李　燕，杨　倩

(西安工业大学 经济管理学院，西安 710021)

工作幸福感是由Warr在1987年首次提出的.目前学术界对工作幸福感的研究总体形成了三种研究视角，分别是主观工作幸福感视角、心理工作幸福感视角和整合工作幸福感视角.主观工作幸福感是指个体在一定时期内对工作产生的积极情感，及对个体工作做出的评价.心理工作幸福感是人们在工作中可尽可能地发掘自己的潜能，体验到自己能力的提升和发展，感受到工作各个方面带给自己的满足，实现自己的价值[1].整合工作幸福感则是指个体在工作中的体验与效能之和[2].在该定义基础之上，有研究充分考虑中国企业的独特性，将工作幸福感定义为个体在工作中的体验与效能的质量总和[1].工作要求作为工作环境特征的两大因素之一，是指工作中对员工身体、心理、组织或社会方面的要求，尤其需要在生理和心理方面投入不间断的努力或技能，因此需要付出一定的生理或心理成本[3].工作环境特征对个体工作幸福感影响的效应在不同的职业之间很可能是有差异的[4].工作要求与工作资源在将来可用以预测员工的工作幸福感，提出了高工作要求因耗尽个体的身心资源而导致其工作幸福感下降的假设[5].文献[6]在研究中发现工作要求与个体的认知幸福感负相关.文献[7]证实工作要求与个体的情绪幸福感负相关.文献[8]在研究中证实工作要求对个体工作幸福感的影响是呈负性的假设.工作幸福感不仅受工作环境特征的影响，还受个体特征的影响.作为个体特征因素之一的个人资源是指与心理弹性有关的积极自我评价，是个体自身对成功掌控和影响环境能力的一种感知，由自我效能感、组织自尊及乐观三个经典的维度构成[9].自尊与主观幸福感显著正相关[10]；自我效能感对知识型员工的工作幸福感具有显著的正向影响作用[11].研究证实工作要求、个人资源分别与主观工作幸福感的关系，对强调个体在工作情境中潜能发挥和自我实现的精神性内容体验并无涉及，即缺乏二者对心理工作幸福感的影响研究.研究多将工作家庭冲突、工作负荷划分为其重要维度[12-13]，文中结合研究单位的工作环境特征，将工作要求划定为工作家庭冲突、工作负荷、保密要求三个维度，对个人资源的度量选用组织自尊、自我效能感两个经典维度.以西安市某研究单位科研员工为调研对象，从工作要求、个人资源两方面入手，运用多层次线性回归实证分析的方法，验证二者对工作幸福感的影响，将个人资源作为调节变量，研究个人资源对工作要求和工作幸福感关系的调节作用，为员工工作幸福感的干预研究提供新思路.

1　研究假设

工作要求是指工作对员工身体、心理、社会或组织方面的要求，需要持续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.工作要求作为工作环境特征中一个重要方面，对其度量指标的确定会依据行业的不同、工作环境特征的不同而各有不同.工作家庭冲突是指一种产生于工作和家庭领域内的压力之间的冲突，在某些方面具有不可调和性.工作负荷是指单位时间内个人所承受的工作量，包括在特定的工作情境下，研究单位科研员工需要通过改进或创造新的方法、技术等以获得一定的创新成果所带来的工作负荷等.保密要求是研究单位员工自身肩负的责任使命，是指员工根据单位、部门或个人所从事业务的范围，将不可对外公开的信息资料及内容进行保密，根据要求的保密程度履行相应的保密义务.文中对工作幸福感的定义是指员工在工作中尽力发掘个人潜能，体验个人能力提升与发展，感受工作各个方面带给个人满足，最终实现个人价值.包含职业幸福感、社会幸福感二个维度，其中，职业幸福感反映的是员工对与职业相关的胜任感、受认可度和发展抱负.社会幸福感反映的是员工在工作中的社会关系质量.个人资源泛指对个人的积极自我评价，是个体自身对成功掌控和影响环境能力的一种感受和认知.组织自尊是指组织成员对通过组织情境下角色能够满足他们需求的相信程度，反映的是个体作为特定组织成员的自我感知价值，简单来说就是感知自己对组织是否重要、有意义和有价值.自我效能感是指个体在特定情景中从事某种行为并取得预期结果的能力，在很大程度上指个体对自我有关能力的知觉.自我效能感也是指个体对自己实现特定领域行为目标、取得成功所需能力的信心或信念，即“我能行”.

1.1　工作要求与工作幸福感的关系假设

在对工作幸福感的研究视角中，主观工作幸福感视角侧重快乐、享受和主观，而心理工作幸福感则更强调意义、发展与客观.工作环境特征在很大程度上会影响员工工作幸福感，这种影响既体现在主观知觉或情绪感受方面，同样也体现在对工作环境及个人工作状况的整体客观认知方面.当组织持续不断向员工提出高工作要求，不能及时给予充足的工作资源，就可能导致员工对工作的意义和目标产生怀疑，进一步妨碍其个人成长与自我接纳，对员工的职业幸福感造成负向影响.对能力相对不足或与岗位匹配度不高的员工持续提出相对高的工作要求，非但不会促进员工工作绩效的提高，还会使员工对工作中的环境驾驭能力产生怀疑，导致其难以与他人(特别是上级领导)建立友好关系，因此会对其社会幸福感会造成负向影响.基于分析提出假设1：

H1：工作要求与员工工作幸福感显著负相关

H1a：工作家庭冲突与员工职业幸福感显著负相关

H1b：工作负荷与员工职业幸福感显著负相关

H1c：保密要求与员工职业幸福感显著负相关

H1d：工作家庭冲突与员工社会幸福感显著负向相关

H1e：工作负荷与员工社会幸福感显著负相关

H1f：保密要求与员工社会幸福感显著负相关

1.2　个人资源与工作幸福感的关系假设

在当今工作场所，无论是员工还是企业都会面临不可避免的不利因素，当员工被消极地推到某些能力的临界值之外，这时就需要个人资源发挥作用.个人资源的重要意义在于通过个人意念应对并解决问题和困难的过程，使人们获得长久的正能量、耐力和抵抗力等.当个体具有积极的自我信念或个人意志时，通常较难体验到严重的压力，尤其在面临大的压力时，也往往能通过信念或意志来缓解压力所造成的消极影响.比如，具备高、低自我效能感的个体在工作中分别倾向于采用问题定向的积极应对策略、情绪定向的消极应对策略.而采用问题定向应对策略通常可以帮助个体有效化解工作中的各种压力，保持比较高的身心健康水平[14].在高水平的身心健康状态下，员工往往也更容易对个人发展与工作意义抱以更大的信心与期待.此外，拥有充沛个人资源的员工通常能对组织环境及个体自身各个方面有一个客观的综合感知与评价，也更能真实感受到个体对组织发展的重要程度，这种体验通常会使员工易于与他人建立良好关系.鉴于此提出假设2：

H2：个人资源与员工工作幸福感显著正相关

H2a：组织自尊与员工职业幸福感显著正相关

H2b：自我效能感与员工职业幸福感显著正相关

H2c：组织自尊与员工社会幸福感显著正相关

H2d：自我效能感与员工社会幸福感显著正相关

1.3　个人资源调节作用假设

工作要求能够影响工作幸福感的一个重要因素就是工作要求对员工可能产生工作压力，这些压力只有被个体心理所感知才能发挥作用，在感知过程中个人资源起到一定的调节作用.个体的差异以及个体所拥有个人资源的差异，会影响到员工对工作要求及幸福的感知.结合心理弹性理论分析可知，对于组织自尊、自我效能感水平较高的员工而言，角色的不确定性、心理压力和工作挑战性等带来的负面影响更小.所以，个人资源对工作要求与工作幸福感的关系可能是起调节作用的.据此提出假设3：

H3：个人资源对工作要求与员工工作幸福感的关系正相关

H3a：自我效能感对工作要求与员工工作幸福感的关系正相关

H3b：组织自尊对工作要求与员工工作幸福感的关系正相关

2　研究设计与方法

2.1　研究样本

以西安市某研究单位科研人员为调研对象，单位目前共有在职员工10 037人，其中科研员工(具备某一学科的专业知识和技能，在单位专业从事科学研究工作的知识型员工) 6 457人，占比64.3%.使用李克特5级量表进行变量度量，共发放调研问卷200份，剔除不完整问卷，最终得到有效问卷175份，有效问卷率87.5%.有效问卷175份中，男性占64%，女性占36%；教育水平分布重点集中在大学本科和硕士学历，共占88.6%；研究单位科研员工年龄以31～40岁的中青年为主，占62.9%；员工工作年限则相对较为分散，其中工作年限2～5年占33.7%，6～10年占41.1%.详细统计结果见表1.

表1　样本分布情况表Tab.1　Sample distribution

续表1

中级4224．0职称副高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　测量工具

选用国内外成熟量表，结合样本的工作环境特征，对量表进行相应修改，在问卷填写说明处设置“正式答题前请您认真确认您是否同时符合以下两个条件：① 目前正供职于西安市某研究单位；② 工作岗位为技术或研发类人员.是则继续答题，否则终止答题”的要求，确保调研对象的精准性.对工作要求采用13个题项，选用工作家庭冲突、工作负荷以及保密要求作为二级维度.针对工作家庭冲突维度，参考文献[15-16]得出4个题项.针对工作负荷维度，参考文献[17]结合样本特定的工作环境特征进行题项补充.研究单位科研员工有取得创新成果的工作负荷压力，加入“我的工作要求我不断创新”的题项.另外，研究单位特殊的行业特性决定了对其员工还有特殊的工作要求，即更高的保密要求.通过大量的访谈调研，对保密要求特设了“我的工作要求我保守秘密”等5个题项.参考文献[17-18]选用组织自尊量表、自我效能感量表对个人资源进行度量，其中包括5个组织自尊题项和4个自我效能感题项.对工作幸福感的度量，参考文献[1]的心理视角工作幸福感量表下的两个维度即职业幸福感9个题项、社会幸福感5个题项度量.结合研究情景，增加社会幸福感中“我的工作使我拥有较高的社会地位”题项.采用克朗巴哈系数法(Cronbach’s Alpha)、KMO检验统计量(Kaiser-Meyer-Olkin，KMO) 样本检验和巴特利(Bartlett)球形检验进行各变量的信度和效度检验，各变量的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、效度检验结果见表2.

表2　量表的信度、效度检验结果Tab.2　Reliability and validity of the scale

注：df 为统计量的自由度；Sig 为显著性水平.

3　研究结果及分析

3.1　描述性统计结果及相关分析

文中所取样本量值的均值、标准差、相关系数见表3，根据均值分析可知，工作要求的三个维度的均值在2.1～2.4之间，标准差在1～1.2之间，工作要求三个维度均小于中值3，说明工作要求的得分较低，离散程度较大；个人资源和工作幸福感的维度的均值在3.8～4之间，大于中值3，标准差在0.7～0.8之间，说明个人资源和工作幸福感的维度的得分较高，离散程度较小.工作家庭冲突、工作负荷、保密要求、组织自尊、自我效能感与职业幸福感的相关系数分别为-0.31,-0.414,-0.126,0.514和0.4，且在显著性0.01水平上肯定了工作家庭冲突、工作负荷、组织的自尊、自我效能感与职业幸福感的相关关系，保密要求与职业幸福感无显著的相关关系.工作家庭冲突、工作负荷、保密要求、组织自尊、自我效能感与社会幸福感的相关系数分别为-0.03，-0.165，-0.452，0.472和0.404，保密要求、组织的自尊、自我效能感与社会幸福感在显著性0.01水平上显著相关，工作负荷与社会幸福感则在显著性0.05水平上显著相关，工作家庭冲突与社会幸福感无显著的相关关系.

表3　样本量值的均值、标准差、相关系数Tab.3　Mean value,standard deviation and correlation coefficient of sample size

注：*、**、***分别为0.05，0.01和0.001 水平上显著.

3.2　回归分析

采用SPSS22.0的多层回归分析法进行假设验证.回归分析前通过差异性检验，为了增加模型的解释力，通过人口统计学的差异性分析，选择薪资、职称、工作年限为控制变量，进行回归分析,回归结果详见表4～7.其中Beta代表回归系数，Sig是显著性水平，R2为决定系数，调整R2为调整决定系数，F值为方差检验量.

3.2.1工作要求与工作幸福感的多因素回归

以工作要求和个人资源下的各个维度：工作家庭冲突、工作负荷、保密要求、组织自尊和自我效能感作为自变量，因变量为工作幸福感的两个维度：职业幸福感和社会幸福感，分别进行自变量与因变量之间的回归分析.回归分析结果见表4.

表4　工作要求与工作幸福感的多因素回归结果Tab.4　Multivariate regression results of of job demands and work well-being

注：*、**、***分别为0.05,0.01和0.001 水平上显著.

由表4可知，工作家庭冲突对职业幸福感的回归系数分别为-0.09，显著性水平小于0.05，工作负荷、组织自尊、自我效能感对职业幸福感的回归系数分别为-0.09，-0.16，0.29和0.22，显著性水平均小于0.01，说明工作家庭冲突、工作负荷与职业幸福感显著负向相关，故接受假设H1a、H1b；组织自尊、自我效能感与职业幸福感显著正向相关，故接受假设H2a、H2b；保密要求对职业幸福感的回归系数为0.01，显著性水平大于0.05，说明保密要求与职业幸福感无显著相关，故拒绝假设H1c.从模型4可知，保密要求、组织自尊、自我效能感对社会幸福感的回归系数分别为-0.24，0.31和0.23，显著性水平小于0.05，说明保密要求与社会幸福感显著负向相关，故接受假设H1f，组织的自尊、自我效能感与社会幸福感显著正向相关，故接受假设H2c、H2d；工作家庭冲突、工作负荷对社会幸福感的回归系数分别为0.03和-0.01，显著性水平大于0.05，说明工作家庭冲突、工作负荷与社会幸福感无显著相关，故拒绝假设H1d、H1e.

3.2.2个人资源的调节作用回归

以工作要求为自变量、工作幸福感为因变量，将个人资源作为调节变量进行回归分析.回归分析结果见表5.由表5可知，模型6中自变量工作要求对工作幸福感的回归系数为-0.24，对应的显著性水平小于0.001，说明工作要求与工作幸福感显著负向相关，故假设H1成立.调节变量个人资源对工作幸福感的回归系数为0.53，对应的显著性水平小于0.05，说明个人资源与工作幸福感显著正向相关，故假设H2成立；模型7中交互项A的回归系数为0.155，对应的显著性水平小于0.001，说明工作要求与个人资源的交互项与工作幸福感显著正向相关，且模型6的R2为0.488，模型7的R2为0.532，显著性水平明显增强，说明模型解释能力增强，由此证明个人资源对工作要求与工作幸福感之间的关系显著正向相关，假设接受假设H3.

3.2.3组织自尊的调节作用回归

以工作要求作为自变量，工作幸福感作为因变量，并将个人资源下的组织自尊维度作为调节变量进行回归分析.回归分析结果见表6.由表6可知，模型10中交互项B的回归系数为0.051，对应的显著性水平大于0.05，说明工作要求与组织自尊的交互项与工作幸福感无显著正向相关，模型9的R2为0.425，模型10的R2为0.430，显著性水平无明显增强，由此证明组织自尊对工作要求与工作幸福感之间的关系无显著相关，故拒绝假设H3a.

表5　个人资源的调节作用回归结果Tab.5　Regression results of personal resources’ moderating effect

注：*、**、***分别为0.05，0.01和0.001水平上显著；A为工作要求与个人资源的交互.

表6　组织自尊的调节作用回归结果Tab.6　Regression results of organizational self-esteem’s moderating effect

注：*、**、***分别为0.05,0.01和0.001水平上显著；B为工作要求与组织自尊的交互.

3.2.4自我效能感的调节作用回归

以工作要求作为自变量，工作幸福感作为因变量，并将个人资源下的自我效能感维度作为调节变量进行回归分析.回归分析结果见表7.

表7　自我效能感的调节作用回归结果Tab.7　Regression results of self-efficacy’s moderating effect

注：*、**、***分别为0.05，0.01和0.001 水平上显著；C为工作要求与自我效能的交互.

由表7可知，模型13中交互项C的回归系数为0.202，对应的显著性水平小于0.001，说明工作要求与自我效能感的交互项与工作幸福感显著正向相关，且模型12的R2为0.406，模型13的R2为0.479，显著性水平明显增强，说明模型解释能力增强，证明对工作要求与工作幸福感之间的关系自我效能有显著正向相关，接受假设H3b.

研究结果表明：员工工作幸福感会受到工作要求、个人资源的影响，其中的工作家庭冲突、工作负荷会负向影响员工的职业幸福感，且工作负荷比工作家庭冲突对职业幸福感的影响更为显著，二者对员工的社会幸福感没有影响；保密要求对员工的社会幸福感有负向影响，对员工的职业幸福感没有影响；个人资源对工作要求与员工工作幸福感的关系起到正向调节作用，工作要求对员工工作幸福感的影响会受到自我效能感的调节，不受组织自尊的调节.

4　结 语

综上所述，提升该单位科研员工幸福感，可以有以下工作思路：① 研究单位科研员工的效能产出一定程度上代表国家科技创新的实力水平，提升国家核心竞争力必须依靠科技创新.促使科研员工在工作中以最佳状态开展技术研发工作尤为重要.应把提升科研员工工作幸福感当成一项重要工作来抓，结合单位实情制定具体工作环境特征改善措施，通过健全角色管理机制、调配团队成员的分工协作来有效管控科研员工的工作要求；通过将科研员工的工作要求维持在一定的压力水平之内而又不至于造成过高压力，有效激发科研员工的工作动机，以此提升其工作效能与职业幸福感.② 个人资源虽会受到先天因素的影响,也受环境的影响,具有较强的可引导性和可塑造性.研究单位应着力于关注提升科研员工的工作积极性和主动性，而非一味关注工作中存在的负面问题，在单位营造出积极主动、奋发向上的工作氛围.具体可通过人性化管理、组织关怀以及增强组织“软实力”等来激发科研员工个人资源特别是自我效能感的发挥，通过增强科研员工内驱力来提升其对工作幸福感的获取能力和感知能力.③ 帮助科研员工协调好工作与生活、工作与家庭等各方面的关系，必要的情况下可建立员工帮助系统(Employee Assistance Program,EAP)，帮助科研员工解决工作和生活中存在的各种问题，一方面可使其提高自我效能感、组织自尊感,另一方面使科研员工的工作更好地得到单位、家庭、社会等多方面支持，以此来提高其社会幸福感.④ 通过增加工作资源来缓冲工作要求对科研员工工作幸福感的负向影响，在工作要求难以调整的情况下，对科研员工提供尽可能充足的工作资源，特别是加大精神资源方面的投入.如通过方向性强化，引导科员员工培育起对工作使命的认同与信仰，使单位的集体信仰与员工的个人职业信仰合二为一.建立单位和员工间的双向沟通机制，加强内部正式与非正式沟通渠道建设，搭建多渠道信息交流平台，使组织的工作要求、工作资源和员工的个人资源、个人要求能有效契合，从而促进单位成员之间的相互理解和支持，提高团队的凝聚力和科研员工的工作幸福感.

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