中年員工負(fù)性認(rèn)知偏向?qū)ぷ鬟吔鐝椥缘挠绊懀夯谛睦硪恢赂械闹薪樽饔?/h1>
2020-08-13 07:19:55徐藝雅吉祥井立沛陳前
卷宗 2020年17期
徐藝雅 吉祥 井立沛 陳前
摘 要：為明晰中年員工負(fù)性認(rèn)知偏向、工作邊界彈性和心理一致感的相互關(guān)系，對937名中年員工實(shí)施問卷調(diào)查。研究發(fā)現(xiàn)：中年員工的負(fù)性認(rèn)知偏向與工作邊界彈性正相關(guān)，負(fù)性認(rèn)知偏向與心理一致感顯著負(fù)相關(guān)。中年員工的心理一致感在負(fù)性認(rèn)知偏向與工作邊界彈性之間的中介效應(yīng)顯著。說明，負(fù)性認(rèn)知偏向預(yù)測中年員工的工作邊界彈性，其中介因素心理一致感水平的提升可以有效改善中年人的工作家庭邊界彈性。
關(guān)鍵詞：中年員工;負(fù)性認(rèn)知偏向;工作邊界彈性;心理一致感
1 引言
工作與家庭是中年人的主要活動(dòng)領(lǐng)域，隨著社會(huì)的高速發(fā)展，中年人作為社會(huì)勞動(dòng)力的先生力量，需要不斷更迭工作技能，擴(kuò)充工作知識(shí)，而在家庭中中年人承擔(dān)著反哺和養(yǎng)育孩子的壓力。工作與家庭領(lǐng)域?qū)χ心耆说囊庠浮r(shí)間、能力分割提出了高度的要求。個(gè)體對其能否離開所在領(lǐng)域去滿足另外一個(gè)領(lǐng)域需求的外部環(huán)境特征的認(rèn)知性評估，稱為邊界彈性[1]。工作邊界彈性指當(dāng)非工作領(lǐng)域（例如家庭）有需求時(shí)，個(gè)體在多大程度上愿意進(jìn)行角色轉(zhuǎn)換以及對其終止工作角色而滿足非工作角色的程度的評估。工作邊界彈性包含工作彈性意愿和工作彈性能力兩維度，工作彈性意愿指個(gè)體在工作領(lǐng)域時(shí)，當(dāng)家庭領(lǐng)域有需求的時(shí)候，個(gè)體在多大的程度上愿意做出角色的轉(zhuǎn)變;工作彈性能力指當(dāng)家庭角色有需求的時(shí)候，個(gè)體對其終止工作角色而滿足家庭角色的程度的評估[2]。
工作家庭邊界彈性能力和意愿的高低取決于個(gè)體對自己的認(rèn)知性評估，由此可知，個(gè)體的認(rèn)知偏向?qū)ぷ鬟吔鐝椥援a(chǎn)生一定影響。認(rèn)知偏向是指個(gè)體在認(rèn)知加工過程中傾向于某些刺激的一種加工偏向，通常體現(xiàn)在認(rèn)知加工過程中的各個(gè)階段，包括注意、解釋、對事件的記憶以及執(zhí)行控制等[3]。Fox、Ridgewell和Ashwin提出認(rèn)知是人們加工信息的過程，包括信息輸入、存儲(chǔ)和輸出的加工環(huán)節(jié)等環(huán)節(jié)，讓人們得以了解和認(rèn)識(shí)自身的經(jīng)歷，從而形成自我獨(dú)特的態(tài)度、思想、個(gè)性和信念。人們有可能在其中的一個(gè)或多個(gè)環(huán)節(jié)進(jìn)行有選擇性的加工，這種有選擇性的加工就是認(rèn)知偏向，是一種認(rèn)知模式，偏離一般的理性判斷[4]。認(rèn)知偏向包含正性認(rèn)知偏向和負(fù)性認(rèn)知偏向。負(fù)性認(rèn)知偏向指個(gè)體在對新刺激進(jìn)行加工時(shí)傾向于優(yōu)先加工與自己有關(guān)的負(fù)性信息。
負(fù)性認(rèn)知偏向使個(gè)體對新刺激做出負(fù)性行為反應(yīng)，正性認(rèn)知也會(huì)導(dǎo)致個(gè)體在加工信息的過程中減少對負(fù)性信息的處理頻率及加工深度。心理一致感是個(gè)體對生活的總體感受和認(rèn)知，是個(gè)體內(nèi)部穩(wěn)定的心理傾向，綜合體現(xiàn)了個(gè)體對內(nèi)外環(huán)境的應(yīng)激、自己應(yīng)對壓力所具有的資源以及對生活意義的感知，表達(dá)了個(gè)體擁有一種普遍、持久、動(dòng)態(tài)的信心感研究方法[5]。國內(nèi)學(xué)者劉艷也提出心理一致感作為有益健康模型的核心概念，是個(gè)體內(nèi)部穩(wěn)定的個(gè)人傾向，是一種對生活總體的認(rèn)知和感受，由可控制感、可理解感、意義感三種因素所構(gòu)成的特殊心理防御機(jī)制，能夠更好的緩解以及應(yīng)對所存在的不良應(yīng)激環(huán)境以及相關(guān)的事件，進(jìn)而確保個(gè)體有著良好的身心健康[6]。心理一致感包含可理解、可控制、意義感三維度，可理解指個(gè)體對來自內(nèi)外部環(huán)境的應(yīng)激源是認(rèn)為有結(jié)構(gòu)的、可以預(yù)判、可以解釋，屬于認(rèn)知成分，強(qiáng)調(diào)個(gè)體對生活的邏輯理解;可控制指個(gè)體應(yīng)對生活中挑戰(zhàn)所獲資源的控制感知，屬于工具成分，強(qiáng)調(diào)個(gè)體對生活的控制感知;意義感指個(gè)體認(rèn)為生活都是有意義的，值得為某件事花費(fèi)精力，屬于動(dòng)機(jī)成分，強(qiáng)調(diào)個(gè)體對生活的情感性投入。
基于上述觀點(diǎn)，本研究立足于個(gè)體利用心理資源以應(yīng)對負(fù)性生活事件的角度對中年員工的負(fù)性認(rèn)知偏向、工作邊界彈性、自我構(gòu)念三者間的關(guān)系進(jìn)行探討，研究假設(shè)：中年員工的負(fù)性認(rèn)知偏向、工作邊界彈性、自我構(gòu)念間存在相關(guān)性。心理一致感在中年員工負(fù)性認(rèn)知偏向與工作邊界彈性之間起到中介作用。
2 研究方法
2.1 研究工具
2.1.1 正負(fù)性信息注意量表（Attention to Positive and Negative Information Scale，APNIS）
采用Noguchi等人編制正負(fù)性信息注意量表（APNIS）[7]。該量表分為正性自我、正性他人、負(fù)性自我、負(fù)性他人四個(gè)維度，共29個(gè)題目。采用該量表中負(fù)性自我、負(fù)性他人兩個(gè)分量表共11題。使用Likert五點(diǎn)計(jì)分法，總量表α系數(shù)為0.89。
2.1.2 工作-家庭邊界彈性量表（work-family boundary?flexibility sacle，WFBFS）
由Matthews和Barnes-Farrell（2010）編制的工作家庭邊界彈性量表[2]。該量表由工作彈性能力、家庭彈性能力、工作彈性意愿、家庭彈性意愿四個(gè)分量表，共16個(gè)題目組成。采用該量表中工作彈性能力、工作彈性意愿兩個(gè)分量表共9個(gè)題目。使用Likert五點(diǎn)計(jì)分法。本研究中量表的α系數(shù)為0.86。
2.1.3 心理一致感量表（Sense of Coherence-13，SOC-13）
由Antonovsky（1987）編制心理一致感量表[5]。采用包蕾萍、劉俊升（2005）修訂的中文版[8]。該量表由可理解、可控制、意義感三個(gè)分量表，共13個(gè)題目組成。使用Likert五點(diǎn)計(jì)分法。本研究中量表的α系數(shù)為0.80。
2.2 研究對象
選取45歲至59歲的中年員工作為被試，共發(fā)放紙質(zhì)問卷1000份，剔除遺漏及不誠實(shí)回答等無效問卷，得到有效問卷共937份，有效回收率為93.7%。其中，被測男性389名（41.5%），女性548名（58.5%）。45歲-49歲中年人676名（72.1%），50-54歲中年人192名（20.5%），55-59歲中年人69名（7.4%）。
3 結(jié)果
3.1 共同方向偏差檢驗(yàn)
鑒于研究采用被試自評的調(diào)查方法，因此可能存在共同方法偏差問題，需要通過檢驗(yàn)以確定共同方法偏差是否對研究產(chǎn)生顯著影響。對所有量表?xiàng)l目進(jìn)行探索性因素分析，提取特征根大于1的因子7個(gè)，首因子方差解釋率為20.64%，低于共同方法偏差40%的評定標(biāo)準(zhǔn)，共同方法偏差影響不顯著。
3.2 負(fù)性認(rèn)知偏向、工作邊界彈性、心理一致感的相關(guān)分析
研究發(fā)現(xiàn)，中年員工負(fù)性認(rèn)知偏向和工作邊界彈性顯著正相關(guān)，與心理一致感呈顯著負(fù)相關(guān)，工作邊界彈性與心理一致感顯著負(fù)相關(guān)（見表1）。
3.3 心理一致感在負(fù)性認(rèn)知偏向和工作邊界彈性間的中介作用
以工作邊界彈性總分為因變量，使用最大似然法擬合數(shù)據(jù)建立結(jié)構(gòu)方程模型，各項(xiàng)擬合指數(shù)中，χ2/df=3.154，NFI=.99，RFI=.98，IFI=.99，TLI=.99，CFI=.99，RMSEA=.05，模型擬合良好。依據(jù)溫忠麟等提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法[9]：1）以工作邊界彈性為因變量，負(fù)性認(rèn)知偏向?yàn)樽宰兞浚貧w系數(shù)顯著;2）以心理一致感為因變量，負(fù)性認(rèn)知偏向?yàn)樽宰兞?，回歸系數(shù)顯著;3）以工作邊界彈性為因變量，負(fù)性認(rèn)知偏向和心理一致感為自變量，二者回歸系數(shù)顯著。表2可見心理一致感在負(fù)性認(rèn)知偏向?qū)ぷ鬟吔鐝椥缘挠绊懼芯哂胁糠种薪樽饔?，中介效?yīng)與總效應(yīng)之比為74.1%。負(fù)性認(rèn)知偏向即可直接作用于工作邊界彈性，也可通過心理一致感間接作用于工作邊界彈性（直接效應(yīng)為0.06，間接效應(yīng)為0.17），負(fù)性認(rèn)知偏向和心理一致感對工作邊界彈性的總效應(yīng)為0.23，結(jié)構(gòu)方程模型見圖1。
4 討論
4.1 變量間的相關(guān)關(guān)系
研究發(fā)現(xiàn)，中年員工的負(fù)性認(rèn)知偏向與心理一致感顯著負(fù)相關(guān)，與工作邊界彈性顯著正相關(guān)。心理一致感與工作邊界彈性顯著負(fù)相關(guān)。當(dāng)中年員工的負(fù)性認(rèn)知偏向水平較高時(shí)，心理一致感水平降低，工作邊界彈性隨之增強(qiáng)。中年員工處于工作與家庭兩個(gè)主要活動(dòng)領(lǐng)域中，由此，當(dāng)兩個(gè)領(lǐng)域?qū)€(gè)體的時(shí)間、能力均產(chǎn)生需求時(shí)，便產(chǎn)生工作-家庭沖突。工作-家庭沖突指個(gè)體在有限的時(shí)間、高水平的壓力和競爭性的行為期望間所引發(fā)角色之間的相互沖突[10]?；谡J(rèn)知的工作-家庭沖突是研究者們?nèi)找骊P(guān)注的問題，由于工作性質(zhì)的變化或工作任務(wù)的增多，個(gè)體在信息加工的過程中更傾向于使用消極加工方式，使工作和非工作間的邊界逐漸模糊，工作與家庭領(lǐng)域的沖突比以往任何時(shí)候都更強(qiáng)，而工作-家庭沖突與工作邊界彈性正相關(guān)[11]。由此可知，個(gè)體負(fù)性認(rèn)知偏向水平越高，工作-家庭沖突越強(qiáng)，工作邊界彈性越高。心理一致感與工作邊界彈性顯著負(fù)相關(guān)表明當(dāng)中年員工的心理一致感水平處于較高狀態(tài)時(shí)，工作邊界彈性較弱。在相關(guān)文獻(xiàn)和研究中發(fā)現(xiàn)，心理一致感低的個(gè)體更容易感知到處理日常沖突的壓力，而心理一致感高的個(gè)體會(huì)充滿信心且積極地應(yīng)對應(yīng)激源。Diraz等人通過對40名工作女性的追蹤研究發(fā)現(xiàn)心理一致感低的個(gè)體會(huì)增加工作與家庭角色間的沖突，從而降低生活滿意度[12]。
4.2 心理一致感的中介效應(yīng)
以心理一致感作為負(fù)性認(rèn)知偏向和工作邊界彈性中介的先行研究較少，由此本文以這一全新視角為切入點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)中年員工的心理一致感在負(fù)性認(rèn)知偏向與工作邊界彈性之間的中介效應(yīng)顯著。根據(jù)Takeuchi的研究可知心理一致感水平較低的護(hù)士出現(xiàn)工作-家庭沖突的可能性更高，工作彈性意愿增強(qiáng)，先前的研究也支持了該觀點(diǎn)：心理一致感得分高的個(gè)體相對于得分低的個(gè)體在工作中體驗(yàn)到更少的壓力，工作彈性意愿及工作彈性能力更高[13]。此外，在非工作時(shí)間思考工作問題會(huì)不斷占用個(gè)體的認(rèn)知資源，產(chǎn)生工作-非工作沖突和壓力，提升工作-家庭邊界彈性，還會(huì)使個(gè)人在心理層面感到疲憊，心理資源枯竭，降低個(gè)體的心理一致感水平[14]。由此，中年員工應(yīng)積極提升個(gè)體個(gè)體心理一致感，增強(qiáng)對生活總體的認(rèn)知和感受，以應(yīng)對不良應(yīng)激環(huán)境以及相關(guān)的事件，在工作和非工作領(lǐng)域能及時(shí)調(diào)動(dòng)心理資源，進(jìn)而確保個(gè)體有著良好的身心健康。
參考文獻(xiàn)
[1]Matthews，R.A.，Barnes-Farrell，J.L.，& Bulger，C.A.Advancing measurement of work and family domain boundary characteristics.Journal of Vocational Behavior，2010，77（3）， 447–460.
[2]Matthews，R.A.，& Barnes-Farrell，J.L..Development and initial evaluation of an enhanced measure of boundary flexibility for the work and family domains. Journal of Occupational Health Psychology，2010，15（3）， 330–346.
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[5]Antonovsky，A.Unraveling the mystery of health. San Francisco：Jossey-Bass，1987.
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[7]Noguchi，K.，Gohm，C.L.，& Dasky，D.J.Cognitivie tendencies of focusing on positive and negative information. Journal of Research in Persinality，2006，40（6）， 891-910.
[8]包蕾萍，劉俊升.心理一致感量表（SOC-13）中文版的修訂.中國臨床心理學(xué)雜志，2005，（04），24-26.
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[11]蘇蓓琳. 公益從業(yè)者的工作—家庭邊界彈性及其對工作—家庭沖突的影響[D].華中師范大學(xué)，2015.
[12]Diraz，T.，Ortlepp，K.，& Greyling， M.The relationship between inter-role conflict， life satisfaction and sense of coherence in a sample of working mothers. South African Journal of Psychology，2003，33（3）， 191-194.
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[14]Freudenberger， H. J.Staff burnout. Journal of Social Issues，1974，30，159-165.
徐藝雅 吉祥 井立沛 陳前
摘 要：為明晰中年員工負(fù)性認(rèn)知偏向、工作邊界彈性和心理一致感的相互關(guān)系，對937名中年員工實(shí)施問卷調(diào)查。研究發(fā)現(xiàn)：中年員工的負(fù)性認(rèn)知偏向與工作邊界彈性正相關(guān)，負(fù)性認(rèn)知偏向與心理一致感顯著負(fù)相關(guān)。中年員工的心理一致感在負(fù)性認(rèn)知偏向與工作邊界彈性之間的中介效應(yīng)顯著。說明，負(fù)性認(rèn)知偏向預(yù)測中年員工的工作邊界彈性，其中介因素心理一致感水平的提升可以有效改善中年人的工作家庭邊界彈性。
關(guān)鍵詞：中年員工;負(fù)性認(rèn)知偏向;工作邊界彈性;心理一致感
1 引言
工作與家庭是中年人的主要活動(dòng)領(lǐng)域，隨著社會(huì)的高速發(fā)展，中年人作為社會(huì)勞動(dòng)力的先生力量，需要不斷更迭工作技能，擴(kuò)充工作知識(shí)，而在家庭中中年人承擔(dān)著反哺和養(yǎng)育孩子的壓力。工作與家庭領(lǐng)域?qū)χ心耆说囊庠浮r(shí)間、能力分割提出了高度的要求。個(gè)體對其能否離開所在領(lǐng)域去滿足另外一個(gè)領(lǐng)域需求的外部環(huán)境特征的認(rèn)知性評估，稱為邊界彈性[1]。工作邊界彈性指當(dāng)非工作領(lǐng)域（例如家庭）有需求時(shí)，個(gè)體在多大程度上愿意進(jìn)行角色轉(zhuǎn)換以及對其終止工作角色而滿足非工作角色的程度的評估。工作邊界彈性包含工作彈性意愿和工作彈性能力兩維度，工作彈性意愿指個(gè)體在工作領(lǐng)域時(shí)，當(dāng)家庭領(lǐng)域有需求的時(shí)候，個(gè)體在多大的程度上愿意做出角色的轉(zhuǎn)變;工作彈性能力指當(dāng)家庭角色有需求的時(shí)候，個(gè)體對其終止工作角色而滿足家庭角色的程度的評估[2]。
工作家庭邊界彈性能力和意愿的高低取決于個(gè)體對自己的認(rèn)知性評估，由此可知，個(gè)體的認(rèn)知偏向?qū)ぷ鬟吔鐝椥援a(chǎn)生一定影響。認(rèn)知偏向是指個(gè)體在認(rèn)知加工過程中傾向于某些刺激的一種加工偏向，通常體現(xiàn)在認(rèn)知加工過程中的各個(gè)階段，包括注意、解釋、對事件的記憶以及執(zhí)行控制等[3]。Fox、Ridgewell和Ashwin提出認(rèn)知是人們加工信息的過程，包括信息輸入、存儲(chǔ)和輸出的加工環(huán)節(jié)等環(huán)節(jié)，讓人們得以了解和認(rèn)識(shí)自身的經(jīng)歷，從而形成自我獨(dú)特的態(tài)度、思想、個(gè)性和信念。人們有可能在其中的一個(gè)或多個(gè)環(huán)節(jié)進(jìn)行有選擇性的加工，這種有選擇性的加工就是認(rèn)知偏向，是一種認(rèn)知模式，偏離一般的理性判斷[4]。認(rèn)知偏向包含正性認(rèn)知偏向和負(fù)性認(rèn)知偏向。負(fù)性認(rèn)知偏向指個(gè)體在對新刺激進(jìn)行加工時(shí)傾向于優(yōu)先加工與自己有關(guān)的負(fù)性信息。
負(fù)性認(rèn)知偏向使個(gè)體對新刺激做出負(fù)性行為反應(yīng)，正性認(rèn)知也會(huì)導(dǎo)致個(gè)體在加工信息的過程中減少對負(fù)性信息的處理頻率及加工深度。心理一致感是個(gè)體對生活的總體感受和認(rèn)知，是個(gè)體內(nèi)部穩(wěn)定的心理傾向，綜合體現(xiàn)了個(gè)體對內(nèi)外環(huán)境的應(yīng)激、自己應(yīng)對壓力所具有的資源以及對生活意義的感知，表達(dá)了個(gè)體擁有一種普遍、持久、動(dòng)態(tài)的信心感研究方法[5]。國內(nèi)學(xué)者劉艷也提出心理一致感作為有益健康模型的核心概念，是個(gè)體內(nèi)部穩(wěn)定的個(gè)人傾向，是一種對生活總體的認(rèn)知和感受，由可控制感、可理解感、意義感三種因素所構(gòu)成的特殊心理防御機(jī)制，能夠更好的緩解以及應(yīng)對所存在的不良應(yīng)激環(huán)境以及相關(guān)的事件，進(jìn)而確保個(gè)體有著良好的身心健康[6]。心理一致感包含可理解、可控制、意義感三維度，可理解指個(gè)體對來自內(nèi)外部環(huán)境的應(yīng)激源是認(rèn)為有結(jié)構(gòu)的、可以預(yù)判、可以解釋，屬于認(rèn)知成分，強(qiáng)調(diào)個(gè)體對生活的邏輯理解;可控制指個(gè)體應(yīng)對生活中挑戰(zhàn)所獲資源的控制感知，屬于工具成分，強(qiáng)調(diào)個(gè)體對生活的控制感知;意義感指個(gè)體認(rèn)為生活都是有意義的，值得為某件事花費(fèi)精力，屬于動(dòng)機(jī)成分，強(qiáng)調(diào)個(gè)體對生活的情感性投入。
基于上述觀點(diǎn)，本研究立足于個(gè)體利用心理資源以應(yīng)對負(fù)性生活事件的角度對中年員工的負(fù)性認(rèn)知偏向、工作邊界彈性、自我構(gòu)念三者間的關(guān)系進(jìn)行探討，研究假設(shè)：中年員工的負(fù)性認(rèn)知偏向、工作邊界彈性、自我構(gòu)念間存在相關(guān)性。心理一致感在中年員工負(fù)性認(rèn)知偏向與工作邊界彈性之間起到中介作用。
2 研究方法
2.1 研究工具
2.1.1 正負(fù)性信息注意量表（Attention to Positive and Negative Information Scale，APNIS）
采用Noguchi等人編制正負(fù)性信息注意量表（APNIS）[7]。該量表分為正性自我、正性他人、負(fù)性自我、負(fù)性他人四個(gè)維度，共29個(gè)題目。采用該量表中負(fù)性自我、負(fù)性他人兩個(gè)分量表共11題。使用Likert五點(diǎn)計(jì)分法，總量表α系數(shù)為0.89。
2.1.2 工作-家庭邊界彈性量表（work-family boundary?flexibility sacle，WFBFS）
由Matthews和Barnes-Farrell（2010）編制的工作家庭邊界彈性量表[2]。該量表由工作彈性能力、家庭彈性能力、工作彈性意愿、家庭彈性意愿四個(gè)分量表，共16個(gè)題目組成。采用該量表中工作彈性能力、工作彈性意愿兩個(gè)分量表共9個(gè)題目。使用Likert五點(diǎn)計(jì)分法。本研究中量表的α系數(shù)為0.86。
2.1.3 心理一致感量表（Sense of Coherence-13，SOC-13）
由Antonovsky（1987）編制心理一致感量表[5]。采用包蕾萍、劉俊升（2005）修訂的中文版[8]。該量表由可理解、可控制、意義感三個(gè)分量表，共13個(gè)題目組成。使用Likert五點(diǎn)計(jì)分法。本研究中量表的α系數(shù)為0.80。
2.2 研究對象
選取45歲至59歲的中年員工作為被試，共發(fā)放紙質(zhì)問卷1000份，剔除遺漏及不誠實(shí)回答等無效問卷，得到有效問卷共937份，有效回收率為93.7%。其中，被測男性389名（41.5%），女性548名（58.5%）。45歲-49歲中年人676名（72.1%），50-54歲中年人192名（20.5%），55-59歲中年人69名（7.4%）。
3 結(jié)果
3.1 共同方向偏差檢驗(yàn)
鑒于研究采用被試自評的調(diào)查方法，因此可能存在共同方法偏差問題，需要通過檢驗(yàn)以確定共同方法偏差是否對研究產(chǎn)生顯著影響。對所有量表?xiàng)l目進(jìn)行探索性因素分析，提取特征根大于1的因子7個(gè)，首因子方差解釋率為20.64%，低于共同方法偏差40%的評定標(biāo)準(zhǔn)，共同方法偏差影響不顯著。
3.2 負(fù)性認(rèn)知偏向、工作邊界彈性、心理一致感的相關(guān)分析
研究發(fā)現(xiàn)，中年員工負(fù)性認(rèn)知偏向和工作邊界彈性顯著正相關(guān)，與心理一致感呈顯著負(fù)相關(guān)，工作邊界彈性與心理一致感顯著負(fù)相關(guān)（見表1）。
3.3 心理一致感在負(fù)性認(rèn)知偏向和工作邊界彈性間的中介作用
以工作邊界彈性總分為因變量，使用最大似然法擬合數(shù)據(jù)建立結(jié)構(gòu)方程模型，各項(xiàng)擬合指數(shù)中，χ2/df=3.154，NFI=.99，RFI=.98，IFI=.99，TLI=.99，CFI=.99，RMSEA=.05，模型擬合良好。依據(jù)溫忠麟等提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法[9]：1）以工作邊界彈性為因變量，負(fù)性認(rèn)知偏向?yàn)樽宰兞浚貧w系數(shù)顯著;2）以心理一致感為因變量，負(fù)性認(rèn)知偏向?yàn)樽宰兞?，回歸系數(shù)顯著;3）以工作邊界彈性為因變量，負(fù)性認(rèn)知偏向和心理一致感為自變量，二者回歸系數(shù)顯著。表2可見心理一致感在負(fù)性認(rèn)知偏向?qū)ぷ鬟吔鐝椥缘挠绊懼芯哂胁糠种薪樽饔?，中介效?yīng)與總效應(yīng)之比為74.1%。負(fù)性認(rèn)知偏向即可直接作用于工作邊界彈性，也可通過心理一致感間接作用于工作邊界彈性（直接效應(yīng)為0.06，間接效應(yīng)為0.17），負(fù)性認(rèn)知偏向和心理一致感對工作邊界彈性的總效應(yīng)為0.23，結(jié)構(gòu)方程模型見圖1。
4 討論
4.1 變量間的相關(guān)關(guān)系
研究發(fā)現(xiàn)，中年員工的負(fù)性認(rèn)知偏向與心理一致感顯著負(fù)相關(guān)，與工作邊界彈性顯著正相關(guān)。心理一致感與工作邊界彈性顯著負(fù)相關(guān)。當(dāng)中年員工的負(fù)性認(rèn)知偏向水平較高時(shí)，心理一致感水平降低，工作邊界彈性隨之增強(qiáng)。中年員工處于工作與家庭兩個(gè)主要活動(dòng)領(lǐng)域中，由此，當(dāng)兩個(gè)領(lǐng)域?qū)€(gè)體的時(shí)間、能力均產(chǎn)生需求時(shí)，便產(chǎn)生工作-家庭沖突。工作-家庭沖突指個(gè)體在有限的時(shí)間、高水平的壓力和競爭性的行為期望間所引發(fā)角色之間的相互沖突[10]?；谡J(rèn)知的工作-家庭沖突是研究者們?nèi)找骊P(guān)注的問題，由于工作性質(zhì)的變化或工作任務(wù)的增多，個(gè)體在信息加工的過程中更傾向于使用消極加工方式，使工作和非工作間的邊界逐漸模糊，工作與家庭領(lǐng)域的沖突比以往任何時(shí)候都更強(qiáng)，而工作-家庭沖突與工作邊界彈性正相關(guān)[11]。由此可知，個(gè)體負(fù)性認(rèn)知偏向水平越高，工作-家庭沖突越強(qiáng)，工作邊界彈性越高。心理一致感與工作邊界彈性顯著負(fù)相關(guān)表明當(dāng)中年員工的心理一致感水平處于較高狀態(tài)時(shí)，工作邊界彈性較弱。在相關(guān)文獻(xiàn)和研究中發(fā)現(xiàn)，心理一致感低的個(gè)體更容易感知到處理日常沖突的壓力，而心理一致感高的個(gè)體會(huì)充滿信心且積極地應(yīng)對應(yīng)激源。Diraz等人通過對40名工作女性的追蹤研究發(fā)現(xiàn)心理一致感低的個(gè)體會(huì)增加工作與家庭角色間的沖突，從而降低生活滿意度[12]。
4.2 心理一致感的中介效應(yīng)
以心理一致感作為負(fù)性認(rèn)知偏向和工作邊界彈性中介的先行研究較少，由此本文以這一全新視角為切入點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)中年員工的心理一致感在負(fù)性認(rèn)知偏向與工作邊界彈性之間的中介效應(yīng)顯著。根據(jù)Takeuchi的研究可知心理一致感水平較低的護(hù)士出現(xiàn)工作-家庭沖突的可能性更高，工作彈性意愿增強(qiáng)，先前的研究也支持了該觀點(diǎn)：心理一致感得分高的個(gè)體相對于得分低的個(gè)體在工作中體驗(yàn)到更少的壓力，工作彈性意愿及工作彈性能力更高[13]。此外，在非工作時(shí)間思考工作問題會(huì)不斷占用個(gè)體的認(rèn)知資源，產(chǎn)生工作-非工作沖突和壓力，提升工作-家庭邊界彈性，還會(huì)使個(gè)人在心理層面感到疲憊，心理資源枯竭，降低個(gè)體的心理一致感水平[14]。由此，中年員工應(yīng)積極提升個(gè)體個(gè)體心理一致感，增強(qiáng)對生活總體的認(rèn)知和感受，以應(yīng)對不良應(yīng)激環(huán)境以及相關(guān)的事件，在工作和非工作領(lǐng)域能及時(shí)調(diào)動(dòng)心理資源，進(jìn)而確保個(gè)體有著良好的身心健康。
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