新就業(yè)形態(tài)從業(yè)人員工作不安全感對其工作投入的影響研究
——以組織認同為中介變量

徐興強，劉佳芮

(常州大學瞿秋白政府管理學院，江蘇 常州 213159)

1 背景與問題

十三屆全國人大四次會議閉幕后，李克強總理在回答中外記者的提問時指出，就業(yè)是民生之本，是發(fā)展之基，也是財富創(chuàng)造的源頭活水。隨著全球經(jīng)濟衰退以及國際市場環(huán)境和貿(mào)易政策的變化，就業(yè)問題成為許多國家極為關(guān)注的問題。近年來，我國經(jīng)濟增速放緩，結(jié)構(gòu)調(diào)整進入關(guān)鍵期，但在穩(wěn)定就業(yè)方面的業(yè)績?nèi)暂^為出彩。21世紀以來，“靈活就業(yè)”常常出現(xiàn)在政府的文件中，而“新就業(yè)形態(tài)”就是隨著經(jīng)濟和互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展，順應時代變化而衍生出的一種新型就業(yè)方式。它具有不同于傳統(tǒng)就業(yè)方式的靈活性，以互聯(lián)網(wǎng)等現(xiàn)代信息技術(shù)為依托，是一種實現(xiàn)了去雇主化、平臺化的就業(yè)模式。2020年的新冠肺炎疫情，給我國穩(wěn)定就業(yè)工程造成了不小的沖擊，使得我國經(jīng)濟社會發(fā)展面臨了從未有過的困難，就業(yè)形勢較以往更為嚴峻。在此背景下，“新就業(yè)形態(tài)”的發(fā)展，對穩(wěn)定就業(yè)以及提供更多就業(yè)機會來說顯得至關(guān)重要?！靶戮蜆I(yè)形態(tài)”目前仍面臨一些問題，如相關(guān)的法律法規(guī)仍需完善、現(xiàn)有的新就業(yè)形態(tài)從業(yè)人員的社會保障力度不足、平臺化的發(fā)展還會面對許多制度上的阻礙等[1]。

Martin E.P.Seligman于2000年提出積極心理學的概念，之后關(guān)于積極心理學方面的研究逐漸增多，因此組織行為學研究者的注意力也開始從工作倦怠等消極方面轉(zhuǎn)向工作投入等積極品質(zhì)。隨著經(jīng)濟的不斷發(fā)展，尤其在新就業(yè)形態(tài)發(fā)展的背景下，員工的工作時間更具彈性化，工作方式則更具個性化?；诖朔N現(xiàn)象，企業(yè)開始采取更多措施來提高員工的工作投入。

學者對工作不安全感的研究多以其作為前因變量去研究其對工作態(tài)度和行為等的影響，多數(shù)研究得出工作不安全感有消極影響[2]。秦潤瑩[3]在文章中指出，工作不安全感對組織和員工都有不利影響且工作不安全感與工作投入呈負相關(guān)。但同時文獻[2]也指出，民營企業(yè)中的員工，其工作不安全感與工作投入呈倒U型曲線關(guān)系。由此可知，工作投入與工作不安全感二者之間的關(guān)系是復雜的，仍存在更多可探性，可以引入其他變量對二者進行更深入的研究。

通過文獻閱讀可以看出對工作不安全感、工作投入以及組織認同這三者之間的研究大多數(shù)以兩兩之間的研究為主，很少將三者結(jié)合起來研究。在新就業(yè)形態(tài)所具有的不確定性背景下，其從業(yè)人員的工作不安全感是否對其工作投入產(chǎn)生影響？二者與組織認同又會有哪些聯(lián)系？組織認同在二者之間又能起到哪些作用？本文通過討論以上三者之間的關(guān)系來更好地了解和利用新就業(yè)形態(tài)，以期為之后的研究提供更大的推動力。

2 研究設(shè)計

2.1 工作不安全感對工作投入的影響

從基本概念來看，工作安全感偏向于員工對自身工作連續(xù)性和能被長期雇傭的期望，工作安全感越高，意味著員工在自身崗位上的穩(wěn)定性越強，員工愿意認真工作，提高績效，從而回報組織對其工作和生活的保障，這使得員工擁有積極的心理狀態(tài)。反之，如果員工處于工作不安全的壓力下，面對工作的不確定和不穩(wěn)定，其工作熱情會大打折扣，從而影響個人的工作投入。以往的研究[4]能夠證明工作不安全感與工作績效、工作態(tài)度之間的負相關(guān)關(guān)系。

社會交換理論指出人們所進行的社會活動都是為了獲得相應的精神回報，是一種相互利好的行為，當一方采取了相應的行為來改善二者之間的關(guān)系，那么另一方在得到好處后也會積極回饋對方，給予對方正向的回報。如果組織為員工提供了舒適穩(wěn)定的環(huán)境，在感覺安全的情況下，員工就會提高自身對工作的投入程度，回饋組織。因此，新就業(yè)形態(tài)從業(yè)人員的工作不安全感能否作為自身愿望未被滿足所產(chǎn)生的消極影響，去影響相應的工作投入，需要進一步探究。

馬斯洛需求層次理論的第二等級為安全需求，即人們需要安全和穩(wěn)定來消除焦慮和恐懼。工作不安全感是因個體對未來工作連續(xù)性的擔憂而產(chǎn)生的，因此，工作不安全感的降低，能夠減少員工對未來的焦慮，增強其工作安全感。

2.2 組織認同的中介效應

組織認同這一概念最初由學者March和Simon提出，之后隨著研究的不斷深入與擴充，按不同的定義其下設(shè)維度有一維度、二維度、三維度、四維度以及九維度。

以往的研究可以看出，多數(shù)學者都以組織認同的積極影響作為研究點，比如，學者們認為提高員工的組織認同度有利于提高其組織績效和工作幸福感，保持良好的人際關(guān)系等。劉彬[5]指出，員工的組織認同與其工作績效呈顯著正相關(guān)關(guān)系。當員工對組織的認可度較高時，他們就更傾向于在個人行為、價值觀等方面與組織保持一致，在工作中也表現(xiàn)得更積極，工作投入水平也更高。消極的組織認同，會導致工作幸福感、績效與創(chuàng)新程度降低，引發(fā)負面情緒。而在積極的組織認同引導下，員工對組織有歸屬感和信任感，更容易做出符合組織利益的決策，弱化工作不安全感的負面影響[6]。綜合來看，組織認同對工作投入與工作不安全感都分別有影響，但在這兩者中起消極作用還是積極的調(diào)解效應，仍需進一步研究。

基于以上理論，提出以下假設(shè)：

H1：新就業(yè)形態(tài)從業(yè)人員的工作不安全感與其工作投入呈負相關(guān)關(guān)系：

H2：新就業(yè)形態(tài)從業(yè)人員的工作不安全感與其組織認同呈負相關(guān)關(guān)系：

H3：新就業(yè)形態(tài)從業(yè)人員的組織認同在其工作不安全感與工作投入之間起中介作用。

2.3 測量工具

在問卷設(shè)計方面，工作不安全感量表采用胡三嫚、李中斌[7]的企業(yè)員工工作不安全感實證研究中的五維25題量表，該量表分為5個維度：A1工作喪失不安全感，A2人際關(guān)系不安全感，A3工作執(zhí)行不安全感，A4過度競爭不安全感，A5薪酬晉升不安全感。采用李克特5點計分法，從1分到5分分別表示程度為“完全符合”“符合”“不一定”“不符合”“完全不符合”。

工作投入量表采用李金波等[8]在工作投入的組織相關(guān)因素研究中所修改的由Schaufeli等人[9]編制的三維16題量表。該量表分為3個維度：B1活力，B2奉獻，B3專注。本次研究對量表進行了一定程度的改寫，保留原有的維度，修改后的最終量表包括13個題項。該量表同樣采用李克特5點計分法，從1分到5分分別表示程度為“完全符合”“符合”“不一定”“不符合”“完全不符合”。

組織認同量表采用李永鑫等[10]在組織認同研究中所采用的Cheney編制的組織認同單維25題量表，針對本次研究主題對該量表進行了題目更改，形成新就業(yè)形態(tài)從業(yè)人員組織認同單維10題量表，采用李克特5點計分法，從1分到5分分別表示程度為“完全符合”“符合”“不一定”“不符合”“完全不符合”。

3 數(shù)據(jù)分析

本研究共發(fā)放問卷450份，回收問卷450份，剔除無效問卷44份，共收集有效問卷406份，有效回收率為90.2%。收集的數(shù)據(jù)來源于江蘇、上海、浙江、北京等地的新就業(yè)形態(tài)從業(yè)人員。問卷分為4個部分，后3個部分采用李克特5點計分法進行測量，從“完全符合”“符合”“不一定”“不符合”“完全不符合”相應賦值1～5分。被測樣本中男性占56.7%，女性占43.3%，年齡多集中于18～35歲；最高學歷多集中在高中/中專及大專，比例分別占26.6%和28.3%，具有本科學歷的占23.9%；工作年限2年以上所占比例最多，為28.3%；工作形式方面，54.4%為全日制用工，28.3%為非全日制用工，17.3%為勞務(wù)派遣員工。

3.1 信度檢驗

3.1.1 工作不安全感

通過對工作不安全感量表的檢驗，得出其Crobach’sα值為0.916。同時本次檢驗還計算了其中下設(shè)的5個維度的Crobach’sα值，分別為0.797、0.795、0.718、0.725和0.775，均大于0.7。因此可得出，本次研究所采用的量表可信度較高，問卷真實度高。

3.1.2 工作投入

通過對工作投入量表的檢驗，得出其Crobach’sα值為0.906，其下所設(shè)的3個維度的Crobach’sα值分別為0.788、0.795、0.733，均大于0.7。由此可得出，對工作投入研究所采用的量表可信度較高，能夠支撐起接下來的數(shù)據(jù)操作。

3.1.3 組織認同

運用同樣的檢驗方法，通過SPSS檢驗得出組織認同量表的Crobach’s α值為0.899，超過0.7。由此可以得出，該組織認同單維量表的可信度高，問卷真實度高，可以進行下一步操作。

3.2 效度檢驗

3.2.1 工作不安全感

對工作不安全感量表進行分析，該量表的KMO值為0.886，Bartlett's球形檢驗結(jié)果顯著，滿足檢驗要求，能夠繼續(xù)進行之后的分析。

3.2.2 工作投入

對工作投入量表進行分析，該量表的KMO值為0.756，Bartlett's球形檢驗結(jié)果顯著，符合要求，能夠繼續(xù)進行之后的分析。

3.2.3 組織認同

對組織認同量表進行分析，該量表的KMO值為0.935，遠大于要求的0.6，Bartlett's球形檢驗結(jié)果顯著，因此該量表具有良好的效度，能夠為之后的數(shù)據(jù)分析提供支撐。

3.3 變量的描述性統(tǒng)計分析

通過描述性統(tǒng)計分析(表1)，能夠?qū)λ占?06份數(shù)據(jù)有一個大致的了解，為之后進行的相關(guān)分析和回歸分析提供基礎(chǔ)數(shù)據(jù)支撐。

表1 描述性統(tǒng)計分析表

3.4 相關(guān)性分析

相關(guān)性分析是在確認了3個量表信效度的基礎(chǔ)上進行的研究。對工作不安全感、工作投入和組織認同量表中的各變量進行相關(guān)性分析，如表2所示，分析結(jié)果顯示在0.01級別上顯著相關(guān)。根據(jù)前文假設(shè)，工作不安全感與工作投入以及組織認同的顯著相關(guān)性得到驗證。通過SPSS分析，得到各變量間的相關(guān)性和相關(guān)系數(shù)，由于前文假設(shè)的變量影響因果關(guān)系還不明確，因此需要進行回歸分析來進一步對前文假設(shè)進行驗證。

表2 相關(guān)系數(shù)表

3.5 回歸分析

3.5.1 主效應檢驗

表3為工作不安全感對工作投入的回歸分析，確定控制變量為性別、年齡和最高學歷。由表3可知，高學歷對工作投入的正向影響較為顯著(β=0.100，P<0.001)，也就是說，學歷越高員工的工作投入越多。年齡對工作投入的影響呈顯著負相關(guān)關(guān)系(β=-0.005，P<0.001)，這表明，隨著年齡的增長，員工的工作投入會隨之下降。同時，從數(shù)據(jù)中可以得到調(diào)整后的R2值(ΔR2)為0.368，說明工作不安全感可以用來解釋工作投入總體變異的36.8%。在排除了一系列控制變量后可以看出，工作不安全感與工作投入的標準化回歸系數(shù)β=-0.600(P<0.001)，呈現(xiàn)出顯著相關(guān)性，說明工作不安全感顯著負向影響工作投入，故假設(shè)H1成立。

表3 工作不安全感對工作投入的回歸分析

3.5.2 中介效應檢驗

3.5.2.1 工作不安全感與組織認同

表4為工作不安全感對組織認同的回歸分析，將性別、年齡、最高學歷作為控制變量。由表4的數(shù)據(jù)可以看出，員工的最高學歷對組織認同的影響是顯著的(β=0.104，P<0.001)，二者呈正相關(guān)關(guān)系。在排除一系列控制變量后可以看出工作不安全感與組織認同二者標準化回歸系數(shù)β=-0.505，且P<0.001，二者呈顯著的負向影響關(guān)系，同時從數(shù)據(jù)中可以得到調(diào)整后的R2值為0.266，說明工作不安全感可以用來解釋組織認同總體變異的26.6%。由此假設(shè)H2成立。

表4 工作不安全感對組織認同的回歸分析

3.5.2.2 組織認同與工作投入

表5為組織認同對工作投入的回歸分析，可以看出，組織認同對工作投入的影響呈顯著正相關(guān)(β=0.765，P<0.001)。從數(shù)據(jù)中可以得到調(diào)整后的R2值為0.585，說明組織認同可以用來解釋工作投入總體變異的58.5%。

表5 組織認同對工作投入回歸分析

3.5.2.3 工作不安全感、組織認同與工作投入

在相關(guān)性分析得出相應結(jié)果的基礎(chǔ)上，建立分層回歸模型，在工作不安全感與工作投入之間加入一個中介變量——組織認同，然后對3個變量可能存在的關(guān)系進行研究分析，得到如表6的分析結(jié)果。

表6 組織認同對工作不安全感與工作投入的分層回歸分析

從表6可以看出，1項與2項的區(qū)別在于有無組織認同這一中介變量，當中介變量組織認同和自變量工作不安全感共同作用于因變量工作投入時，工作不安全感對工作投入的影響系數(shù)上升，但仍然顯著(β=-0.285，P<0.001)。同時，中介變量組織認同對因變量工作投入的影響也呈顯著正相關(guān)關(guān)系(β=0.620，P<0.001)，這說明組織認同的中介作用在工作不安全感和工作投入之中得到完全發(fā)揮，從而驗證了假設(shè)H3。

3.6 假設(shè)驗證結(jié)果

通過以上對各個變量之間基本的描述性分析，以及進一步的相關(guān)分析和回歸分析可以看出，工作不安全感與工作投入顯著負相關(guān)，工作不安全感對組織認同顯著負相關(guān)，組織認同在工作不安全感與工作投入之間起了完全中介的作用。假設(shè)H1、H2、H3均得到了驗證。

4 結(jié)論與討論

4.1 研究結(jié)論

本文研究了新就業(yè)形態(tài)從業(yè)人員工作不安全感對其工作投入的影響，輔以組織認同作為中介作用，通過發(fā)放問卷以及對收集到的406份有效問卷進行分析，我們可以觀察到：①新就業(yè)形態(tài)從業(yè)人員的工作不安全感與其工作投入顯著負相關(guān)，說明員工的消極心理會減少其工作投入動力，降低員工的積極性；②在新就業(yè)形態(tài)背景下，從業(yè)人員的工作不安全感與組織認同顯著負相關(guān)，間接說明員工的消極心理會相應減少其與組織之間的認同，降低彼此間的信任，在自己的需要不被滿足的消極情況下，削弱從業(yè)人員對組織的契約精神，降低員工的責任感；③通過對組織認同中介效應的檢驗，得出組織認同在工作不安全感與工作投入之間起完全中介作用。

4.2 管理實踐建議與對策

1)就工作不安全感對工作投入所造成的負向影響，我們需要增強員工的工作安全感來維持其相應的工作投入。針對已知的概念我們可以了解到，工作安全感是員工在感受到組織承諾以及未來工作可持續(xù)的愿望被滿足后產(chǎn)生的一種積極心理。通過本次研究得出的結(jié)論可以看出，高工作不安全感導致工作投入降低，而高工作安全感則可以帶來高工作投入，薪酬的增加、就業(yè)層次的提升、工作福利的增加等都能夠提升員工的工作安全感。因此，企業(yè)應該為員工提供更多的在職培訓機會，增加相應的福利，降低員工的工作不安全感。管理者不能將工作安全感當作壓力源，而是應將其視為增強員工積極性的催化劑，把安全感作為另一種“保障”機制，利用這種機制探尋更多刺激員工積極性的方法。

2)從結(jié)論中可以看出，高工作不安全感會降低員工的組織認同，而組織認同的降低，又會影響工作投入。基于此，企業(yè)應當重視加強員工組織認同的心理建設(shè)，增強員工和組織之間的情感聯(lián)系，用企業(yè)文化的浸透、個人和組織價值的磨合，使組織和員工形成統(tǒng)一的思想目標，員工理解企業(yè)的信念與目標，愿意作為企業(yè)的一員去為企業(yè)爭取更大的利益，就像量表設(shè)計的題目——“企業(yè)的事就是我的事”。只有對企業(yè)保持深厚的情感，員工才能在情感的加持下創(chuàng)造更大的價值。

3)新就業(yè)形態(tài)的靈活性使從業(yè)人員擁有更多不同的特質(zhì)，考慮到新就業(yè)形態(tài)所包含的部分不穩(wěn)定性，管理者應更加重視工作的設(shè)計，考慮如何有效預防人才流失，真正做到人盡其才。在選拔員工之前要提前制訂好計劃，針對崗位所需的專業(yè)性、工作經(jīng)驗、學歷等方面有一個既定的標準，保證所選拔人員的質(zhì)量。在達成招聘以后，如何進一步培訓所招聘的人員，同時結(jié)合相應崗位建立合適的績效考核體系，使員工有投入就能有相應的回報，都需要管理者有條有理地進行計劃，做到從最基礎(chǔ)的方面保證員工的工作安全感，讓工作要求既能作為一種壓力提醒警示員工，又能成為一種激勵方式，促進員工不斷學習，應對挑戰(zhàn)。

4)針對工作不安全感所下設(shè)的維度，我們可以提出相應的建議：企業(yè)應當營造良好的企業(yè)氛圍，促進人際關(guān)系的優(yōu)化；對于薪酬晉升等問題，要有合理的薪酬計劃，保證員工薪酬公平，降低其壓力；發(fā)生組織變革時，及時告知員工，與員工進行溝通，同時可以讓員工參與決策，保障員工的知情權(quán)，增加其安全感，緩解變革所造成的壓力與不安。

5)選擇合適的領(lǐng)導風格。有些文獻指出破壞性領(lǐng)導風格會降低員工的工作投入，但適度的言行舉止反而能激勵員工。因此，選擇合適的領(lǐng)導風格，給予下屬充分的靈活度、尊重以及支持，更能夠降低員工壓力。

4.3 研究局限

本研究雖然得到了想要的研究結(jié)果，但在研究過程中仍存在以下不足之處：

1)數(shù)據(jù)的來源與樣本量

本次研究主要利用平臺作為載體發(fā)布問卷，數(shù)據(jù)缺少一定的實地調(diào)查。實際上，在篩選無效問卷的時候可以看出，在網(wǎng)絡(luò)平臺上填寫問卷，難免會有人敷衍了事，隨意填寫。同時，基于新就業(yè)形態(tài)發(fā)展年限較短這一現(xiàn)實情況，所能采用的背景資料以及量表較少，已有的早期量表可能不夠契合背景所需。另外，樣本數(shù)量406份并不算多，考慮到新就業(yè)形態(tài)從業(yè)人員的特殊性，問卷填寫人員多集中于外賣員、快遞員以及網(wǎng)約車司機，存在隨意填寫的情況，導致研究存在一定誤差。今后，仍需開發(fā)具有中國情景的組織認同量表，方便為之后的研究提供更符合中國市場發(fā)展的數(shù)據(jù)。

2)研究內(nèi)容

本次研究所采用的組織認同、工作投入量表在前人的研究下信度和效度都較高，但考慮到新就業(yè)形態(tài)的靈活性與特殊性，在進行問卷設(shè)計時對相關(guān)問題進行了適當刪減。設(shè)計工作不安全感量表時，能夠找到的權(quán)威性量表的時間都很早，很少有符合如今經(jīng)濟背景的量表，雖然可以得出相關(guān)結(jié)果，但數(shù)據(jù)的研究仍會存在一定的誤差。

此外，組織認同和工作投入這兩個變量已經(jīng)被很多學者研究，且對其的研究相當成熟，之后如果想對這二者有更深的研究，需要結(jié)合當下的背景與市場才能不落俗套。

3)研究層次

首先，本文的研究主要集中于個體，沒有涉及團體等更為復雜的對象。其次，如今的研究更多集中于宏觀市場，對員工的微觀心理層面研究較少，本次研究針對的是員工的消極心理，但在理論描述這方面還有所欠缺。最后，工作不安全感涉及5個維度，可以就其不同維度分別展開更詳細的研究。