挑戰(zhàn)性工作壓力對員工工作幸福感的影響

□浙江金華 方曉芬

本文基于782份分階段收集的調查問卷數據，運用Smart-PLS3.0的結構方程模型，分析探討了挑戰(zhàn)性工作壓力對員工工作幸福感的內在影響機制，檢驗了工作重塑和自我效能感的鏈式中介作用。本次研究結果表明：挑戰(zhàn)性工作壓力顯著正向影響工作重塑（p<0.001），負向影響自我效能感和工作幸福感。工作重塑在挑戰(zhàn)性工作壓力與工作幸福感之間發(fā)揮完全中介作用，自我效能感部分中介挑戰(zhàn)性工作壓力對員工工作幸福感的影響作用，工作重塑-自我效能感的中介鏈在挑戰(zhàn)性壓力與員工工作幸福感間的中介作用顯著，起到部分中介效應。

一、文獻綜述與研究假設

1.挑戰(zhàn)性工作壓力與工作幸福感。壓力普遍存在于職場環(huán)境中，因此學者投入大量的精力來進行壓力的相關研究，包括壓力的影響機制研究，以幫助職場人士更好地應對和緩解壓力。根據已有文獻，有學者認為壓力會帶來負面的影響，比如引起緊張、帶來心理痛苦、提高離職傾向、造成工作倦怠、增加情緒耗竭、誘發(fā)消極行為和降低工作績效等（Demerouti等，2001；李育輝等，2016；Arshadi和Damiri，2013；Burton等，2012）。但同時也有學者認為壓力并不總是消極的，也會帶來一些積極的影響，例如會增強工作投入、帶來幸福感、提高工作績效（Netemeyer等，2005；Beehr等，2000）。Cavanaugh等（2000）將工作壓力進行雙元分類：挑戰(zhàn)性壓力和阻礙性壓力，那些促進個人成長和發(fā)展的工作壓力被認為是挑戰(zhàn)性壓力，包括工作超負荷、時間壓力、工作復雜性和工作職責等；阻礙性壓力被認為是阻礙任務的完成、個人的發(fā)展和成長的實現(xiàn)，包括角色沖突、人際沖突、職場政治和工作不安全等。

根據工作要求—資源模型（JDRModel），工作壓力是一種個體資源和工作要求的不平衡狀態(tài)。面對挑戰(zhàn)性壓力，個體會傾向于認為通過資源的再投入能夠獲得更好的收益和回報，能激發(fā)個體積極應對和克服。因此，在工作績效、職業(yè)發(fā)展、個人成長上獲得收益與回報（Cavanaugh等，2000；李宗波和李銳，2013），從而進一步獲得成就感（Webster等，2011），而成就感作為一種積極結果，能夠提升工作幸福感。所以，從結果屬性看，挑戰(zhàn)性壓力是“好”的壓力，能提升員工的工作幸福感。

學者的實證研究表明，挑戰(zhàn)性工作壓力一方面對員工的態(tài)度和行為都有著積極的影響，比如正向影響組織公民行為（工作投入、工作重塑、工作績效、創(chuàng)新等）（陳楠，劉湘麗，2022；王佳燕，藍媛美，李超平，2022；曹勇，周紅枝，谷佳，2021）另一方面也會提升員工的工作滿意度和敬業(yè)度，降低離職傾向（Cavanaugh等，2000；Boswell等，2004；張?zhí)N黎和陸昌勤，2009；張桂平和廖建橋，2015）；Podsakoff等（2007）學者指出，當個體將工作壓力視為一種適當的挑戰(zhàn)時，他們對工作會表現(xiàn)得更加滿意，在工作過程中會感到更加幸福。本研究的研究假設如下：

H1：挑戰(zhàn)性工作壓力對員工的工作幸福感具有正向影響。

2.工作重塑的中介作用。工作重塑是一種員工應對壓力的主動性行為。Wrzesniewski和Dutton最早提出工作重塑（jobcrafting）的概念，將工作重塑定義為員工自發(fā)地對工作的任務邊界和人際邊界進行實質或認知上改變的行為（Wrzesniewski & Dutton，2001）。工作重塑是積極主動行為的一種具體形式,是員工主動改變、協(xié)調工作要求和工作資源的行為，以實現(xiàn)他們的工作目標（Tims,Bakker, & Derks，2012）。因此，有別于傳統(tǒng)的自上而下的組織工作設計，工作重塑是自下而上的，且更強調員工的個人主動性，員工參與工作的設計，根據自身需要自發(fā)改變工作特征，提升工作績效，以應對快速變化的工作環(huán)境和要求。

挑戰(zhàn)性壓力與阻礙性壓力對員工的工作態(tài)度和行為的影響具有很大的差異性（Cavanaugh等，2000；Boswell等，2004；張?zhí)N黎和陸昌勤，2009；張桂平和廖建橋，2015），挑戰(zhàn)性壓力會提高員工的工作滿意度和敬業(yè)度，會降低員工的離職傾向；而阻礙性壓力正好相反。對行為方面的影響，挑戰(zhàn)性壓力正向影響組織公民行為，比如工作投入、工作重塑（陳楠，劉湘麗，2022）、工作績效、創(chuàng)新（王佳燕，藍媛美，李超平，2022；曹勇，周紅枝，谷佳，2021）等，阻礙性壓力與反生產行為正相關，比如網絡怠工行為（Zhou等，2021）。因此，我們認為在研究工作壓力對工作重塑的影響中，有必要對壓力進行分類。先前的研究都表明工作重塑更有可能發(fā)生在挑戰(zhàn)性工作環(huán)境中（vanDam,Nikolova，& van Ruysseveldt,2013）。

挑戰(zhàn)性壓力作為激勵資源，會促使員工投入努力、時間和精力來滿足具有挑戰(zhàn)性的需求，從而獲得有益的工作成果（LePineetal.，2007），提升工作滿意度，實現(xiàn)自我價值（Zhang & Parker，2019），提高工作幸福感（Wrzesniewski & Dutton，2001)。本研究的研究假設如下：

H2：挑戰(zhàn)性工作壓力對工作重塑有正向影響；

H3：工作重塑在挑戰(zhàn)性工作壓力和工作幸福感之間具有中介效應。

3.自我效能感的中介作用。自我效能感（Self-efficacy）是指個體對自己成功執(zhí)行某一特定行動任務的能力的信念，可以將其概念化為一個人對能夠勝任工作任務的感知能力（Bandura，1997）。工作壓力和自我效能感之間并非存在線性關系，不同壓力可以降低也可以促進自我效能感（Robert & Chiu，2010）。

從成就動機視角，LePine等人（2005）認為，挑戰(zhàn)性壓力會促進動機，讓人確信通過增加努力將可以滿足這些具有挑戰(zhàn)性的工作要求，但阻礙性壓力會抑制動機，認為努力的增加不會提高滿足這些阻礙性工作要求的機會。WEBSTER等（2010）將自我效能感作為一個動機變量，認為挑戰(zhàn)性壓力通過激發(fā)個體的成就動機，能夠顯著正向影響自我效能感（WEBSTER等，2010；姚昊，馬立超，2021）。也就是說，在面對挑戰(zhàn)性的工作要求時，個體更容易激發(fā)成就動機，更愿意投入精力，產生積極的心理和行為，提升自我效能感。

從社會認知理論的視角，員工面臨挑戰(zhàn)性壓力，往往是被領導給予更好的期望，給與更重的任務，往往代表著領導對自己的信任和認可，有實證研究表明，適度的挑戰(zhàn)性工作壓力可以激發(fā)員工的自信和潛能，提升員工對其在組織中地位的感知，從而喚醒自我意識、提升自我效能感，并提升員工工作滿意度和組織承諾（Hartline & Ferrell，1996；王敏、李淑敏，2017）。

從資源保存理論的視角，在面對挑戰(zhàn)性壓力時，自我效能感高的員工更有可能通過積極行動獲取資源來增加資源的存量。工作壓力會通過個體心理資源影響工作幸福感，例如自我效能感（Robert，2010）、心理授權（趙瑜，莫申江，施俊琦，2015）等個體資源會在工作壓力對員工工作中情感體驗的影響中起到中介作用。

基于此，本研究提出如下假設：

H4：挑戰(zhàn)性工作壓力正向影響自我效能感；

H5：自我效能感在挑戰(zhàn)性工作壓力與工作幸福感之間具有中介效應。

4.工作重塑與自我效能感。基于前文的文獻綜述，我們發(fā)現(xiàn)學者有研究工作重塑的中介作用，也有進行自我效能感的中介作用的研究，但實證研究卻鮮少探究工作重塑和自我效能感對工作壓力和工作幸福感的鏈式中介作用。本文所講的工作重塑（Maden-Eyiusta & Alten,2021），是聚焦于擴展導向的工作重塑行為，即通過尋找工作資源和挑戰(zhàn)工作要求，而不是減少繁瑣的工作要求來主動豐富自己的工作（Petrou等人，2015；Wang,Demerouti，& Bakker,2016）。通過擴展邊界來重塑工作的員工，隨著對工作的掌握可能會表現(xiàn)得更好（Ghitulescu,2006），對與工作相關的能力會更有信心，并更多地參與到組織中（vanDam,Nikolova，& vanRuysseveldt,2013）。因此，我們認為工作重塑會影響員工對工作的控制感，從而對員工的自我效能感產生影響。基于此，我們提出如下假設：

H6：工作重塑對自我效能感有正向影響。

二、研究設計

1.研究樣本。本研究以在職的員工為研究對象，調查樣本涵蓋了浙江、廣東、江蘇、上海等23個省市，涉及各行各業(yè)的企事業(yè)員工，希望能通過增加研究對象的代表性，盡可能提升研究結論的適用性和推論性。

為了避免共同方法偏差，調查問卷于2022年5-6月采用兩個時間點進行測量，前后相隔一個月，T1調查問卷內容包括調查對象的人口統(tǒng)計學的信息、工作幸福感和自我效能感；T2問卷內容包括挑戰(zhàn)性壓力和工作重塑。研究者本身是一名面向全國招生的普通大學的老師，通過已經畢業(yè)和在校學生的關系（每人負責5-10份問卷），向他們的親戚、同事和朋友發(fā)放問卷，考慮到調查人員與被調查者之間關系熟悉，因此問卷編碼采用調查人員對被調查者的昵稱進行，以方便喚起第二次調查時的人物記憶，問卷最終編碼由班級+學生學號+被試昵稱三部分組成，前后兩次問卷通過相同編碼進行配對。5月中下旬第一階段，問卷回收1235份，剔除一些漏填、多選以及選項無變化，沒有編碼的無效問卷138份，有效問卷1097份，問卷有效率88.8%。6月中下旬開展第二階段，共回收問卷1021份（未回收問卷214份），刪除一些漏選、多選以及不能配對的無效問卷239份，有效問卷782份，問卷有效率76.6%。最終配對成功問卷782份，最終問卷有效率為63.3%。

2.變量測量。為了保證量表的信效度，本研究的變量測量均采用已被廣泛驗證的成熟量表，4個量表題項的評分均采用Likert5點評分法。①挑戰(zhàn)性工作壓力。該變量的測量采用Cavanaugh等（2000）學者所編制的挑戰(zhàn)性壓力量表，屬于工作壓力量表中的子量表，選擇其中的挑戰(zhàn)性壓力子量表，共有6個測量題項，如“我所承擔的責任”、“我在規(guī)定時間內必須完成的工作量”等，在本研究中的Cronbach’sα系數值為0.876。②工作重塑。該變量的測量采用Tims等（2012）學者編制的個體工作重塑量表，包含三個維度，分別是增加結構性資源、增加社會性資源、增加挑戰(zhàn)性要求，其中每個維度均含有5個題項，共計15個題項，如“努力從工作中學習新的東西”、“當出現(xiàn)新進展時，總是積極地去了解并嘗試”等，在本研究中Cronbach’sα系數值為0.892。③自我效能感。該變量的測量采用Schwarzer等（1999）學者編制的一般自我效能感量表（GSES），將自我效能感分為四個維度（努力感、能力感、環(huán)境認知感和行為控制感），共10個題項，如“如果我盡力去做的話，我總能夠解決問題的”等，在本研究中Cronbach’sα系數值為0.882。④員工工作幸福感。該變量的測量采用Zheng等（2015）學者開發(fā)的工作幸福感量表，屬于一般幸福感量表中的子量表，共有6個題項，如“對我來說，工作會是很有意義的一場經歷”。在本研究中Cronbach’sα系數值為0.867。

三、實證結果分析

1.信效度檢驗與共線性診斷。利用SMART-PLS3.0測量挑戰(zhàn)性工作壓力、工作重塑、自我效能感和工作幸福感4個變量的組合信度（CR）分別為0.905、0.909、0.904和0.9，均大于0.7，表明量表有良好信度。

挑戰(zhàn)性工作壓力和工作幸福感，平均萃取變異量AVE值分別為0.614和0.600，均大于0.5，且每個題項的因素負荷系數（outerloading）最小值為0.738，最大值為0.819，均大于0.7。Hair等（2021）認為一般的原則是AVE大于0.5且題項的因素負荷系數大于0.708，量表的收斂效度是令人滿意的，但如果題項的因素負荷系數在0.4和0.7之間，AVE大于0.5，量表的題項也是可以接受的，不需要刪除。其中工作重塑和自我效能感的平均萃取方差AVE值均大于0.5，刪除工作重塑中的第五題（因素負荷系數=0.379）后，每個題項的因素負荷系數（outerloading）最小值為0.575，說明問卷具有良好的收斂效度。

2.描述性統(tǒng)計和相關性分析。本文將SmartPLS3.0作為數據分析工具，對研究模型進行擬合，并應用Bootstrapping算法（N=782）對結構方程的路徑系數進行顯著性檢驗，挑戰(zhàn)性工作壓力對工作幸福感、工作重塑和自我效能感的路徑系數分別為-0.086、0.267和-0.121，T值為2.425、6.738和2.738，均大于1.96（p<0.05），說明挑戰(zhàn)性工作壓力對工作重塑有顯著正向影響，挑戰(zhàn)性工作壓力對工作幸福感和自我效能感均有顯著負向影響，假設H2成立，H1和H4不成立；工作重塑和自我效能感對工作幸福感的路徑系數為0.192和0.485，t值為5.744和13.183，均大于3.29（p<0.001），說明工作重塑和自我效能感均顯著正向影響員工工作幸福感。結合以上的數據，我們發(fā)現(xiàn)挑戰(zhàn)性工作壓力不僅對工作幸福感直接產生影響，也會將工作重塑和自我效能感作為中介影響工作幸福感。

3.中介鏈式效應檢驗。采用Smart-PLS中的拔靴法（Bootstrapping）分析檢驗工作重塑和自我效能感在挑戰(zhàn)性工作壓力與員工工作幸福感之間的鏈式中介作用，基于5000次隨機抽樣模型，置信水平設置為95%。

四、結論與討論

1.研究結論。本研究分兩次（間隔一個月）收集被調查者的自我報告，通過實證研究的方法，探討了各變量間的直接關系以及間接關系。研究結果表明：①挑戰(zhàn)性工作壓力正向影響工作重塑，負向影響自我效能感，但兩者的顯著性水平不一致。挑戰(zhàn)性工作壓力對自我效能感影響的數據分析與假設不一致，可能存在的原因是，樣本中的低學歷和高年齡的調查對象偏多，且低學歷和高年齡的員工本身的成就動機就比較弱，本身所擁有的資源較少，使得其自身的效能感偏低。因此，在面對壓力時，更加容易從負面進行歸因和認識，從而進一步降低自我效能感。②工作重塑和自我效能感均在挑戰(zhàn)性工作壓力與員工工作幸福感的過程中起到中介效應。但工作重塑起到完全中介效應，自我效能感起到部分中介效應。③工作重塑和自我效能感在挑戰(zhàn)性工作壓力對員工工作幸福感的影響過程中起到鏈式中介效應，但屬于部分鏈式中介效應。

2.理論意義與管理啟示。本文重點探討了挑戰(zhàn)性工作壓力對員工工作幸福感影響的內在作用機制。以往研究一般都認為挑戰(zhàn)性工作壓力作為“好”的壓力，會產生積極的心理和行為。但本研究從實證的角度卻證明并非如此，不管是何種壓力，可能在一定程度上都會降低員工的自我效能感、降低員工的工作幸福感。壓力與工作績效的倒U型的關系可能會給到我們一定的啟示，挑戰(zhàn)性壓力與工作幸福感之間可能也不僅僅是簡單的線性關系，需要我們做進一步的研究，但至少本研究在一定程度上提出了更多的可能性。

本研究獲得的管理啟示：①研究結果表明，挑戰(zhàn)性壓力通過工作重塑與自我效能感的鏈式中介影響工作幸福感，即挑戰(zhàn)性壓力可以通過員工的工作重塑行為而提升員工的自我效能感，從而不斷提升員工工作幸福感。因此，我們建議管理者可以有計劃地設置一些與員工能力相匹配的挑戰(zhàn)性壓力。例如，適當的豐富工作的內容、增加員工能力范圍內的工作職責等來激發(fā)員工工作重塑的行為，而成功的體驗必然會帶來員工自信心的提升，即自我效能感的提升，從而進一步體驗到工作的成就感和幸福感。②研究發(fā)現(xiàn)，挑戰(zhàn)性壓力通過工作重塑提升工作幸福感，也可以通過自我效能感降低工作幸福感。因此，設置一些挑戰(zhàn)性的壓力環(huán)境固然重要，但員工如何看待和應對挑戰(zhàn)才是最終影響員工工作幸福感的因素。

3.研究不足與展望。首先，考慮到便利性以及問卷配對的成功率，本研究主要利用高校的在校大學生幫助一起收集問卷，沒有充分考慮到在校學生的接觸面，收集的對象主要以父輩和曾經的專科同學（部分專升本學生）為主，導致調查對象的整體學歷偏低，在一定程度上影響員工對挑戰(zhàn)性壓力和幸福感的認知。其次，本文將個體心理資源和個體行為方式作為中介變量，討論研究了中介效應以及鏈式中介效應，但未將團隊層面以及組織層面的變量作為中介變量，研究相應的鏈式中介效應。再其次，本研究也未涉及相應的調節(jié)變量，缺少對影響邊界以及變量間相互作用的研究。