judge, 2009），挑戰(zhàn)性壓力源的積極作用有可能被阻礙性壓力源的消極作用而抵消，且個體更容易受阻礙性壓力源的影響（Bakker & Sanz-Vergel, 2013; Lepine et al., 2005）。如，Widmer, Semmer, Klin, Jacobshagen和Meier（2012）發(fā)現(xiàn)挑戰(zhàn)性壓力源同時包含積極和消極的作用，與緊張相關(guān)，也與生活積極態(tài)度相關(guān)。根據(jù)壓力的交互作用理論的觀點，盡管壓力源在初次評價中為挑戰(zhàn)性，但長期來看，只要處于有壓力的工作環(huán)境需要個體付出努力去應(yīng)對壓力要求，依然對個體是有害的，會產(chǎn)生負面的身心壓力反應(yīng)（Webster, Beehr, & Love, 2011）。這表明，雖然員工面臨不同性質(zhì)的壓力源都會產(chǎn)生負面的情緒體驗，但提供適當?shù)奶魬?zhàn)性工作環(huán)境，也會促進員工工作投入水平的提升。

4.2　應(yīng)對策略在挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源對工作投入和工作倦怠中的中介作用

本研究中，問題導向應(yīng)對策略在挑戰(zhàn)性壓力源對工作投入和工作倦怠的中介作用顯著，支持了假設(shè)3，表明問題導向應(yīng)對策略在挑戰(zhàn)性壓力工作環(huán)境中對個體的積極情緒體驗有正向的預(yù)測作用，這表明相比情緒導向應(yīng)對策略，問題導向策略即使在較低控制情景下也對緩解壓力更加有效（Riley & Park, 2014），這與壓力的交互作用理論所提出的觀點一致，即認知評價和應(yīng)對策略作為中介變量影響個人壓力知覺與情緒體驗之間的關(guān)系（Cooper, Dewe, & O'Driscoll, 2001），其中初級評價是個體判斷某情境與自身情緒體驗的關(guān)系（挑戰(zhàn)或威脅、有害的），決定個體采用何種應(yīng)對策略來應(yīng)對壓力情境。挑戰(zhàn)性壓力源測量中就包含了初次評價過程，當個體評估某種工作情境可能存在潛在收益或收獲，挑戰(zhàn)性的環(huán)境狀況易于改變時即挑戰(zhàn)性壓力源，問題導向應(yīng)對策略將采用，從而導致個體產(chǎn)生有利的、積極的情緒體驗和動機水平的提高。當將工作環(huán)境評估為有害的、威脅性時，個體發(fā)現(xiàn)無法改變即阻礙性壓力源帶來的壓力時，由于威脅性評價是與情感問題有關(guān)，減少壓力的沖突、處理情緒上的痛苦，所以情緒導向應(yīng)對策略被采用，如回避、積極再評估等，所以導致較低水平的情緒喚醒和工作投入狀態(tài)。這啟示在組織工作設(shè)計中，需要管理者重視將工作特征重塑為有挑戰(zhàn)性、與員工個人職業(yè)發(fā)展相關(guān)的工作任務(wù)，幫助員工在面對不可控的壓力源時調(diào)整應(yīng)對策略，采用合理、問題導向的應(yīng)對方式來緩解情緒帶來的壓力。

4.3　本研究的不足及改進方向

第一，本研究采用橫斷研究，不能以此做因果推斷，未來需補充前瞻性縱向研究（prospective longitudinal research）和滯后設(shè)計（lagged design）方法對挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源與工作態(tài)度之間的滯后效果，以增強本研究結(jié)果的可靠性；第二，本研究所選用的工作投入和工作倦怠是長期情緒狀態(tài)的反映變量，雖然工作投入明顯不同與其他工作態(tài)度、內(nèi)在動機、組織公民行為等工作相關(guān)結(jié)果（Rich, Lepine, & Crawford, 2010），但沒有將個體的即時情緒反應(yīng)與長期情緒狀態(tài)進行區(qū)分（李宗波, 李銳，2013），未來研究中還需要同時關(guān)注即時情緒如焦慮、憤怒等在挑戰(zhàn)性-阻礙性中的壓力結(jié)果。

5　結(jié)論

本研究結(jié)果表明：（1）挑戰(zhàn)性壓力源與問題導向應(yīng)對策略、工作投入和工作倦怠呈顯著正相關(guān)，與情緒導向應(yīng)對策略呈顯著負相關(guān)；阻礙性壓力源與情緒導向應(yīng)對策略、工作倦怠呈顯著正相關(guān)，與工作投入呈顯著負相關(guān)，但與問題導向應(yīng)對策略的相關(guān)不顯著;挑戰(zhàn)性壓力源對工作投入和工作倦怠有正向的預(yù)測作用，阻礙性壓力源對工作倦怠有正向預(yù)測作用，對工作投入有負向預(yù)測作用；（2）問題導向應(yīng)對策略在挑戰(zhàn)性壓力源與工作投入和工作倦怠之間起到部分中介作用，情緒導向應(yīng)對策略在阻礙性壓力源與工作倦怠之間起到部分中介作用。具體表現(xiàn)在，面對挑戰(zhàn)性壓力源時，人們通過采用問題導向應(yīng)對策略而產(chǎn)生工作投入和工作倦??；在面對阻礙性壓力源時，往往采用情緒導向應(yīng)對策略影響工作倦怠的水平。

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