王敬群 ,操 心 ,陈子楠

(1.江西师范大学心理教育中心,江西南昌 330022;2.江西省人事考试中心,江西南昌 330029;3.厦门市教育科学研究院附属小学,福建厦门 361001)

大学生心理委员胜任力指在大学生心理健康教育和心理危机干预工作中,能将高绩效表现优秀的心理委员与表现一般的心理委员区分开来的个体潜在特征[1-2]。研究心理委员胜任力,是保证心理健康教育工作顺利开展的关键因素。从组织角度看待心理委员的发展,可以为心理委员个体和组织研究提供更开阔的研究视角;关注心理委员的心理功能,将会促进对心理委员科学化的理解,保障干预的有效性,推动个体良性发展,发挥心理委员的潜能。以往研究大多只关注心理委员胜任力的培训体系[3],国内有关心理委员胜任力的实证研究有限,对心理委员组织层面的研究更是缺乏,且组织支持感与心理委员胜任力相关因素的作用过程并未有研究涉及,因此,可以考虑从组织和个体层面探索心理委员胜任力的影响机制。

已有研究表明,组织支持感可以有效提高胜任力水平[4],且组织支持感起作用的过程离不开个体自身的特征[5]。而心理委员的心理资本水平和应对危机情境的效能感水平应当会影响到其工作行为和工作能力。心理资本指个体在成长和发展过程中表现出来的一种积极的心理状态[6],是胜任力提升的重要方面[7]。应对效能指当个体处于应激状态时对自己能否成功应对所持有的信心[8]。有研究发现,能够得到组织支持的个体在面对特殊情境引发的应激状态下处理状况的能力会有所提升[9],且心理资本降低,效能感也会随之下降[10-12]。应对效能对胜任力也有正向的预测作用[3,13-14]。综上,本研究假设组织支持感会影响心理委员胜任力,而心理资本和应对效能在其中起到链式中介作用。

本研究初步探讨心理委员群体中组织支持感、胜任力、心理资本、应对效能四者间的作用关系,以期为高校心理委员组织在心理委员培训和组织视角下的创建工作提供一些参考,帮助心理委员未来在岗位和生活中更好地发展。

1 对象与方法

1.1 研究对象

采用方便抽样法选取江西省4所高校的427名大学生心理委员为研究对象,回收有效问卷402份,回收率为94.1%,剔除不符合条件的无效问卷后,最终有效问卷数为366,有效率为91.0%。其中,男性171人,女性195人;大一到大五分别为119 人、103 人、96人、32人、4人和研究生12人;年龄范围在18岁～26岁;文科类154人,理科类132人,艺术类80人。

1.2 研究工具

1.2.1 组织支持感量表 采用修订后的组织支持感量表,原问卷为陈志霞(2006)编制的 《相对广义组织支持感问卷》[15]。本研究结合心理委员组织有关的文献和工作内容,以及对心理委员群体的访谈结果,针对心理委员提取出心委相关词汇(如将“单位”改为“心理委员组织”;“主管”改为“老师和辅导员”),使问卷更符合心理委员的认知,将原问卷16个题项和情境修订为与心理委员组织相关的情境和内容。修订后的问卷共16个条目,采用7点计分,得分越高表明组织支持感越高。修订后问卷各维度和总问卷内部一致性信度、分半信度均在0.72以上,内部效度、验证性因素分析和校标效度检验显示模型拟合较好,效度较好。本研究中修订后的总问卷α系数为0.95。

1.2.2 心理委员胜任力量表 采用自编的心理委员胜任力量表,通过行为事件访谈法、文献分析法、工作内容分析法和开放式问卷调查法提取出胜任力特征词并建构模型。问卷初测后通过探索性因素分析提取出4个因子,并使用验证性因素分析得出模型拟合较好。各维度和总问卷内部一致性信度和分半信度均在0.75以上,内容效度、构想效度和校标效度结果显示效度较好。问卷共包含26个项目,采用5点计分,分数越高表明心理委员胜任力水平越好。在本研究中总问卷α系数为0.96。

1.2.3 心理资本量表 采用张阔等(2010)编制的大学生积极心理资本量表[16],量表包括26个项目,采用7点计分,部分题项采用反向计分,在将反向表述的项目反向计分后,得分越高,说明积极心理资本状况越好。本研究中α系数为0.90。

1.2.4 应对效能量表 采用童辉杰(2005)编制的应对效能量表[8],量表包括17个题目,采用4点计分,部分题目为反向题目,得分越高,说明应对效能越好。为了使测量内容具备一定的针对性,本研究在指导语中提示问卷情境为“心理委员在工作情境中面对挫折与打击时的感受”。本研究中α系数为0.88。

1.3 数据处理

采用SPSS 23.0和Hayes的SPSS宏程序PROCESS 3.3[17]以及Amos 22.0对实验数据进行分析处理。采用SPSS PROCESS 插件进行链式中介作用检验和基于偏差校正百分位Bootstrap法,重复抽样5000次分别计算95%的置信区间,以考察间接效应的显著性,若各条路径对应的置信区间均不包含0,则表示中介效应显著(P＜0.05)。

2 结果

2.1 共同方法偏差检验与控制

本研究问卷施测采用的是自我报告法收集数据,有存在共同方法偏差的可能。因此,在问卷施测前对问卷采取了严格的程序控制:保证问卷匿名性和问卷结果的保密性,采用不同编排方式、不同计分方式、问卷项目随机和正反向计分等。数据结果分析中,采用周浩等(2004)推荐的检验共同方法偏差的方法[18],使用Amos进行验证性因素分析,将公因子数设为1,对所有项目进行共同方法偏差检验,结果显示拟合指数很差:χ2=16 169.31,df=3 485,NFI=0.48,CFI=0.53,IFI=0.54,RMSEA=0.11,RMR=0.18。数据结果表明,本研究不存在严重的共同方法偏差。

2.2 组织支持感、心理委员胜任力、心理资本及应对效能间的相关分析

采用Pearson相关分析法,检验各变量间的相关性。由表1可知,组织支持感与心理资本、应对效能、心理委员胜任力均呈显著正相关,心理资本与应对效能、心理委员胜任力呈显著正相关,应对效能与心理委员胜任力呈显著正相关。

表1 各变量间描述统计和相关分析Tab.1 Correlation analysis of organizational support,psychological commissioners’ competence,psychological capital and coping efficacy

2.3 模型验证及变量路径分析

2.3.1 模型验证 模型比较为考察链式中介效应在本研究的合理性,现对中介效应和调节效应进行模型比较。经过对调节效应分析后发现,调节模型匹配度较差,乘积项回归系数不显著(P＞0.05),调节效应不显著[19]。而中介效应模型匹配度较好,心理资本、应对效能在组织支持感和心理委员胜任力间的部分中介效应和链式中介效应显著(P＜0.05)。因此,综合理论构建和数据分析结果表明,链式中介效应在本研究中是合理的。

2.3.2 变量路径分析 组织支持感对心理委员胜任力的影响机制使用PROCESS 3.3分析链式中介作用(Mod 6),采用偏差校正的非参数百分位Bootstrap检验方法重复抽样5 000次[9]对变量进行效应的检验。在控制变量方面,除性别、年级两个类别变量外,对所有变量进行标准化处理,以减少多重共线性问题。由结果可知,组织支持感正向预测心理委员胜任力(β=0.61,t=14.25,P＜0.001),组织支持感显著正向预测心理资本(β=0.59,t=13.64,P＜0.001),心理资本显著正向预测心理委员胜任力(β=0.18,t=2.57,P＜0.05),因此,心理资本中介了组织支持感对心理委员胜任力的影响。心理资本显著正向预测应对效能(β=0.75,t=20.09,P＜0.001),应对效能显著正向预测心理委员胜任力(β=0.29,t=4.32,P＜0.001),因此,应对效能中介了心理资本对心理委员胜任力的影响。同样的,应对效能在心理资本和心理委员胜任力之间也起着部分中介作用。综上,心理资本和应对效能在组织支持和心理委员胜任力之间起链式中介作用,链式中介模型图见图1。

图1 链式中介效应模型图Fig.1 Model diagram of chain mediator effect

由表2可知,心理资本和应对效能的总间接效应的Bootstrap95%置信区间为(0.195,0.342),不包含0,说明两个中介变量在组织支持感与心理委员胜任力之间存在的中介效应显著。间接效应1指组织支持感→心理资本→心理委员胜任力,1路径的置信区间为(0.028,0.176),不包括0,说明心理资本在组织支持感与心理委员胜任力之间的间接效应显著(0.10,占总效应的16.98%);间接效应2指组织支持感→应对效能→心理委员胜任力,2路径的置信区间为(0.012,0.071),不包括0,说明应对效能在组织支持与心理委员胜任力之间的间接效应显著(0.04,占总效应的6.02%);间接效应3指组织支持感→心理资本→应对效能→心理委员胜任力,3 路径的置信区间为(0.063,0.202),不包括0,说明心理资本和应对效能在组织支持感与心理委员胜任力之间的间接效应显著(0.13,占总效应的20.76%)。

表2 对中介效应显著性检验的Bootstrap分析Tab.2 Bootstrap analysis for significance test of intermediary effect

3 讨 论

本研究考察了心理委员组织支持感、心理资本、应对效能与胜任力之间的关系,即组织支持感能够正向预测心理委员胜任力,这与先前的研究一致[4,20]。心理委员工作需要组织的引导和关爱,需要组织为其工作技能开展培训和指导,为其工作进程进行监督,这样才能保证心理委员工作的顺利进行。

从中介效应分析的结果来看,组织支持感不仅能够直接预测胜任力,还可以通过心理资本间接预测胜任力,这与已有研究结论一致,也符合积极心理学理论[21]。当心理委员获得了组织的支持时,便会充满自信与希望,表现出更多的自愿行为,以积极的情绪心态应对工作,主动运用自身潜能去完成组织的任务[22],这样在工作中的表现会更好。

本研究也发现,应对效能在组织支持感与心理委员胜任力之间起中介作用,与前人有关效能感的研究一致[13,23],也丰富了效能感与支持感和胜任力之间的关系研究。个体感受到的支持感越多,其应对效能越高[23],进而影响心理委员胜任力水平[3]。若心理委员能够感受到组织尊重其意见、支持其工作并提供一定的帮助,心理委员处理危机干预或心理辅导时,认知到自己是被关注、支持的,其处理好情境的信念便越强,可以进一步促进其在工作中行为表现的提升。

应对效能在心理资本与心理委员胜任力之间起到中介的作用,和以往有关效能感与心理资本和胜任力的研究基本一致[3,7,24]。心理资本较高的心理委员会以积极的态度看待面临困难时自身的信念和工作条件,即使在工作中遇到困难和挫折,也更容易从中恢复过来,再次投入工作,进而在工作中表现出更好的状态[25]。

综上所述,组织支持感还可以通过心理资本和应对效能的链式中介作用影响心理委员胜任力。组织支持感越高的心理委员,会以积极的心理状态和情绪处理工作中的问题[26],在面对危机干预、组织活动和调解心理问题等情况时,对自身处理这类情境的能力有着较高的信念,进而增加其事件处理的自信心,对工作表现和能力也起到了促进作用。在考虑提高心理委员胜任力水平时,可以从组织层面和个体层面进行改善,如增强心理委员组织所能提供的支持,加强心理委员同伴之间的交流以提高组织认同感,为心理委员工作营造良好的组织支持环境和氛围;个体层面可以通过培训增强心理委员心理资本和应对效能,也可直接加强对工作技能和知识的培训以直接提高心理委员胜任力水平。