工作要求與員工出勤主義行為的關系
——工作不安全感和心理資本的作用

李 爽，陳 莉，陳 洋，馬菲菲

（1.中國礦業大學 管理學院，江蘇 徐州221116；2.棗莊大興礦業有限責任公司，山東 棗莊277319）

隨著社會進程的不斷加快及經濟的高速發展，勞動力市場迎來了新一輪的挑戰。近年來，國內過勞死的現象時有發生，長時間及高強度的工作對員工的身心健康造成了一定的負面影響，企業中員工帶病工作也成為了更為普遍的現象，這種帶病持續工作的行為就是出勤主義行為［1］。Biron 等［2］收集了加拿大組織的3825名員工的數據，研究結果表明，工人有50%的時間會在帶病的情況下去上班；對于經常生病的工人，出勤主義傾向（生病天數占病假天數的百分比）較高。Hansen 和Andersen［3］對丹麥員工的研究發現超過70%的核心員工在12 個月內至少生病一次，都有帶病工作的經歷。員工在生病期間上班會降低生產率并增加員工犯錯的頻率［4-7］，由于疾病的復發或惡化，雇主和員工承擔的醫療保險費用會增加［8］，并對員工的家庭和工作環境產生負面影響［2，9］。出勤主義行為已經引起了組織行為、人力資源、組織心理學和健康心理學方面的學者的廣泛關注，考慮到出勤主義行為會對組織產生的負面影響，消除或者降低員工的出勤主義行為就變得非常必要，因此本研究試圖揭示員工出勤主義的形成機制，并試圖對其進行干預和控制。

出勤主義行為最早源自醫護行業中，已有不少學者探討了出勤主義行為的前因后果［10-12］，前人主要將影響出勤主義行為的因素分為三大部分：個人因素、工作相關因素和組織層面因素［13］。影響員工出勤主義行為的因素中與工作相關的因素比個人因素或組織因素更為重要［3］，Demerouti 等［14］把工作相關因素分為工作要求和工作資源兩大類。工作要求-資源（job demands-resources，JD-R）模型中的健康損害過程和動機激發過程可以看作是兩個基本獨立的過程，其中健康損害過程在一定程度上能夠對出勤主義行為做出解釋。這主要因為過高的工作要求會對員工的身體和心理健康造成負面影響，員工采取帶病工作的方式可能是為了不讓領導失望或達到全勤的指標，迫使自身必須消耗資源以維持工作。因此本文著重探討工作要求與員工出勤主義行為之間的關系，以進一步豐富兩者之間的實證研究。

過高的工作要求通常會使企業員工面臨著工作的不確定性，產生嚴重的工作不安全感，對員工的心理和行為造成巨大的沖擊，工作不安全感也逐漸成為相關領域的突出問題，因此本研究引入工作不安全感這一中介變量來探討對出勤主義行為的預測作用。

根據資源保存理論［15］，個體總是傾向于爭取并維持一些有價值的資源，并且能夠應用這些資源去解決壓力和應對環境問題。Bakkerr 和Demerouti［16］在2014 年將個人資源引入JD-R 模型，為個人資源在工作要求對個體產生負面影響的過程中具有緩解作用，能夠降低員工因身體和心理消耗帶來的負面影響這一理論提供了有力的支撐。Hobfoll 等［17］認為個體資源是指與心理彈性聯系的積極的自我評價，由于心理資本是個體的一種積極心理品質和心理發展狀態的總稱［18］，包括樂觀、韌性、希望和自信四個維度［19］，因此心理資本可以作為一種個人資源納入研究。Paek 等［20］認為心理資本是直接影響與工作相關后果的非常重要的驅動因素。因此，心理資本作為一種個體資源能夠調節工作要求與工作不安全感之間的關系，在影響過程中具有一定程度的緩沖作用。目前已有不少研究驗證了心理資本的中介作用，但是對于心理資本的調節作用的研究較少。本研究的貢獻主要是：首先，基于工作要求-資源模型和資源保存理論揭示了在中國背景下工作要求與員工出勤主義行為之間的關系；其次，本研究檢驗了工作不安全感在工作要求影響出勤主義行為的過程中是否仍然具有中介作用；最后，檢驗了心理資本在工作要求的負面影響過程中是否具有調節作用，豐富了對心理資本的研究。

一、理論分析和研究假設

（一）工作要求對出勤主義行為的影響

工作要求是指工作相關的身體、社會、組織方面需要持續付出心理和生理的努力或技能，因此它是與心理和生理成本相關的因素。在過往的研究中三種工作要求已受到特別關注：工作過載［21-24］、時間壓力［25-26］以及工作-家庭沖突［21，27］。這三個因素都會對員工的績效產生影響。員工的工作要求中，例如每天三班，艱苦的手工工作，沒有周末或假期，很多人會覺得工作量很高；由于許多員工在規定的期限之外完成任務會損失一定的工資，因此他們很可能會感到時間壓力；此外，由于工作場所位于偏遠地區，沒有假期或周末，員工可能幾乎沒有機會履行其家庭責任，因此可能會認為工作干擾了他們的家庭生活［28］。因此，本研究主要關注工作過載、時間壓力和工作-家庭沖突這三種工作要求。

工作要求過高時，員工的心理和生理成本可能耗盡，使員工無法保持良好的工作狀態，從而產生一些消極性的行為。過高的工作要求會引發員工的出勤主義行為。工作量及時間壓力過大時，員工為了按時完成自己負責的工作以免受懲罰，可能會選擇帶病上班；當出現工作-家庭沖突時，為了躲避這種沖突帶來的困擾，員工也可能會選擇出勤主義行為。一些實證研究也表明，工作要求會顯著正向影響員工出勤主義行為，如Brion 等［2］對加拿大的3825 名員工的研究，結果表明過高的工作量、角色沖突和不穩定的工作狀態增加了出勤主義行為的頻率。Demerouti 等［29］對荷蘭的出勤主義行為的原因及影響因素的研究表明工作要求確實會導致出勤主義行為的發生。根據以往的研究可以得知，員工持續付出心理及生理資源，當工作要求過高時，該資源被過度消耗，從而對組織和個人產生負性結果。而出勤主義行為是員工帶病工作的行為，這種行為不利于企業和個人的發展，是一種負性結果。因此，本文提出以下假設：

工作要求與員工的出勤主義行為正相關（H1）。

（二）工作不安全感的中介作用

工作不安全感是由Greenhalgh 和Rosenblatt［30］在1984 年首次提出。他們認為，工作不安全感是員工在受威脅的情境中對于能否維持工作的無力感。Hellgren 等［31］認為工作不安全感包括數量型工作不安全感和質量型工作不安全感兩個維度，前者是指員工擔心失去工作本身；而后者是指員工對于能否晉升、加薪等方面的擔心。

根據工作要求-資源的健康損害路徑的假設，過高的工作要求和不合理的工作可能耗盡員工的心理和生理成本，并且會因此導致倦怠，最終損害身體的健康。一些學者已經完成了工作要求對負性結果損耗路徑的檢驗，許多研究發現一些工作要求會誘發和加劇員工的工作不安全感。例如在工作中，角色模糊或角色沖突等因素會加重員工心理的不確定性，進而導致員工不安全感的增加。Pasewark 和Strawser［32］研究發現角色沖突與員工工作的不安全感有明顯的正相關關系。當員工的工作壓力過大或可利用的資源減少時，員工的心理不確定性和工作不安全感將隨之增加。因此，本文提出假設：

工作要求正向影響員工的工作不安全感（H2）。

工作不安全感作為一種個體的自我感知，帶來了許多消極影響。例如工作不安全感對員工的身心健康造成損害［33-35］，能夠降低員工的工作滿意度，造成員工離職的傾向［36-37］。Virtanen［38］在調查影響芬蘭員工的出勤率中，研究者發現在對組織進行完一輪調整裁員后，其出勤率有所提高，員工產生了嚴重的工作不安全感進而會在生病的情況下堅持參加工作。Hansen 和Andersen［3］在研究中也發現“工作不安全感”導致了出勤主義行為的增加，失業水平和社會保障制度對工作不安全感和出勤主義行為之間的相關度存在影響。工作不安全感作為一種損耗因素，會對組織的不利產出造成正向影響。因此，本文提出以下假設：

工作不安全感正向影響員工的出勤主義行為（H3）。

根據工作要求-資源模型中的健康損耗路徑，當員工的工作要求過高時，他們會產生強烈的工作不安全感，這使得一些員工（尤其是臨時和固定期限合同的員工）盡管生病，仍將繼續工作，以保護他們的收入和工作，從而產生了出勤主義行為。之前，Taifor 等［39］關于馬來西亞聯邦財政部官員的研究也發現，工作不安全感在工作要求和出勤主義行為的關系中起到中介作用。此外，結合前面的假設H1、假設H2 和假設H3 可知，工作要求過高會引發情感要求、體力要求、生理負荷、時間壓力和角色壓力等問題，這些都會消耗員工的心理和生理成本，使他們產生工作不安全感，進一步導致出勤主義行為的產生。工作不安全感可能在工作要求與員工的出勤主義行為之間起中介作用。因此，本文提出假設4：

工作不安全感在工作要求影響員工出勤主義行為的過程中起中介作用（H4）。

（三）心理資本的調節作用

心理資本是組織行為理論中的積極性的人格特質，也指個人積極的心理發展狀態，通常能夠產生一些正向影響，主要由樂觀、韌性、希望和自信四個維度構成。現有研究表明，具有較高心理資本的員工會產生積極的影響［20］。Avey 等［40］認為，員工的心理資本較高容易產生積極的情緒，并能迅速從挫折中恢復過來。心理資本作為一種個人資源能夠對工作要求引起的負向影響起緩沖作用。本研究認為心理資本可以通過以下方式緩解工作要求引發的工作不安全感，JD-R 模型認為工作要求會消耗身心成本，引發負面影響。但是，一些個人資源可以減輕工作要求對工作不安全感的影響。作為一種個人資源，心理資本可以通過積極的認知重新評估幫助人們應對壓力，這樣可以減輕負面影響（如焦慮、擔憂和不安全感）。當員工具有較高的積極心理資本時，在思想中產生的積極情緒將有助于減輕工作要求引發的工作不安全感。相反，如果員工的積極心理資本較低，則會不利于這一負面影響的降低。基于以上分析，本研究提出以下假設：

心理資本在工作要求和工作不安全感的關系中起調節作用，即高水平的心理資本會削弱工作要求對工作不安全感的消極影響（H5）。

此外，結合前面的假設H4 和假設H5，本研究提出一個被調節的中介模型，心理資本可以緩沖工作要求對工作不安全感的負面影響，而工作不安全感又在工作要求與出勤主義行為的關系中具有中介作用。因此本研究認為心理資本能夠緩解工作要求對工作不安全感的負面影響，從而降低出勤主義行為發生的頻次。由此，本文提出以下假設：

工作不安全感在工作要求與出勤主義行為關系中的中介作用受到心理資本的調節（H6）。

基于以上的理論分析和研究假設，本文提出工作要求影響員工出勤主義行為的研究模型，整體研究模型如圖1 所示。

圖1 假設研究模型

二、問卷設計及數據說明

（一）問卷設計

本文采用問卷調查的方式對出勤主義行為的影響因素進行研究。調查問卷包括個人基本信息、工作要求、心理資本、工作不安全感、出勤主義行為五個方面。為了確保各量表的信度和效度，本文盡可能參考國外文獻已經使用過的量表，這些量表均被研究證明有較高的信度和效度。工作要求、心理資本和工作不安全感各量表均采用李克特5 級量表，“1”代表完全不同意，“5”代表完全同意。

（1）工作要求量表包括工作過載、時間壓力以及工作--家庭沖突三個維度，共包括14 個題項。其中，本文中的工作過載分量表來源于Caplan 等［41］開發的工作過載量表，包括4 個題項。時間壓力分量表來源于Aleksi? 等［42］設計的量表，有5 個題項。工作-家庭沖突分量表來源于Netemeyer 等［43］編制的問卷，從工作對家人生活和自我生活兩個方面的影響角度測量，共包括5 個題項。總量表的內部一致性系數為0.91，各分量表的內部一致性系數分別為0.78、0.79 和0.86。示例題目如下：“我的工作量太大”；“工作時，我只有有限的時間來完成工作”和“工作量占用了我很多時間，使我難以履行家庭責任”。

（2）心理資本量表包括樂觀、韌性、希望和自信四個維度，每個維度包括6 個題項，共計24 題，本文中的該量表來源于Luthans 等［19］開發的量表，總量表的內部一致性系數為0.917，各分量表的內部一致性系數分別為0.824、0.872、0.683 和0.780。示例題目如下：“對我的工作未來會發生什么，我是樂觀的”；“我通常可以應對工作中的壓力”；“我相信任何問題都有很多解決方法”和“我相信自己對公司的戰略討論時有貢獻”。

（3）工作不安全感量表包括工作數量不安全感和工作質量不安全感兩個維度，共包括7 個題項，該量表采用的是Hellgren 等［31］編制的工作不安全感量表。其中，工作數量不安全感分量表包括3 個題項，反映員工對工作丟失本身的擔憂。工作質量不安全感分量表包括4 個題項，反映員工對威脅到雇傭關系質量好壞的知覺，工作質量不安全感維度的測量需采用反向計分的方式。工作不安全感總量表的內部一致性系數為0.73，達到了較高的信度水平。其中，工作數量不安全感和工作質量不安全感的內部一致性系數分別為0.95和0.90。示例題目如下：“我為未來會失去工作而擔憂”和“我相信，即使在未來，單位也會需要我的能力”。

（4）出勤主義行為量表采用Lu 等［44］開發的出勤主義行為問卷，該問卷共包括兩個題項，一個是“盡管感到不適，你仍然迫使自己參加工作”，另一個是“盡管有諸如頭疼或者背疼等身體癥狀，你仍然迫使自己參加工作”，問卷要求參加測試的員工評價在過去6 個月中發生上述行為的次數。量表的內部一致性系數為0.84。該量表采用李克特4 級評分，“1”代表“從來沒有”，“2”代表“1 次”，“3”代表“2～5 次”，“4”代表“超過5 次”。

（二）數據收集

本文主要以企業員工為調查對象，在調查過程中，共發出問卷296 份，回收問卷278 份，篩除掉無效問卷后，回收了245 份有效問卷，問卷有效回收率為82.77%，問卷的回收總數及有效回收率都達到了研究的要求［45］。在被調查的員工中，男性占比55.14%，女性占比44.86%，男女比例相對平衡；年齡在22 歲至35 歲的員工人數有182 人，在被試者中人數最多，占比74.29%；本科學歷的人數占一半以上，有135 人；月收入人數最多的集中在3500～8000 元之間，有152 人；被試員工單身人數的比例相對較高，占比65.42%；無子女的被試員工占大多數，占比71.03%。

三、數據分析與實證結果

（一）因子區分效度檢驗

本研究通過AMOS22.0 軟件對量表進行驗證性因子分析，檢驗了工作要求、心理資本、工作不安全感與出勤主義行為四個潛變量的區分效度。檢驗結果見表1，四因子模型和其他幾個模型相對比可以看出該模型之間的擬合效果最佳，χ2/ df 接近于3，GFI、CFI、TLI、NNFI 大于0.9，RMSEA 小于0.08，各項指數均達到標準，說明上述四個變量具有良好的區分效度。

（二）共同方法偏差檢驗

雖然本研究采用了被試者信息隱匿法和反向條目計分法的方法盡可能控制共同方法偏差，但是為了使研究結果更為精確，本文采用了兩種方法檢驗是否存在共同方法。首先，本研究采用Harman 單因子檢驗方法［46］。將問卷中所有的題項放入探索性因子分析中，檢驗未旋轉時得出的第一個主成分所占的載荷量是否占累計載荷量的一半以下。在本研究中，未旋轉的第一個主成分所占的載荷量為21.35%，該占比未占到多數，因此可以初步判定本文的共同方法偏差不嚴重。其次，采用共同方法偏差潛因子法進行檢驗［47-48］。該方法是在四因子模型的基礎上增加一個共同方法偏差潛因子（CMV）得到五因子模型，然后將兩個模型的擬合指標進行比較，由表1 可得，五因子模型的擬合指標均達到可接受水平，但是五因子模型與四因子模型之間的卡方改變量［Δχ2（22）=37.97，p＞0.05］未達到顯著水平，這表明五因子模型并未顯著提高模型擬合度，因此，本研究可以忽略共同方法偏差的影響。

表1 因子區分效度檢驗

（三）描述性統計分析

各變量的平均值、標準差和相關系數見表2。由表2 可以得出工作要求與工作不安全感（r=0.388，p＜0.001）及出勤主義行為（r=0.278，p＜0.01）正相關；工作要求與心理資本呈顯著負相關（r=-0.300，p ＜0.001）；心理資本與工作不安全感負相關（r=-0.233，p＜0.01）；工作不安全感與出勤主義行為呈顯著正相關（r=0.377，p＜0.001）。這些結果為本文的假設檢驗提供了初步支撐。

表2 各變量均值、標準差與相關系數

（四）模型假設檢驗

本 文 利 用Hayes［49］開 發 的 基 于SPSS 的“PROCESS”插件對以上所述的假設進行驗證。PROCESS 插件能夠處理同時包含調節效應、中介效應以及調節中介混合的模型，在這三種檢驗上有比較明顯的優勢。PROCESS 可以一次性輸出所有步驟的結果，能夠幫助研究者一目了然地了解其效應是否存在，從而使得研究更加準確高效。因此，該程序逐漸受到管理學者和心理學者的強烈追捧。

“PROCESS”得出的結果見表3。根據表3 的結果可以看出：在對被調查者的性別、年齡、學歷、月平均收入、婚姻狀況及子女狀況產生的潛在影響進行控制后，工作要求正向影響工作不安全感（β=0.183，p＜0.05），即假設H2通過了檢驗；工作要求（β=0.149，p＜0.01）及工作不安全感（β=0.356，p＜0.001）對出勤主義行為呈顯著正向影響，即假設H1 和H3 通過了檢驗。

工作要求與心理資本的交互項對工作不安全感具有顯著性影響（β=-0.165，p＜0.01）。由此可得，心理資本在工作要求與工作不安全感關系間具有調節作用，驗證了假設H5。為了更加直觀的看出心理資本在工作要求與工作不安全感之間的調節作用，本文根據Aiken等［50］的建議，分別在高心理資本（高于均值一個標準差）和低心理資本（低于均值一個標準差）的情況下進行簡單斜率檢驗，繪制出的調節作用圖如圖2 所示。結合表3 的結果可得，當心理資本處于高水平（β=0.112，95%CI=［0.087，0.138］）和低水平（β=0.245，95%CI=［0.150，0.346］）時，工作要求對工作不安全感會產生顯著的正向影響，且隨著心理資本的提高，這種正向作用會隨之減弱，即員工的工作不安全感會降低。

表3 假設檢驗結果

當心理資本所處的高低水平不同時，中介效應的大小也會有一定的差異。也就是說，當心理資本水平較高時，工作要求通過工作不安全感對出勤主義行為（β=0.038，95%CI=［0.034，0.044］）產生的影響較為顯著，當心理資本水平較低時，工作要求通過工作不安全感對出勤主義行為（β=0.086，95%CI=［0.021，0.152］）產生顯著的影響。根據以上分析可得隨著心理資本水平的提高，中介效應隨之減弱，工作不安全感的中介作用被心理資本所調節，因此假設H4 和假設H6 得到了驗證。

圖2 心理資本的調節作用

四、討論

本研究在中國的背景下基于工作要求-資源模型和資源保存理論探討了工作要求對員工出勤主義行為的影響，并檢驗了工作不安全感的中介作用和心理資本的調節作用。根據研究結果，心理資本所處水平不同時，工作不安全感在工作要求與出勤主義行為之間關系的中介效應也具有一定的差異。本研究為出勤主義行為的探討既做出了理論貢獻，又具有一定的實踐啟示。

（一）理論意義

首先，本文在中國的背景下探討了工作要求對員工出勤主義行為的作用機制，盡管出勤主義行為一直是各個領域學者們極為關注的話題，但大多數的相關研究來自美國、加拿大和澳大利亞，而國內對于出勤主義行為的研究仍處于起步階段，國內很少有學者研究出勤主義這一主題。本文基于工作要求-資源模型和資源保存理論相結合的視角揭示影響過程，過高的工作要求會引起個體身體和心理資源的過度損耗，產生負面影響，為了降低這種負面影響，個體保留的個人資源的補充能夠應對壓力，達到抑制負面作用的效果。這一切入點的提出為后續出勤主義行為的研究提供了一個新的視角。

其次，本研究檢驗了工作不安全感在工作要求影響出勤主義行為的過程中是否仍然具有中介作用，擴大了工作不安全感的應用范圍。先前的研究主要集中在工作要求或工作不安全感對出勤主義行為的直接影響，很少有研究探討影響過程中是否具有中介效應。由此，本文擴展了工作不安全感的研究，將工作不安全感作為工作要求與出勤主義行為之間關系的新中介進行討論。研究表明工作不安全感的中介效應較為顯著，這可能由于當員工感受到過高的工作要求時，他們產生較多的不確定性，引發工作不安全感，為了保住自己的工作，員工做出帶病出勤的決定增多。這一研究擴展了工作不安全感的研究范圍。

最后，本研究揭示了心理資本作為調節變量的原因，檢驗了心理資本在工作要求的負面影響過程中是否具有調節作用，豐富了對心理資本的研究。盡管現有文獻中出現了不少對心理資本的研究，但是大多都是將心理資本作為自變量［51-52］或研究心理資本的中介作用［20，53］，很少有對心理資本調節作用的探討［54］。本研究考慮到心理資本作為一種個人資源，能夠產生積極影響［55］，由此將其引入當前研究模型，并以此作為工作要求引發工作不安全感的調節變量，研究結果表明心理資本在工作要求與工作不安全感之間的調節作用顯著，且對工作不安全感的中介過程具有緩沖作用。當員工的心理資本處于高水平時，過高的工作要求引發的工作不安全感要比心理資本處于低水平的員工明顯減弱，出勤主義行為的發生頻次也會明顯降低。這主要由于心理資本較高的員工能夠積極調整自我，保持良好的心態，能夠減輕工作不安全感，能夠有效避免出勤主義行為的產生。這在一定程度上擴展了心理資本的研究范圍。

（二）實踐啟示

本研究對于管理組織及個人還具有一些實踐啟示。

首先，由于過高的工作要求會產生一些負面影響，因此組織在管理過程中可以通過調整管理方式和工作設計等手段有效控制工作要求，合理配置各類崗位的工作時間和工作載荷，協調好工作與家庭之間的關系；倘若無法降低工作要求，組織可以對員工進行合理的培訓，以增強員工的工作技能及有效應對壓力的能力，從而易于應對過高的工作要求。

其次，考慮到工作不安全感對出勤主義行為的負面影響，組織及員工應采取一些措施以減輕工作不安全感。例如：組織應對公司的發展前景進行科學的預測，防止因雇員過剩而進行大幅度的裁員；員工的參與平臺應達到透明的標準，企業內部應多溝通交流，提高彼此的信任度；加強對員工控制力的培養，防止員工因組織變革等原因產生劇烈的工作不安全感。此外，組織還可以開展員工援助計劃，主要是通過關注員工的福利和身體健康來幫助員工處理遇到的的心理和行為問題。

最后，考慮到心理資本的積極影響，正如前文的研究結果所述，心理資本是應對工作要求對工作不安全感的負面影響的一種有效方法。因此，應采取一些措施來提高員工的心理資本。組織在對員工進行管理的過程中，應及時對員工做出的成果給予肯定及鼓勵，以增強員工的自信；管理者應做好榜樣示范的作用，對工作充滿希望并保持樂觀的心態，多與員工進行交談，了解并滿足員工的基本需求，對員工傳遞一些積極的事例，使員工提高韌性。通過這些措施能夠提高員工的心理資本，從而應對壓力緩解工作不安全感。

（三）研究不足與展望

本研究也存在著一些不足之處：首先，本研究所獲取的樣本數據來自不同的企業，但近年來國內多次出現過勞死的事件，因此可以針對一些特殊行業（如高危行業、學校教師、律師等）進行出勤主義行為的研究，以進一步探討本研究的研究結論是否在特殊行業群體中仍適用；其次，在調查研究中由于受到一定的局限性導致樣本量不多，在后續的研究中應當擴大樣本，提高研究結果的準確度；最后，由于被試者填寫問卷時大多采用自評的方式，無法避免同源偏差的問題。因此在后續研究中可以采用上下級評價、多種來源的方式來降低樣本數據的誤差，從而獲得更加精確的結論。