健康促進型領導對加油站員工心理健康的影響:有調節的中介模型

曹慶春,周 振,羅 瑞,楊 磊

(1.杭州師范大學 公共衛生學院,浙江 杭州 311121;2.浙江省疾病預防控制中心,浙江 杭州 310057)

健康促進型領導是一種以健康為導向的領導風格,可以通過制定相關政策、創造健康支持性環境等方式提升下屬的自我健康關心水平,促進員工心理健康[1]。但健康促進型領導在中國情境下對員工心理健康的作用還需進一步驗證。資源保存理論認為,個體總是去獲取、維持與保存對其有價值和意義的資源[2]。基于此,健康促進型領導可以被視為一種資源,擁有高自我健康關心水平的員工會更加積極地獲取有利于自身健康的資源[3]。領導-成員交換是表示員工在組織中與直屬領導的社會關系質量高低的關鍵變量,處于高質量的領導-成員交換關系下的員工會獲得更多的資源和支持[4]。因此,當健康促進型領導通過下屬自我健康關心促進員工健康時,可能受到領導-成員交換關系的影響。

受到工作環境、工作內容、工作時長等因素的影響,加油站員工的心理健康狀況亟需改善。在工作場所中,領導者是影響員工健康的關鍵因素[5],加油站員工主要由站長管理,站長的領導風格直接影響員工的健康狀況。本研究以加油站員工為例,基于資源保存理論構建健康促進型領導對員工心理健康的影響模型,探索在中國情境下健康促進型領導對員工心理健康的作用機制,為企業進一步維護與促進員工健康提供參考。

1 研究對象和方法

1.1 研究對象 2022年9月,將杭州市加油站按序號編碼,通過簡單隨機抽樣方法進行抽樣調查。共抽取了49個加油站合計576名員工,平均每個加油站員工數為(11.45±4.13)人;抽取的加油站規模相當、管理模式與企業文化一致,能夠排除部分混雜因素的影響。納入標準:說明本研究的目的與內容后,愿意參與此次調查的在職員工;排除與直屬領導共事時長不足半年者。本研究經杭州師范大學公共衛生學院倫理委員會批準(20220010)。

1.2 測量工具

1.2.1 一般人口學特征調查表 自制調查表,內容包括性別、年齡、文化程度、婚姻狀況、工齡、崗位、月收入、每周工作時長及與直屬領導共事時長。

1.2.2 健康促進型領導量表 采用Franke等編制的量表[1]對員工進行調查,共19道題目,每題1～5分,總分19～95分,得分越高說明領導越具備健康促進型領導特質。本研究中該量表 Cronbach’s α系數為0.962。

1.2.3 領導-成員交換量表 采用Graen等[6]編制的7題單維度量表,每題1～6分,總分7～42分,得分越高說明領導成員交換關系質量越好。本研究中該量表Cronbach’s α系數為0.928。

1.2.4 下屬自我健康關心量表 采用Franke等編制的量表[1],共14道題目,每題1～5分,總分14～70分,得分越高說明員工越注重自身健康。本研究中該量表Cronbach’s α系數為0.928。

1.2.5 一般健康問卷 采用Goldberg等[7]編制的一般健康問卷(GHQ-12)調查員工心理健康狀況,該量表采用Likert 4點計分法,為反向計分,共12道題目。采用0-0-1-1計分法,即:量表的每道題目有4個選擇答案,若選擇答案1或答案2,記為0分;選擇答案3或答案4,記為1分。12 道題目總得分范圍為 0～12 分,本研究以總分3分作為切分值[8],即:GHQ-12得分<3分為檢出陰性,說明受試者心理健康狀況較好;GHQ-12得分≥3分為檢出陽性,說明受試者疑似存在心理健康問題。本研究中該量表Cronbach’s α系數為0.794。

1.3 質量控制 調查采用“問卷星”電子問卷,與被調研單位約定網上填答時間,通過問卷星平臺回收問卷。在問卷醒目處強調調查的匿名性,被調查人員獨立完成問卷。對回收后的數據進行清洗,剔除條目缺失、邏輯錯誤的問卷。共回收問卷576份,整理后得到有效問卷563份,問卷有效回收率97.74%。

1.4 統計學分析 采用SPSS 26.0對數據進行分析,采用卡方檢驗對不同人口學特征員工心理健康檢出率比較,通過Pearson法分析4個核心變量間的關系,運用Bootstrap方法對中介效應與調節效應進行檢驗[9]。本研究的Bootstrap抽樣數設定為5 000,如果95%置信區間不包含0,即中介效應值與調節效應值至少在P<0.05水平上顯著。

2 結果

2.1 基本情況 563名加油站員工中,女性占比71.2%(401/563);35～44歲、高中或中專學歷、已婚、10年及以上工齡、收入為3 001～6 000元、每周工作時長41～48 h者的占比均為同類人群中最多;詳見表1。

表1 不同特征員工的心理健康異常檢出情況比較

2.2 員工心理健康異常檢出情況 563名加油站員工中,心理健康異常檢出人數為185人(32.86%)。不同月收入、工作崗位、與直屬領導共事時長的員工之間,心理健康異常檢出率差異有統計學意義(P<0.05)。見表1。

2.3 各變量得分情況及相關性 結果顯示,健康促進型領導量表平均得分為(3.826±0.769)分,領導-成員交換量表平均得分為(4.723±0.936)分,下屬自我健康關心量表平均得分為(3.828±0.671)分,GHQ-12量表平均得分為(2.10±2.106)分。對員工的性別、年齡、文化程度、婚姻狀況、工齡、月收入、每周工作時長、崗位和與直屬領導共事時長變量進行控制后,Pearson相關分析結果顯示:健康促進型領導量表、領導-成員交換量表、下屬自我健康關心量表得分與反向計分的員工心理健康量表得分呈顯著負相關;健康促進型領導量表得分與領導-成員交換量表、下屬自我健康關心量表得分呈顯著正相關;均P<0.05。見表2。

表2 各變量相關性分析(r)

2.4 下屬自我健康關心在健康促進型領導與員工心理健康中的中介作用 采用Process插件中的Model 4,檢驗下屬自我健康關心在健康促進型領導與員工心理健康中的中介作用,結果見表3:在控制了性別、年齡、文化程度等相關變量后,健康促進型領導顯著正向預測下屬自我健康關心(β=0.711,P<0.001),顯著負向預測員工心理健康異常(β=-1.821,P<0.001);當健康促進型領導與下屬自我健康關心同時預測員工心理健康異常時,下屬自我健康關心顯著負向預測員工心理健康異常(β=-1.761,P<0.001),此時健康促進型領導對員工心理健康異常的負向預測不顯著(P>0.05)。可見,健康促進型領導能直接預測員工心理健康,但引入中介變量后,主要通過下屬自我健康關心的中介作用對員工心理健康產生影響,各效應值詳見表4。

表3 下屬自我健康關心的中介模型檢驗

表4 下屬自我健康關心中介效應分析

2.5 領導-成員交換在健康促進型領導與下屬自我健康關心中的調節作用 為探討領導-成員交換的調節作用,在控制性別、年齡等相關變量的情況下使用Process中的Model 7進行有調節的中介效應檢驗,結果顯示,健康促進型領導與領導-成員交換的交互作用對下屬自我健康關心的預測作用顯著(β= 0.114,t=6.475,P<0.01)。見圖1。

圖1 有調節的中介模型圖

通過簡單斜率分析檢驗領導-成員交換的調節作用,結果見圖2。領導-成員交換水平較低( M-1SD) 時,健康促進型領導對下屬自我健康關心有顯著正向預測作用(simple slope =0.577,t=15.414,P<0.001);領導-成員交換水平較高(M+1SD)時,健康促進型領導對下屬自我健康關心的正向預測作用更大(simple slope=0.790,t=21.457,P<0.001)。

圖2 領導-成員交換對健康促進型領導與下屬自我健康關心的調節作用

3 討論

本研究結果顯示,563位加油站員工中有32.86%的員工存在心理健康異常,與陳朔等[10]的調查結果相似;同時還顯示,員工的心理健康異常在月收入、工作崗位、與直屬領導共事時長方面存在差異。趙容等[11]認為低收入容易使員工產生付出-回報失衡,導致心理健康問題。處于不同崗位的員工由于承擔的工作內容與工作壓力不同,其心理健康狀況存在差異。與直屬領導共事時長≥10年的員工工齡較長,隨著工齡的增加薪酬也會進行相應的提升,對工作環境也具備了一定的適應能力,因此心理健康狀況良好;而與直屬領導共事時長<1年的員工因工齡較短,其心理健康受工作場所因素的作用較小,故心理健康狀況也較好。

Pearson相關分析結果顯示,健康促進型領導負向預測員工心理健康異常,與Klug等[12]的研究結果一致。健康促進型領導正向預測領導-成員交換與下屬自我健康關心,領導-成員交換與下屬自我健康關心也負向預測員工心理健康異常,與以往研究結果[13]一致。當健康促進型領導對員工實施以健康為導向的行為、領導與員工保持高質量的領導成員交換關系以及員工擁有高自我健康關心水平時,能夠有效地減輕員工工作壓力和改善員工心理健康。

中介效應分析發現,下屬自我健康關心在健康促進型領導對員工心理健康的影響之間存在中介作用,與Vonderlin等[14]的研究結果一致。擁有高自我健康關心水平的員工對自身健康的重視程度越高,越能主動采取有利于健康的行為,當健康促進型領導改善員工心理健康時,擁有高自我健康關心水平的員工易于接受領導的建議,甚至會主動尋求領導關注并改善其健康狀況。因此,健康促進型領導能夠通過下屬自我健康關心的中介作用有效提升員工心理健康水平。本研究中健康促進型領導對員工心理健康的直接預測作用顯著,而在下屬自我健康關心介入后其直接作用不顯著,與劉爽[15]的研究結果一致,分析原因可能是:目前加油站的領導所展示出的健康促進型領導特質較少,組織與領導的關注重點主要集中在員工生產安全方面,未對員工心理健康采取系統性、針對性的改善措施。本研究結果還顯示,領導-成員交換在健康促進型領導與下屬自我健康關心之間起調節作用。擁有高質量領導成員交換的員工能夠得到更多的資源,健康促進型領導的效能會因組織內個體間人際情境關系的質量高低而存在差異[4]。當員工感受到與領導的關系質量處于較高水平時,健康促進型領導對下屬自我健康關心的影響更大。

綜上,健康促進型領導和下屬自我健康關心與員工心理健康存在顯著關系,領導-成員交換可以調節健康促進型領導對下屬自我健康關心的預測作用。組織需培養領導的健康促進型領導特質,幫助員工樹立健康意識、積極實施健康行為,從而改善員工健康;領導者應與員工建立高質量的領導-成員交換關系,以便提高員工的自我健康關心水平,維護與促進員工健康。