“空巢青年”員工孤獨感對工作幸福感的影響
——一個有調節的中介模型

柏 群,郭正浩

(重慶工商大學 工商管理學院, 重慶 400067)

一、引言

“空巢青年”在我國已成為一個龐大的群體。據統計,2021年我國空巢青年人數已超過9 200萬,并且還在不斷增加。“空巢青年”是指在北京、上海、廣州等一線城市工作且獨居未婚的青年群體[1]。“空巢青年”們只身來到異鄉,生活重心都放在工作上,缺乏參與社交活動的機會,缺少與人面對面的交流,從而產生一定的孤獨感[2]。在本文調研中,一般偏上孤獨及高孤獨的“空巢青年”員工占總樣本的84.46%。由于孤獨感情緒容易引發負面心境,導致焦慮或抑郁[3],最終影響“空巢青年”員工的工作幸福感[4],因此,有必要加強對“空巢青年”孤獨感的研究,為緩解“空巢青年”焦慮情緒、提升“空巢青年”員工的心理健康以及提升工作績效提供參考[5]。

已有研究大都只是探討了“空巢青年”群體誕生的原因及其生活現狀,認為“空巢青年”是現代化發展的產物,但對于“空巢青年”的實證研究相對較少,鮮有文獻從“空巢青年”個體角度出發探究其心理健康問題。本研究明確了孤獨感普遍存在于“空巢青年”群體中,會使“空巢青年”們產生焦慮并負向影響其工作幸福感。在以往研究中,獨居對青年人孤獨感的影響顯著,即與非獨居的青年人相比,獨居青年更有可能體驗到孤獨感,獨居青年比非獨居青年感受到孤獨的可能性高出52.9%[6],因此,了解“空巢青年”群體的生存狀態和心理健康,有利于這個群體的未來發展。

二、研究假設

(一)孤獨感和工作幸福感的關系

孤獨感是由個體人際交流的缺乏以及渴望與人交往與實際交往存在偏差導致的,是衡量個人心理健康的一項重要指標。孤獨感是個體在主觀上感受到被孤立、被隔離的狀態,是渴望與他人交往卻無可奈何的負向情緒[7]。工作幸福感屬于主觀幸福感的一種[8-9],當個體產生較強的孤獨感時,會導致其主觀幸福感顯著下降[8]。孤獨感與工作幸福感分別從負向與正向角度解釋了個體的心理健康程度以及對工作與生活的滿意度,并且兩者呈顯著負相關[9]。工作幸福感是個體在工作過程中感受到的正向情緒的積極體驗,包括工作投入、心流體驗、工作旺盛感、工作滿意度、工作積極情感等寬泛的結構[10]。

“社會支持理論”認為個體通過社會互動獲得幫助與支持,這些幫助可以減輕個體的情緒緊張程度、增強社會適應能力[11]。社會支持在情感支持與實際支持之外,還包括社會活動和社會交往等互動,而“空巢青年”在缺乏社會支持情況下產生的孤獨感會減少其在工作中的主觀幸福感。研究表明,主觀幸福感會隨著孤獨感的增加而下降[12]。“空巢青年”離開自己生活已久的環境,獨自在異鄉漂泊,很難形成穩定的社交圈。同時,一部分“空巢青年”自身也拒絕與外界主動接觸。陌生的環境加上不穩定且狹窄的社交圈,導致“空巢青年”的孤獨感長期處于較高水平,甚至抵觸工作,對未來感到迷茫。基于此,本文提出以下假設:

H1:“空巢青年”員工的孤獨感會顯著負向影響其工作幸福感。

(二)焦慮的中介作用

“空巢青年”產生的強烈孤獨感會導致其焦慮,并且這種焦慮會長期存在。焦慮是人類最基本的情緒之一,當個體出現焦慮情緒時,心理上會有緊張、煩躁、憂慮的感受,生理上會伴隨出汗、發抖、胸悶等現象[13]。個體往往會嘗試規避負向情緒,但最終卻無能為力[14]。焦慮和孤獨感呈正相關關系,即孤獨水平較高的個體焦慮感水平也會較高[15-16],而“空巢青年”在工作期間和工作之余產生的孤獨感會增強其焦慮情緒。

被迫感受孤獨容易讓“空巢青年”體會到孤獨感和無助感,孤獨感會帶來對失業的焦慮、對工作中無法得到及時反饋的焦慮、對自身未來的焦慮,而這一系列焦慮最終會導致工作幸福感的下降。工作幸福感是員工對工作的正向積極情感和評價,而焦慮感作為一種消極的情緒體驗,會顯著負向影響員工的工作幸福感[17]。侯瑞鶴等[18]發現焦慮抑郁水平與主觀幸福感中的積極情感呈負相關,與消極情感呈正相關。通常情況下,“空巢青年”因缺乏積極人際交流所產生的孤獨感進而導致焦慮是一種正常的情緒狀態,但如果這種焦慮狀態持續存在或者日益加重,而個體沒有辦法緩解時,可能會減少員工工作的積極情緒,降低自我實現感,即“空巢青年”的工作幸福感可能因焦慮而下降。

由馬斯洛的需要層次理論(Maslow’s Hierarchy of Needs)可知 ,當個體的社交需求得不到滿足時會產生焦慮、抑郁等消極的情緒反應,進而阻礙其良好行為的形成。當個體長時間不與別人交流而導致孤獨時,會產生由孤獨帶來的壓力感,進而導致個體焦慮。焦慮是“空巢青年”在平時工作生活中產生的孤獨感導致的消極情緒反應,是一種特殊的緊張狀態。社會信息加工的情緒認知整合模型(Integrated Model of Emotion Processes and Cognition in Social Information Processing)指出,情緒過程會影響社會情境中個體對社會信息的加工。基于該模型,可以推測出焦慮感可能是孤獨感與工作幸福感之間的中介變量。當“空巢青年”感受到孤獨時可能會導致焦慮,“空巢青年”意識到孤獨感會對其帶來負面影響,但在競爭日趨激烈的職場環境下他們對此無可奈何,只能繼續留在異鄉為生活拼搏,從而喪失對工作本身的熱愛。

“空巢青年”員工在長時間的孤獨狀態中很難依靠自身克服孤獨感,而孤獨感產生的負向情緒又會讓“空巢青年”陷入無盡的胡思亂想中,從而導致焦慮,最終會影響到“空巢青年”的工作幸福感。基于此,本文提出以下假設:

H2:“空巢青年”員工的孤獨感會顯著正向影響其焦慮感。

H3:焦慮感會顯著負向影響“空巢青年”員工的工作幸福感,并在孤獨感與工作幸福感之間起中介作用。

(三)情緒調節自我效能感的調節作用

Bandura等[19]認為,情緒調節自我效能感是指個體對能否有效調節自身情緒的一種自信,這種自信有高有低。情緒調節自我效能感有助于提升個體控制自己情緒的信心[20]。 根據其調節情緒的不同,可分為表達積極情緒的自我效能感和管理消極情緒的自我效能感,前者指個體允許自己表達積極情緒的效能感,后者指改善負面情緒狀態的效能感[21]。日常生活中會有很多焦慮、抑郁、孤獨等負向情緒出現,個體如果不能及時積極地調整負向情緒,往往會選擇宣泄負向情緒,具體表現為憤怒、無助、恐懼、緊張、焦慮、抑郁等[22]。由于每個“空巢青年”自我調節情緒能力不同,處理孤獨感的方式也不同。“空巢青年”在處理負向情緒時所表現出來的差異,不僅在于他們如何運用情緒調節的方法技巧,更在于他們是否相信自己有能力去調節負向情緒[20]。當“空巢青年”的情緒調節自我效能感較高時,可能會積極地進行自我調節,使自己不會因為孤獨而導致焦慮;但當“空巢青年”的情緒調節自我效能感較低時,往往很難對孤獨情緒進行積極調節,從而使因孤獨導致的焦慮加重。

自我調節理論指出,自我調節能力(如情緒調節)能幫助個體在整個時間進程中面對不斷變化的情境并及時調整自己的行為,調節個體情緒或認知對個體行為的影響。焦慮是一種負向情緒,是個體在面對不確定時出現的恐慌、緊張以及一系列軀體化反應,以應對潛在的威脅[23]。處于焦慮狀態的“空巢青年”員工會減少其積極工作體驗,而增加負向工作體驗,導致“空巢青年”員工工作幸福感下降。情緒調節自我效能感的高低控制了個體調節自我情緒的能力,其管理負向情緒的效能感與負向情緒呈顯著負相關,如生氣、抑郁、焦慮等,與主觀的幸福感呈顯著正相關[24]。“空巢青年”員工管理消極情緒的情緒調節自我效能感較高時,能夠更好地減少焦慮對工作幸福感的負向影響,從而降低焦慮對工作幸福感的影響;而管理消極情緒效能感較低的“空巢青年”員工則會放大焦慮對其工作幸福感的影響。基于此,本文提出以下假設:

H4:情緒調節自我效能感會顯著負向影響“空巢青年”員工的孤獨感。

H5:情緒調節自我效能感會顯著負向影響“空巢青年”員工的焦慮感。

H6:情緒調節自我效能感會顯著正向影響“空巢青年”員工的工作幸福感。

H7:情緒調節自我效能感會調節孤獨感和焦慮的關系,并且能調節焦慮對工作幸福感的關系,同時存在中介調節效應。

圖1 有調節的中介模型假設

三、研究方法

(一)研究對象

本文采取線上隨機抽樣的方式,分別在Credamo見數平臺與問卷星平臺上設置答卷人要求——年齡在34歲以下并且單身未婚,再抽取上海、重慶、成都、北京等地的獨居青年員工群體作為被試。本研究共收回問卷500份,刪除反應一致、漏答、多答等廢卷后,有效問卷444份,有效率為88.8%。此次調查中,男性有153人,女性有291人;其中專科以下19人,專科38人,本科290人,碩士及以上97人。

(二)孤獨感量表

本文采用由Russell編制的孤獨感量表(ULCA),該量表是一個4級評分、共20個題項的自評量表,題項包括“你常感到缺少伙伴嗎?”“你常感到寂寞嗎?”等。孤獨感越強分數越高,其中9個題項采用反向記分法。此次研究的組合信度(CR)為0.93,收斂效度(AVE)為0.45。

(三)焦慮感量表

本文采用由Zung于1977年編制的焦慮量表(SAS),該量表是一個4級評分、共20個題項的自評量表,適用于具有焦慮癥狀的成年人,為4點計分,題項包括“我無緣無故地感到害怕”“我覺得比平常容易緊張或著急”等。分數越高表示焦慮感越高,其中5個題項采用反向計分法。此次研究的組合信度(CR)為0.91,收斂效度(AVE)為0.41。

(四)工作幸福感量表

本研究的工作幸福感量表參考了學者Ryff提出的幸福感多維模型,并借鑒了Hom編制的德國教師工作幸福感量表,該量表包含24個題項、5個評分級別,題項包括“能很好地適應目前工作環境”“工作讓我精神振奮,充滿挑戰性”等,得分越高表示被試的工作幸福感越強。此次研究的組合信度(CR)為0.96,收斂效度(AVE)為0.5。

(五)情緒調節自我效能感量表

本研究采用由廣州大學王玉潔修訂的情緒調節自我效能感量表,共17個題項,分為調節積極情緒和調節消極情緒兩部分。本文重點研究調節消極情緒的部分,采用分為5級評分的自評量表,題項包括“當你面對困難時讓自己不退縮”“當你處于黑暗中時,不感覺害怕”等,得分越高表示被試的情緒調節自我效能感越強。此次研究組合信度(CR)為0.93,收斂效度(AVE)為0.56。

(六)統計分析程序與方法

本文采用如下流程和方法對數據進行清理:第一步,針對反向計分題目的答題情況,刪除28份未認真填寫的問卷;第二步,刪除9份答題過慢(超過45分鐘)的“空巢青年”數據;第三步,刪除19份答題過快(平均每題答題時間少于2秒)被試的數據。經過上述刪除步驟后,被試的答題時間處于平均總時間上下兩個標準差內。

本研究使用SPSS 25.0對數據進行整理和分析,并應用Hayes編制的SPSS宏程序檢驗有調節的中介作用。

四、研究結果

(一)共同方法偏差的控制與檢驗

本研究通過匿名測量、部分題目反向等措施從程序上控制共同方法偏差[25],采用Harman單因素檢驗方法進行共同方法偏差檢驗。結果顯示,未旋轉的因素分析共析出13個特征根大于1的公因子,其中最大因子方差解釋率為36.13%,表明本文數據不存在嚴重的共同方法偏差問題。進一步采用驗證性因子分析對所有的自評項目進行共同方法偏差檢驗,結果表明模型擬合度較差(GFI=0.49,RMR=0.06,CFI=0.67,NFI=0.57,AGFI=0.46),不存在嚴重共同方法偏差問題。

(二)各變量的平均數、標準差及相關矩陣

描述及相關分析結果(見表1)表明 :孤獨感與焦慮感呈顯著正相關,假設H2得到驗證;孤獨感與工作幸福感以及情緒調節自我效能感呈顯著負相關,假設H1、H4得到驗證;焦慮感與工作幸福感以及情緒調節自我效能感呈顯著負相關,假設H3部分得到檢驗,假設H5得到驗證;工作幸福感與情緒調節自我效能感呈顯著正相關,假設H6得到驗證。

表1 描述統計、相關分析結果

(三)中介模型檢驗

首先,采用Hayes編制的Process宏中的Model 4(Model 4為簡單的中介模型)對焦慮感在孤獨感與工作幸福感之間的中介效應進行檢驗,結果(見表2、表3)表明孤獨感對工作幸福感效應顯著(B=-0.654,t=-18.155,p<0.001);放入中介變量焦慮感后,孤獨感對工作幸福感效應依然顯著(B=-0.446,t=-10.461,p<0.01);孤獨感對焦慮感的正向預測也較為顯著(B=0.663,t=18.347,p<0.01),假設H3得到驗證。其中,c表示孤獨感對工作幸福感的回歸系數(模型中沒有中介變量焦慮感時),即總效應;a表示孤獨感對焦慮感時的回歸系數,b表示焦慮感對工作幸福感的回歸系數,a*b代表中介效應;c′表示孤獨感對工作幸福感的回歸系數(模型中有中介變量M時),即直接效應。當a(0.663**)、b(-0.446**)、c′(-0.359*)顯著且a*b(-0.296)與c′同號時,呈部分中介作用。表明孤獨感不僅能夠直接預測工作幸福感,而且能夠通過焦慮感的中介作用預測工作幸福感,該直接效應(-0.359)和中介效應(-0.296)分別占總效應的54.8%和45.2%。

表3 中介作用檢驗結果匯總

(四)有調節的中介模型檢驗

采用Hayes編制的Process宏中的Model 58(Model 58假設中介模型的上面兩個路徑受到調節,符合本研究假設),借鑒溫忠麟等[26]的研究方法在限制性別、學歷以及行業的情況下對有調節的中介模型進行檢驗,由檢驗結果(見表4、表5)可知,將情緒調節自我效能感放入模型后,孤獨感與情緒調節自我效能感的乘積項對焦慮感的預測作用顯著(β=-0.131,t=-4.449,p<0.01),焦慮感和情緒調節自我效能感的乘積項對工作幸福感的預測作用顯著(β=-0.213,t=-4.516,p<0.01)。表明情緒調節自我效能感不僅能夠在孤獨感對焦慮感的直接預測中起調節作用,而且能夠調節焦慮感對工作幸福感的預測作用。針對Model 58進行調節中介作用分析,中介變量焦慮感在低水平時,boot95%CI并不包括數字0,意味著在此水平具有中介作用,且Effect值為-0.217;其在平均值水平時,boot95%CI并不包括數字0,意味著在此水平具有中介作用,且Effect值為-0.112;其在高水平時,boot95%CI包括數字0,意味著在此水平沒有中介作用。綜上可知,中介變量焦慮感在不同水平時中介作用不一致,說明其具有調節中介作用,假設H7得到驗證。

表4 有調節的中介模型檢驗

表5 條件調節間接效應

進一步分析簡單斜率,由圖2可知:情緒調節自我效能感較低(M-1SD)的被試,焦慮感對工作幸福感有顯著的負向影響作用,simpleslope=-0.3,t=-10.598,p<0.001;而對于情緒調節自我效能感較高(M+1SD)的被試,焦慮感對工作幸福感也會生負向影響作用,但其預測作用較小,simpleslope=-0.18,t=-4.278,p<0.001,表明隨著個體情緒調節自我效能感水平的提高,焦慮感對工作幸福感的預測作用呈逐漸降低趨勢。由圖3可知:情緒調節自我效能感較低(M-1SD)的被試,孤獨感對焦慮感有顯著的正向預測作用,simpleslope=0.28,t=11.259,p<0. 001;對于情緒調節自我效能感較高(M+1SD)的被試,孤獨感也對焦慮感產生正向預測作用,simpleslope=0.15,t=5.699,p<0.001,表明隨著個體情緒調節自我效能感水平的提高,孤獨感對焦慮感的作用呈降低趨勢。

圖2 情緒調節自我效能感在焦慮與工作幸福感關系中的調節作用

圖3 情緒調節自我效能感在孤獨感與焦慮感中的調節作用

五、討論與建議

(一)孤獨感和工作幸福感的關系

“空巢青年”員工的孤獨感與工作幸福感呈顯著負相關關系。處于孤獨狀態的“空巢青年”面對負性事件時,容易采取消極應對方式;也可能在面對壓抑負性事件帶來的影響時,不斷忍耐負性事件,最終導致更為嚴重的心理問題。高孤獨感的“空巢青年”對工作幸福感的感知會降低,導致其工作幸福感降低[27]。

(二)焦慮的中介作用

焦慮感在孤獨感與工作幸福感之間具有部分中介作用,說明孤獨感可以通過焦慮最終影響到“空巢青年”員工的工作幸福感。孤獨感與焦慮感呈正相關,與前人研究一致[28]。焦開山[29]發現孤獨感水平高的人大多數是內向的且不善于與他人交流,對于本就不擅長與人交往的“空巢青年”來說,處于陌生環境會加重其孤獨感并進一步加劇其焦慮感。有學者總結了人格與主觀幸福感的關系,認為人格特質能夠較好地預測主觀幸福感,而焦慮等特質會產生消極情感。當“空巢青年”員工的孤獨感導致焦慮時,消極情緒的體驗大于積極情緒的體驗,使“空巢青年”員工的工作幸福感下降。

(三)情緒調節自我效能感的調節作用

孤獨感通過焦慮感影響工作幸福感的間接效應受到情緒調節自我效能感的調節。情緒調節自我效能感水平越高的“空巢青年”員工,孤獨感對焦慮的影響越低,且焦慮對工作幸福感的影響越低。情緒調節自我效能機制在對情感狀態的調節中發揮著特別重要的作用[19]。處于孤獨狀態的“空巢青年”員工容易與現實脫軌,長期沉溺于孤獨的負性情緒中導致焦慮。情緒調節自我效能感通過影響個體的應對行為來調整孤獨感和焦慮感,但當個體能控制其發生時,主觀上會覺得孤獨感并非那么可怕[30]。所以,即使“空巢青年”員工感受到了孤獨,也能夠很好地調節由孤獨帶來的焦慮感。

(四)研究結論

1.孤獨感與工作幸福感的關系

本次對“空巢青年”孤獨感的調研中,一般及以上孤獨感的青年比例為84.46%,表明“空巢青年”比普通青年更易感受到孤獨,孤獨感水平較高,填補了對“空巢青年”孤獨感實際情況的實證研究空缺,驗證了“空巢青年”員工孤獨感與工作幸福感呈顯著負相關關系。

2.焦慮的中介作用

“空巢青年”員工焦慮感在孤獨感與工作幸福感之間起部分中介作用。在以往對“空巢青年”孤獨感的研究中,獨居對青年人孤獨感的影響統計顯著,即與非獨居的青年人相比,獨居青年更可能體驗到孤獨感,獨居青年比非獨居青年感受孤獨的可能性高52.9%。尤其是一些情緒調節自我效能感以及心理韌性比較弱的群體,孤獨感導致的焦慮會大大降低其工作幸福感。本研究發現孤獨感會通過焦慮的作用負向影響工作幸福感,不僅對“空巢青年”群體開展心理干預提供了一定啟示作用,而且為探究孤獨感影響幸福感的路徑方法提供了一定參考。

3.情緒調節自我效能感的調節作用

孤獨感通過焦慮感影響工作幸福感的間接效應受到情緒調節自我效能感的調節,情緒調節自我效能感可以有效緩解孤獨感對焦慮感的正向影響,同時可以有效緩解焦慮感對工作幸福感的負向影響。Caprara等人的研究顯示,個體能否有效調節焦慮、緊張、孤獨、無助等負向情緒依賴于情緒調節自我效能感,同時情緒調節自我效能感也可以提高主觀幸福感,改善人際關系的交流質量[24]。所以,當“空巢青年”員工因為孤獨導致焦慮時,情緒調節自我效能感高的“空巢青年”員工能夠很好地調節這些負面情緒對工作幸福感的負向影響,使其工作績效不會受到太大的負向影響[31]。“空巢青年”員工的孤獨感是難以改變的指標,且之前的研究很少從“空巢青年”個體的角度出發去探究如何降低孤獨感提升幸福感。本研究為解決“空巢青年”孤獨感帶來的一系列負向影響提供了解決路徑,關于情緒調節自我效能感調節作用的驗證為開展心理干預提供了一定的幫助。

(五)管理對策

1.孤獨感的降低策略

2021年的一項針對醫學生孤獨感水平的調查表明,有輕度和重度孤獨感的青年占比為53.8%[32]。本次針對“空巢青年”孤獨感的調研中,一般及以上孤獨感的青年占比為84.46%,說明“空巢青年”感受到孤獨感的概率是顯著大于普通青年群體的。由于“空巢青年”的孤獨感水平比普通青年更高,針對“空巢青年”群體出現孤獨感的原因,由官方牽頭組織同鄉會更能讓身在異鄉的“空巢青年”感受到家鄉的溫暖,從而降低其孤獨感。“空巢青年”獨自在外打拼時,需要樹立城市認同感,積極參與本地的各種活動,融入本地社交圈,使自己從容應對各種突發情況,進而緩解孤獨感。對于正處于孤獨狀態的“空巢青年”員工,公司和政府應特別關心其心理健康問題,鼓勵“空巢青年”員工積極和同事、朋友、領導進行交流,減少孤獨感帶來的負向影響,避免因焦慮而影響其工作幸福感。

2.焦慮感的緩解方法

國家統計局數據顯示,2020年北京、上海、廣州、深圳的商品房平均銷售價格分別為每平方米3.76萬元、3.38萬元、2.5萬元、5.68萬元,與之相對的是這四大地區在崗職工的年均工資分別為18.5萬元、17.47萬元、13.51萬元、13.94萬元。顯然,“空巢青年”員工的壓力非常大,尤其是“空巢青年”員工大都是剛步入職場,工資水平不高,在大城市立足非常困難。孤獨感導致對未來的擔憂和迷茫會放大他們的焦慮,政府與企業應在鼓勵“空巢青年”合租的同時,對其給予一定的住房補貼,幫助“空巢青年”員工減少住房壓力,同時增加與他人交流的機會以緩解焦慮。

“空巢青年”員工要認識到在大城市立足的困難,積極規劃自己的職業生涯,使自己能夠預防或者應對突發事件帶來的負面影響。同時,政府和社會應該給“空巢青年”員工提供更多的就業機會和更好的福利待遇,為“空巢青年”創造一個相對寬松的環境。社區和公益組織應切實關注“空巢青年”的生活狀態,關心“空巢青年”員工的心理健康,為“空巢青年”員工提供心理健康咨詢服務;同時政府和社區還應開展公益組織活動為“空巢青年”員工提供交友和婚戀咨詢服務,幫助“空巢青年”進行人生規劃,提高其應對風險的能力。

3.情緒調節自我效能感的提升舉措

為了防止孤獨感導致其他負向情緒如焦慮、抑郁等,政府應積極展開宣傳教育,鼓勵“空巢青年”員工走出去參加社會實踐活動、公益活動,使其在實踐中逐步提高自己的情緒調節自我效能感。同時,親人們應多關注“空巢青年”的生活,多關注其心理狀態,鼓勵“空巢青年”追尋自己的目標。

“空巢青年”群體也要學會自我控制,克服不良情緒對自己的影響,孤獨時做一些感興趣的事情轉移注意力;在強烈的孤獨感來襲且無法緩解時,應適當提升自己的情緒調節自我效能感。

公司要積極創造有利于情緒調節的環境。首先,要給予“空巢青年”員工極大的人文關懷,創造寬松的情感交流環境,組織系列線下活動,增加“空巢青年”與他人交流的機會,以減少“空巢青年”員工孤獨感,增加其工作幸福感;其次,通過表揚和鼓勵讓“空巢青年”員工獲得群體認同感,傳遞積極情緒,增強其自信;最后,通過優化公司福利政策,增強“空巢青年”員工對公司的歸屬感,創造出利于“空巢青年”員工積極進行情緒調節的環境。同時,公司應定期對“空巢青年”員工進行心理輔導,使其保持良好的心理及工作狀態,提升其情緒調節自我效能感。

(六)展望與不足

我國“空巢青年”員工是一個龐大的群體,至今已有約1億人,且數量還在持續增長,但學術界對其還沒有統一的定義,希望以后的研究能夠多關注“空巢青年”群體。由于“空巢青年”的孤獨感是顯著高于其他青年群體的,之后的研究可以著重探究其孤獨感對“空巢青年”產生的長期影響,以及如何解決孤獨感帶來的危害。應注意的是,雖然大部分“空巢青年”處于孤獨狀態,但小部分“空巢青年”是主動選擇并享受孤獨的,孤獨感不但不會對他們產生負向影響,還可能會成為他們的一種動力,未來可以對這一部分青年進行研究。

本研究存在以下局限性:一是跟蹤調查的時間較短,很難充分揭示孤獨感是如何通過焦慮感負向影響工作幸福感的,未來可采用多時段跟蹤的方法獲取結果;二是焦慮感只起到部分中介作用,表明還有其他中介變量的存在。