挑戰(zhàn)型－阻礙型時間壓力對員工職業(yè)幸福感的影響研究

張軍成 凌文輇

一、引言

幸福（happiness）作為人類永不停歇的追求，與之相關的話題近年也引起了企業(yè)管理實務工作者與學術研究人員的高度關注，尤其是從員工心理層面出發(fā)界定并探討的主觀幸福感（subjective well-being）議題，更是近年組織行為與人力資源管理研究的一個熱點。鑒于主觀幸福感涉及的范圍較為寬泛，最近已有研究人員開始把該研究框架應用于員工實際工作情境并發(fā)現，改善員工與工作相關的幸福感，尤其是能夠反映員工與職業(yè)相關的勝任感、受認可度和理想抱負得以施展三方面積極體驗的職業(yè)幸福感（professional well-being）［1］，能夠有效提高員工個人的績效水平及其所在組織的業(yè)績表現。［2－4］鑒于員工工作相關幸福感的重要意義，弄清員工的工作相關幸福感可能受哪些因素影響，以及這些因素的具體影響如何，已經成為亟待相關領域實務工作者與學術研究人員有效解答的重要議題。

然而，雖然國內外已有學者圍繞員工個體特征、工作環(huán)境和工作事件等方面因素對員工幸福感的影響展開了頗有成效的探討，但關于當代快節(jié)奏的職場生活給員工帶來的時間壓力可能對其職業(yè)幸福感的影響這個話題，理論界和實務界迄今并未予以足夠有針對性的關注。事實上，由于當代動態(tài)變化的政治、經濟、社會、文化和技術環(huán)境對組織柔性的要求日益提高，員工在這樣的背景下將可能頻頻被要求在多項任務之間實現有效的動態(tài)協調，隨時應對迫在眉睫的截止日期，并按時、高效地完成經常性調整的任務目標，從而時間視角（temporal lens）［5］所強調的時間和時機問題無疑將影響員工的壓力體驗。但遺憾的是，以往有關壓力與員工幸福感關系的研究并沒有專門關注這一特殊的壓力形式。而且，即使有相關研究，大都也只是把壓力作為一個整體概念加以探討，并發(fā)現工作壓力對員工幸福感具有負面的影響。［6－7］雖然近年已有個別學者開始借鑒Cavanaugh等人的觀點［8］，把壓力細分為挑戰(zhàn)型壓力（challenge stress）和阻礙型壓力（hindrance stress）兩種類型，并同時引入研究模型探討二者分別對員工幸福感的影響［9－10］，但究竟員工因為時間緊迫而引起的壓力是否也可能存在類似的影響，目前仍不得而知。

為了彌補以往研究存在的上述不足，本研究擬從時間視角［5］切入，同時順應挑戰(zhàn)型－阻礙型壓力研究的學術動向［8］［11］，嘗試同時引入挑戰(zhàn)型時間壓力和阻礙型時間壓力作為解釋因素，并參照以往員工幸福感研究特別關注員工在幸福感各個具體維度的體驗這種做法［9－10］，構建并檢驗它們對員工職業(yè)幸福感中的職業(yè)勝任感、職業(yè)抱負感和職業(yè)認可感三個幸福體驗指標的個別和交互影響模型（如圖1所示）。如此，希望能夠豐富壓力對員工幸福感的影響方面研究成果，并為指導企業(yè)管理者通過有效配置員工的時間資源來提升員工職業(yè)幸福感的努力提供某些啟示。

圖1 研究概念模型

二、理論基礎與研究假設

（一）工作場所壓力的兩個維度

在過去很長一段時期，組織管理領域的理論研究人員和實務工作者普遍認為，工作場所的壓力對員工身心健康、工作態(tài)度和業(yè)績表現的影響都是有害的。然而，自從Selye（1955）［12］創(chuàng)造性地提出需要按工作要求的內容與強度兩個標準對壓力進行區(qū)分以來，人們逐漸認識到并非所有壓力都有害，而是可能有“好”、“壞”之分。在此基礎上，先后有研究者提出能夠按照作用效果的 “好”與 “壞”對壓力進行區(qū)分的，包含正面壓力（eustress）和負面壓力（distress）的壓力二維觀點［13］，以及包含挑戰(zhàn)型壓力源（challenge stressor）和 阻 礙 型 壓 力 源（hindrance stressor）的壓力源二維觀點［8］?；谶@樣的區(qū)分模型，作為解釋挑戰(zhàn)型－阻礙型壓力源模型的重要理論基礎——認知交互理論指出，當員工面對工作情境中的各種要求時，既可能做出威脅性評價，也可能做出挑戰(zhàn)性評價。若員工做出挑戰(zhàn)性評價，則可能體驗到正面壓力或挑戰(zhàn)型壓力；若員工做出阻礙性評價，則可能體驗到負面壓力或阻礙型壓力。［14－15］一般而言，挑戰(zhàn)型壓力通常被認為是有益的，它能夠為員工帶來某些收益；而阻礙型壓力則通常被認為是有害的，它可能限制或阻礙員工取得更高的個人工作成就。［8］

（二）挑戰(zhàn)型時間壓力與員工職業(yè)幸福感

挑戰(zhàn)型時間壓力是個體在面對時間緊迫的情境時所體驗到的一種正面壓力。這就意味著，當面對快節(jié)奏職場生活在多重任務、截止日期和進度調整等方面向員工提出的時間緊迫性要求時，員工將把該要求視為對自己能力的一次檢驗，并認為在自己的能力范圍內足以應付。根據目標設置理論的觀點［16－17］，困難的目標一旦被人們所接受，將可能比容易的目標帶來更出色的工作表現。由此或可推測，員工面對的時間緊迫性雖然難以克服，但卻可能成為員工為實現某個目標而工作的內在動機來源，進而激勵員工更加專注、投入和持久地采取積極的應對措施來完成工作任務。在這個過程中，員工又將可能因為在時間緊迫的情境下想方設法按時、高效地完成各項極具挑戰(zhàn)性的工作任務而體驗到工作的意義。［18］從而，或許可以合理地預期，挑戰(zhàn)型時間壓力有可能提升員工在工作勝任、他人認可和抱負實現等方面的幸福體驗。事實上，已有一些實證研究結果表明，一般意義上的挑戰(zhàn)型壓力能夠正向預測員工的主觀幸福感［9］和工作滿意度［10］。另外，雖然目前尚無挑戰(zhàn)型時間壓力與員工幸福感關系的公開研究成果，但也有研究發(fā)現，挑戰(zhàn)型時間壓力與員工創(chuàng)造力、工作質量和團隊合作行為等正面指標顯著正相關。［19］由此，本研究提出以下假設：

假設1a：挑戰(zhàn)型時間壓力對員工職業(yè)勝任感具有正向預測作用。

假設1b：挑戰(zhàn)型時間壓力對員工職業(yè)抱負感具有正向預測作用。

假設1c：挑戰(zhàn)型時間壓力對員工職業(yè)認可感具有正向預測作用。

（三）阻礙型時間壓力與員工職業(yè)幸福感

阻礙型時間壓力是指個體在面對時間緊迫的情境時所體驗到的一種負面壓力。這就意味著，員工將可能認為此時要想在多項任務之間實現有效的動態(tài)協調，隨時應對迫在眉睫的截止日期，并按時、高效地完成經常性調整的任務目標等，已經遠遠超出自己力所能及的范圍。此時，將很容易得出與過去壓力研究文獻中類似的觀點，即阻礙型時間壓力可能對員工身心健康、工作態(tài)度和業(yè)績表現產生負面的影響。這是因為，阻礙型時間壓力意味著員工能力已無法有效應對快節(jié)奏職場生活在多重任務、截止日期和進度調整等方面對他們提出的要求，這將可能擾亂員工的工作進程，使得他們難以高效地完成自己的工作任務，從而可能限制或阻礙員工取得更高的個人工作成就。［8］從而，或許可以合理地預期，阻礙型時間壓力有可能降低員工在工作勝任、他人認可和抱負實現等方面的幸福體驗。對此，已有一些實證研究結果表明，一般意義上的阻礙型壓力能夠負向預測員工的主觀幸福感［9］和工作滿意度［10］。 另外，雖然目前尚無阻礙型時間壓力可能傷害員工幸福感的直接證據，但也有研究指出，阻礙型時間壓力對員工在新產品研發(fā)項目中的行為表現會產生與挑戰(zhàn)型時間壓力相反的負面影響。［20］由此，本研究提出以下假設：

假設2a：阻礙型時間壓力對員工職業(yè)勝任感具有負向預測作用。

假設2b：阻礙型時間壓力對員工職業(yè)抱負感具有負向預測作用。

假設2c：阻礙型時間壓力對員工職業(yè)認可感具有負向預測作用。

（四）挑戰(zhàn)型－阻礙型時間壓力的不同組合類型與員工職業(yè)幸福感

按照工作要求 －資源模型（Job Demands-Resources Model，簡稱JD－R模型）的界定方式，工作要求主要包括那些需要員工持續(xù)付出生理和心理努力或成本的工作因素，當這種要求成本過高時將對員工造成消極的影響；而工作資源則主要包括那些能夠降低員工的體力和心理成本，有助于員工達成工作目標，或者能夠促進員工學習、發(fā)展和成長等方面的工作因素。［21］對比前文關于挑戰(zhàn)型時間壓力和阻礙型時間壓力的有關論述不難發(fā)現：前者屬于能夠激勵員工更加專注、投入和持久地采取積極的應對措施來完成工作任務的一種正面壓力，它可以被歸類為一種工作資源；而后者則源于時間緊迫對員工提出的要求超出了其力所能及的范圍，導致員工不得不持續(xù)地付出更大的生理和心理努力或成本來應對時間緊迫性工作情境對他們提出的要求，從而它可以被歸類為一種工作要求。 根據 Bakker和 Demerouti（2007）［22］提出的 JD－R雙過程模型可知，工作要求和工作資源除了對員工產生分別影響外，它們二者還可能產生交互影響。若按照工作要求和工作資源各自的高低水平構成的2×2種組合情境來分析，高要求－低資源的情境將引起較高的壓力和較低的動機水平，而低要求－高資源的情境則會引起較低的壓力和較高的動機水平。鑒于員工的挑戰(zhàn)型時間壓力和阻礙型時間壓力分別可以歸類為工作資源和工作要求，從而也許可以合理地進行與JD－R雙過程模型類似的推測，即挑戰(zhàn)型時間壓力和阻礙型時間壓力的不同組合類型也可能導致員工的職業(yè)幸福感表現出相應差異。由此，本研究提出以下假設：

假設3a：高挑戰(zhàn)型時間壓力－低阻礙型時間壓力時，員工的職業(yè)勝任感較高；低挑戰(zhàn)型時間壓力－高阻礙型時間壓力時，員工的職業(yè)勝任感較低。

假設3b：高挑戰(zhàn)型時間壓力－低阻礙型時間壓力時，員工的職業(yè)抱負感較高；低挑戰(zhàn)型時間壓力－高阻礙型時間壓力時，員工的職業(yè)抱負感較低。

假設3c：高挑戰(zhàn)型時間壓力－低阻礙型時間壓力時，員工的職業(yè)認可感較高；低挑戰(zhàn)型時間壓力－高阻礙型時間壓力時，員工的職業(yè)認可感較低。

三、研究方法

（一）研究樣本及數據采集

本研究的調查對象主要是廣東、湖南和貴州等地的電子與信息制造企業(yè)中的行政、營銷、技術與研發(fā)等職能類型的員工及中、基層管理者。通過發(fā)放紙質問卷和網絡問卷進行調查，最后共回收260份有效問卷。從樣本的性別構成情況來看，男女總體比例比較均衡，二者在總人數中所占的比例分別為58.8%和41.2%。從樣本的年齡分布情況來看，大部分員工年齡在25歲以下，占總人數的53.5%，26～30歲的員工占總人數的21.9%，31～35歲的員工占總人數的11.2%，36～40歲的員工占總人數的5.4%，41～45歲的員工占總人數的5.0%，46歲及以上的員工占總人數的3.1%。從樣本的崗位級別分布情況來看，普通員工占總人數的69.6%，基層管理者占總人數的19.2%，中層管理者占總人數的7.7%，高層管理者占總人數的3.5%。從樣本所服務企業(yè)的所有制類型來看，國有企業(yè)員工占總人數的35.8%，民營企業(yè)員工占總人數的44.6%，外資企業(yè)員工占總人數的4.6%，其他類型企業(yè)員工占總人數的15.0%。從樣本的工作年限情況來看，參加工作不足1年的占總人數的31.2%，1～3年的占總人數的29.2%，4～6年的占總人數14.6%，7～9年的占總人數的9.2%，10年及以上的占總人數的15.8%。

（二）變量測量

本研究主要采用了以下三份已經在其他研究中得到采用并具有較好信度和效度的量表。

1.挑戰(zhàn)型時間壓力量表。該量表根據 Op'T Hogg［19］在其研究中基于時間視角編制的挑戰(zhàn)型壓力量表進行翻譯修訂而得，總共包含4個條目，在本研究中的Cronbach's α系數為0.78。

2.阻礙型時間壓力量表。該量表根據 Op'T Hogg［19］在其研究中基于時間視角編制的阻礙型壓力量表進行翻譯修訂而得，總共包含5個條目，在本研究中的Cronbach's α系數為0.85。

3.職業(yè)幸福感量表。該量表直接采用黃亮［1］所編制的中國企業(yè)員工工作幸福感測量量表中的職業(yè)幸福感子量表，該子量表總共包含10個條目，在本研究中的Cronbach's α系數為0.92。其中，該子量表又可分為用以具體測量員工職業(yè)勝任感、職業(yè)認可感和職業(yè)抱負感的三個維度，它們各自包含的條目依次為3個、3個和4個，在本研究中的相應Cronbach's α系數依次為0.86、0.85和0.90。

在設計調查問卷時，挑戰(zhàn)型時間壓力和阻礙型時間壓力都采用了Likert 5點計分方式進行測量，要求參與者對條目做出從1（從未如此）到5（總是如此）的等級評價，而職業(yè)幸福感則采用了Likert 6點計分方式進行測量，要求參與者對條目做出從1（完全不符合）到6（完全符合）的等級評價。另外，本研究還根據現有研究結論選取了員工的性別、年齡、崗位級別、企業(yè)所有制性質和工作年限等因素作為控制變量，并要求參與者對問卷中提供的分類選項做出單項選擇以獲得相關數據。

四、分析結果

（一）共同方法偏差檢驗

由于本研究所涉及的全部變量數據都由一名參與者填寫自我報告問卷來收集，這也許會存在可能干擾研究結果的共同方法偏差問題。雖然在設計問卷時對不同量表采用了不同的計分方式，并在實施調查過程中也向參與者特別強調和保證問卷填寫的匿名性和保密性，這些措施能在一定程度上控制共同方法偏差，但仍有必要根據調查數據對此進行事后檢驗。因此，本研究運用Harman單因素檢驗方法對調查所得的挑戰(zhàn)型時間壓力、阻礙型時間壓力和職業(yè)幸福感數據執(zhí)行探索性因子分析，在未旋轉情況下析出的最大因子也只能解釋所有測量題目變異的35.41%，低于40%的臨界值標準，說明調查所得數據的共同方法偏差影響并不嚴重。

（二）驗證性因子分析

為了檢驗本研究主要關注的挑戰(zhàn)型時間壓力、阻礙型時間壓力、職業(yè)勝任感、職業(yè)抱負感和職業(yè)認可感五個變量的測量條目能否聚合在各自所對應的理論構念，以及該五個變量相互間能否有效區(qū)分，本研究應用LISREL8.70軟件按照表1所界定的模型結構執(zhí)行驗證性因子分析。由表1可知：五因子模型擬合最好，χ2＝347.20，df＝142，χ2／df＝2.45＜5，RMSEA＝0.08＜0.10，SRMR＝0.06＜0.08，CFI＝0.96＞0.90，各項擬合指數均達到模型擬合良好的標準。當把本研究關注的五個變量按照相應規(guī)則進行因子合并構建其他四因子、三因子、二因子和一因子比較模型時，相應模型擬合指數大都表明這些比較模型與數據的擬合情況不理想，而且擬合情況也不如五因子模型。這就說明本研究所用的量表具有較好的區(qū)分效度，并且本研究參照以往員工幸福感研究重點關注幸福感具體維度的做法來探討相應變量關系也是合理的。另外，五因子模型中所有測量條目在各自相應因子上的因子載荷也都大于0.50，說明本研究所用量表也具有較好的聚合效度。

表1 驗證性因子分析模型擬合指數（N＝260）

（三）描述性統(tǒng)計與相關分析

表2呈現了本研究主要變量的均值、標準差、相關系數及平均變異提取量（AVE）的平方根。由表2可知：挑戰(zhàn)型時間壓力與職業(yè)勝任感、職業(yè)抱負感和職業(yè)認可感的相關系數依次為0.37、0.44和0.33，阻礙型時間壓力與職業(yè)勝任感、職業(yè)抱負感和職業(yè)認可感的相關系數依次為 －0.13、 －0.22和 －0.22，并且上述相關系數均在統(tǒng)計上顯著，這為本研究將要檢驗的假設提供了初步的證據基礎。另外，表2中括號內呈現的各變量相應的平均變異提取量的平方根介于0.69和0.84之間，均高于0.50，并且都大于相應變量與其他所有變量之間相關系數的絕對值，這不僅為本研究主要探討的五個變量的聚合效度和區(qū)分效度提供了又一項證據，而且也為本研究探討這五個變量之間的關系提供了合理的測量學基礎。

表2 變量均值、標準差及變量之間的相關系數（N＝260）

（四）假設檢驗

為了檢驗挑戰(zhàn)型時間壓力和阻礙型時間壓力對員工職業(yè)幸福感的分別影響，本研究通過層級回歸法，分別以職業(yè)勝任感、職業(yè)抱負感和職業(yè)認可感三個變量作為被解釋變量，挑戰(zhàn)型時間壓力和阻礙型時間壓力作為解釋變量構建三個回歸模型，從而根據兩類時間壓力的偏回歸系數就它們分別影響員工職業(yè)幸福感的關系進行檢驗。在具體構建回歸模型時，三個回歸模型都將按照以下兩個步驟先后執(zhí)行。第一步，把性別、年齡、崗位級別、企業(yè)所有制性質和工作年限等五個控制變量納入回歸模型。鑒于在問卷調查階段上述控制變量全部按照分類變量來收集數據，所以在回歸分析前需要先把它們轉換為虛擬變量。第二步，把挑戰(zhàn)型時間壓力和阻礙型時間壓力同時納入回歸模型。經過以上分析步驟，把檢驗研究假設需要的關鍵回歸分析結果整理成表3。

表3 層級回歸分析結果摘要（N＝260）

由表3可以看出：（1）以職業(yè)勝任感為被解釋變量的模型中，在已經考慮控制變量的影響之后，兩類時間壓力對員工職業(yè)勝任感的變異解釋能力顯著增加了13%；另外，挑戰(zhàn)型時間壓力對它具有顯著的正向作用（β＝0.35，P＜0.001），而阻礙型時間壓力對它的負向影響在統(tǒng)計上并不顯著（β＝－0.05，n.s.），所以假設1a得到驗證，而假設2a沒有得到驗證。（2）以職業(yè)抱負感為被解釋變量的模型中，在已經考慮控制變量的影響之后，兩類時間壓力對員工職業(yè)抱負感的變異解釋能力顯著增加了20%；另外，挑戰(zhàn)型時間壓力對它具有顯著的正向作用（β＝0.40，P＜0.001），而阻礙型時間壓力對它具有顯著的負向作用（β＝－0.13，P＜0.05），所以假設1b和假設2b均得到驗證。（3）以職業(yè)認可感為被解釋變量的模型中，在已經考慮控制變量的影響之后，兩類時間壓力對員工職業(yè)認可感的變異解釋能力顯著增加了12%；另外，挑戰(zhàn)型時間壓力對它具有顯著的正向作用（β＝0.28，P＜0.001），而阻礙型時間壓力對它具有顯著的負向作用（β＝－0.15，P＜0.05），所以假設1c和假設2c均得到驗證。

為了檢驗挑戰(zhàn)型時間壓力和阻礙型時間壓力不同的組合類型與員工職業(yè)幸福感的關系，本研究通過執(zhí)行LSD事后比較的方差分析，分別以職業(yè)勝任感、職業(yè)抱負感和職業(yè)認可感三個變量為被解釋變量，由兩類時間壓力高低不同水平組成的2×2種組合類型作為解釋因素構建方差分析模型，從而根據LSD事后比較結果（見表4）就兩類時間壓力對職業(yè)幸福感的交互影響進行檢驗。

根據表4呈現的結果可知：（1）以職業(yè)勝任感為被解釋變量的模型中，在代表高挑戰(zhàn)型時間壓力－低阻礙型時間壓力的組合2時，職業(yè)勝任感顯著高于組合3和組合4的情形，雖然略低于組合1的情形，但與組合1時的情形在統(tǒng)計上并無顯著差異；而在代表低挑戰(zhàn)型時間壓力－高阻礙型時間壓力的組合3時，職業(yè)勝任感顯著低于組合1和組合2的情形，雖然略高于組合4的情形，但與組合4的情形在統(tǒng)計上并無顯著差異，所以該檢驗結果基本驗證了假設3a的說法。（2）以職業(yè)抱負感為被解釋變量的模型中，在代表高挑戰(zhàn)型時間壓力－低阻礙型時間壓力的組合2時，職業(yè)抱負感依次顯著高于組合4和組合3的情形，雖然略低于組合1的情形，但與組合1時的情形在統(tǒng)計上并無顯著差異；而在代表低挑戰(zhàn)型時間壓力－高阻礙型時間壓力的組合3時，職業(yè)抱負感顯著低于其他任何組合的情形，所以該檢驗結果基本驗證了假設3b的說法。（3）以職業(yè)認可感為被解釋變量的模型中，在代表高挑戰(zhàn)型時間壓力－低阻礙型時間壓力的組合2時，職業(yè)認可感僅顯著高于組合3的情形，并且與另外兩種組合的情形在統(tǒng)計上不存在顯著差異；而在代表低挑戰(zhàn)型時間壓力－高阻礙型時間壓力的組合3時，職業(yè)認可感顯著低于其他任何組合的情形，所以該檢驗結果也基本驗證了假設3c的說法。另外，為清晰起見，上述三個檢驗結果可以用圖2中的 a、b、c三個交互效應模式依次進行描繪。

表4 方差分析的多重比較結果摘要（N＝260）

圖2 挑戰(zhàn)型時間壓力與阻礙型時間壓力對員工職業(yè)幸福感的交互效應模式圖

五、結論與討論

（一）主要結論

本研究旨在基于時間視角［5］的關注重點，借鑒Cavanaugh等（2000）［8］的觀點同時引入挑戰(zhàn)型時間壓力和阻礙型時間壓力作為解釋因素，探討它們對員工職業(yè)幸福感三個具體維度的分別和交互影響。根據實證分析結果可以得到以下主要結論。

第一，挑戰(zhàn)型時間壓力可能促進員工在職業(yè)勝任、職業(yè)抱負和職業(yè)認可等方面的幸福體驗。這與現有文獻關于壓力可能引發(fā)正面影響的研究結果是一致的。與認為壓力有害無益的一般傾向不同，既有文獻中關于壓力或壓力源的二維觀點［8］［13］為確立壓力在改善個體幸福感方面的有益角色奠定了合理的解釋基礎，而近年國內外學術界有關挑戰(zhàn)型壓力有助于提升員工幸福感的研究發(fā)現［9－10］，也為上述理論解釋提供了支持證據。在本研究回歸分析結果中，挑戰(zhàn)型時間壓力對員工職業(yè)勝任感、職業(yè)抱負感和職業(yè)認可感三個結果指標都具有正向的影響，這不僅為壓力可能引起員工積極體驗的觀點提供了新的支持證據，而且從側面印證了目標設置理論關于具有挑戰(zhàn)性的目標有助于激勵員工這個觀點的合理性。

第二，阻礙型時間壓力可能削弱員工在職業(yè)抱負和職業(yè)認可兩方面的幸福體驗。這與現有大多數壓力研究發(fā)現的負面效果基本是一致的，尤其為阻礙型壓力可能傷害員工幸福感的研究結果［8－10］提供了又一項支持證據。需要注意的是，盡管起初按好壞對壓力進行劃分時，人們通常把時間緊迫性當作更傾向于能引發(fā)個體正面壓力的挑戰(zhàn)型壓力源［8］［23］，但隨后有研究人員指出，時間緊迫性也可能導致個體產生負面的壓力體驗［19－20］。對此，本研究的回歸分析結果也能提供一定的支持證據。另外，雖然阻礙型時間壓力可能負向影響員工職業(yè)勝任感，但該影響在統(tǒng)計上卻并未達到顯著水平，這可能跟員工評判自己能否勝任工作崗位要求的主要依據與時間因素關系不太密切有關；當然，其中更深層次的原因仍有待研究考證。

第三，當員工同時承受較高的挑戰(zhàn)型時間壓力和較低的阻礙型時間壓力時，他們在職業(yè)勝任、職業(yè)抱負和職業(yè)認可等方面通常擁有較高的幸福體驗；而當員工同時承受較低的挑戰(zhàn)型時間壓力和較高的阻礙型時間壓力時，他們在職業(yè)勝任、職業(yè)抱負和職業(yè)認可等方面的幸福體驗通常較低。雖然既有文獻中尚未發(fā)現上述交互影響的直接證據，但本研究的方差分析結果與JD－R雙過程模型的交互效應觀點［22］基本是一致的。當然，本研究的方差分析結果也發(fā)現，除員工在低挑戰(zhàn)型時間壓力－高阻礙型時間壓力時，其職業(yè)幸福感指標基本上都跟理論預期那樣顯著低于其他任何情形外，只要員工面臨高挑戰(zhàn)型時間壓力，不管其阻礙型時間壓力水平高低，他們的三個職業(yè)幸福感指標都表現出較高的水平。盡管在統(tǒng)計上并無可靠證據推翻此前的研究假設，但分析結果卻也未能完美地吻合 Bakker和 Demerouti（2007）［22］的研究結果，這是否意味著他們的JD－R雙過程模型需要根據文化背景、組織情境、工作條件和參與者特征等因素進行修正，則仍有待探討。

（二）管理啟示

在時間緊迫性普遍存在的當代組織情境中，本研究對企業(yè)在提升員工幸福感，建設幸福組織方面的管理實踐可能具有以下主要啟示。首先，企業(yè)管理者需要更新時間管理觀念，在適當規(guī)避阻礙型時間壓力的負面影響的前提下，正確認識挑戰(zhàn)型時間壓力可能給員工帶來的正面影響，從而在設計和采取對員工時間壓力進行管理的具體措施時，適當地通過調整任務進度，提醒截止日期和協調工作節(jié)奏等時間領導行為［24］，為員工創(chuàng)設一個時間要求適當緊迫，但又不至于超出員工力所能及的范圍，相反還能激勵員工斗志和工作激情的任務情境，從而充分發(fā)揮挑戰(zhàn)型時間壓力對員工職業(yè)幸福感的正面影響。其次，企業(yè)管理者在對待時間壓力時還應該摒棄非此即彼的片面思維，而應該充分發(fā)揮挑戰(zhàn)型時間壓力和阻礙型時間壓力的 “組合拳”效果，確保通過采取有效的時間領導行為及提出相應的工作任務要求，使得員工在面對時間緊迫性時保持較高水平的挑戰(zhàn)型時間壓力，同時把阻礙型時間壓力控制在較低的水平，盡量避免出現二者相反的組合情形。如此，將有望最大化地發(fā)揮時間壓力的正面效應，從而有效提升員工職業(yè)幸福感，進而為建立和維持企業(yè)在當代動態(tài)變化的商業(yè)環(huán)境中可持續(xù)的競爭優(yōu)勢奠定基礎。

（三）研究的創(chuàng)新、局限與未來展望

本研究從組織管理研究中近年興起的時間視角切入，構建并檢驗了挑戰(zhàn)型時間壓力和阻礙型時間壓力分別和交互地影響員工職業(yè)幸福感的關系模型，為豐富員工職業(yè)幸福感的相關研究內容和推動時間視角在組織管理研究中的應用積累了若干新穎的知識。但本研究也存在一定的局限，例如：研究樣本的數量及構成還不太理想，這可能制約研究結論的推廣能力；對挑戰(zhàn)型時間壓力和阻礙型時間壓力的測量都采用西方量表進行翻譯修訂，這也許會存在測量偏差，從而可能對研究結論產生干擾；實證分析采用的是截面數據，難以保證變量之間確實存在因果關系。對此，今后應該在時間緊迫性表現得更加明顯的行業(yè)邀請數量更多、結構更加豐富的人員參加調查，并且根據中國情境的特點開發(fā)或修訂更加適用的本土化挑戰(zhàn)型時間壓力和阻礙型時間壓力量表，也可以考慮采用實驗室實驗、準實驗或情境實驗研究的方法來收集相關數據開展研究，以便就挑戰(zhàn)型－阻礙型時間壓力對員工職業(yè)幸福感的影響這個問題展開更加準確的分析和探討，同時為當代可能時刻面臨時間緊迫性沖擊的企業(yè)藉以提升員工職業(yè)幸福感，建設幸福組織的管理實踐提供更有價值的啟示。

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