相對(duì)剝奪感對(duì)養(yǎng)老護(hù)理員工作幸福感的影響：有調(diào)節(jié)的中介模型*

馬躍如 王春喜△ 易 丹

根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)，截至2021年底，我國(guó)60歲及以上老年人口占全國(guó)總?cè)丝跀?shù)的18.9%，社會(huì)老齡化程度不斷加深。同時(shí)，家庭結(jié)構(gòu)向小型化轉(zhuǎn)變、女性就業(yè)結(jié)構(gòu)向職業(yè)化發(fā)展，使得我國(guó)老年長(zhǎng)期護(hù)理對(duì)社會(huì)化養(yǎng)老服務(wù)的需求凸顯[1]，老齡產(chǎn)業(yè)迎來(lái)“井噴式”發(fā)展。養(yǎng)老護(hù)理員作為社會(huì)養(yǎng)老服務(wù)的主要提供者，其質(zhì)量和數(shù)量直接影響?zhàn)B老服務(wù)的質(zhì)量和老齡產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。然而，目前我國(guó)養(yǎng)老護(hù)理員隊(duì)伍供不應(yīng)求、流動(dòng)性大[2]，從事這一職業(yè)的個(gè)體工作滿意度和工作幸福感普遍偏低，離職意愿較高，這些因素綜合作用導(dǎo)致了養(yǎng)老服務(wù)業(yè)人力資源短缺[3-4]。此外，養(yǎng)老護(hù)理員的主要工作是照料老年人，與照護(hù)對(duì)象之間長(zhǎng)時(shí)間的頻繁接觸，不可避免的會(huì)將內(nèi)在感受傳遞給對(duì)方，從而影響護(hù)理質(zhì)量[5]，而工作幸福感作為一種積極心理體驗(yàn)，其水平高低對(duì)護(hù)理服務(wù)質(zhì)量有著重要影響[6]。因此，提高養(yǎng)老護(hù)理員工作幸福感對(duì)于改善養(yǎng)老服務(wù)組織供不應(yīng)求的人力窘境、提升服務(wù)質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)養(yǎng)老服務(wù)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。故本研究擬探究養(yǎng)老護(hù)理員工作幸福感的影響因素與作用機(jī)制。

工作幸福感(Workplace well-being)是指?jìng)€(gè)體在工作中的主觀情感體驗(yàn)和行為認(rèn)知因素評(píng)價(jià)[7]。以往研究主要探究了工作特征、組織支持等因素對(duì)養(yǎng)老護(hù)理員工作幸福感的影響[6,8]。而人們的幸福感不僅受絕對(duì)收益水平影響，還依賴于現(xiàn)實(shí)情況與相關(guān)他人或某些標(biāo)準(zhǔn)(如過(guò)去情況、未來(lái)期望等)的比較結(jié)果[9]。已有研究證實(shí)，這種比較過(guò)程容易形成消極心理傾向，如相對(duì)剝奪感，繼而導(dǎo)致工作幸福感的下降[10]。養(yǎng)老護(hù)理員特殊的職業(yè)特征使得他們的相對(duì)剝奪感更為突出，但尚未有研究探究其相對(duì)剝奪感與工作幸福感的關(guān)系。相對(duì)剝奪感(Relative deprivation)指?jìng)€(gè)體通過(guò)與參照對(duì)象橫向或縱向比較，感到不公平或自身處于不利地位，進(jìn)而體驗(yàn)到不滿、憤怒等負(fù)性情緒的一種主觀認(rèn)知和情緒體驗(yàn)[11]?，F(xiàn)階段我國(guó)養(yǎng)老護(hù)理員工作時(shí)間長(zhǎng)、勞動(dòng)強(qiáng)度大，但在任勞任怨付出辛勤勞動(dòng)的基礎(chǔ)上，依然面臨薪酬待遇差、晉升渠道窄、社會(huì)地位低等現(xiàn)狀[12]，甚至不如保姆、護(hù)士等工作性質(zhì)相近的職業(yè)群體。這種情況下，養(yǎng)老護(hù)理員較易形成相對(duì)剝奪感，進(jìn)而導(dǎo)致低水平的工作幸福感。由此，本研究提出假設(shè)1：相對(duì)剝奪感對(duì)養(yǎng)老護(hù)理員工作幸福感有負(fù)向預(yù)測(cè)作用。

目前，關(guān)于相對(duì)剝奪感影響工作幸福感的內(nèi)在機(jī)制尚未得到重視，部分學(xué)者在探究相關(guān)變量對(duì)工作幸福感的影響時(shí)，引入相對(duì)剝奪感作為中介變量探究了其對(duì)工作幸福感的直接影響[10,13]，缺乏對(duì)二者關(guān)系的進(jìn)一步分析。本研究認(rèn)為心理契約可能是解釋養(yǎng)老護(hù)理員相對(duì)剝奪感與工作幸福感關(guān)系的中介機(jī)制。心理契約(Psychological contract)是個(gè)體未公開(kāi)說(shuō)明的，對(duì)自己與組織之間相互責(zé)任履行的主觀期望和心理感知[14]。黃嘉欣和黃亮[15]提出相對(duì)剝奪感會(huì)破壞員工對(duì)組織回報(bào)的期望，這種期望可以用心理契約來(lái)衡量。公平理論指出(Equity theory)，人們會(huì)自覺(jué)或不自覺(jué)地比較自己的投入與付出，同時(shí)將其與相關(guān)他人的投入付出進(jìn)行比較，并根據(jù)比較結(jié)果判斷組織分配的公平性與合理性，及對(duì)自身責(zé)任履行的期望[16]。因此，通過(guò)比較產(chǎn)生相對(duì)剝奪感的養(yǎng)老護(hù)理員會(huì)降低對(duì)組織和自身責(zé)任履行的積極信念，導(dǎo)致較低的心理契約。此外，相關(guān)研究表明，心理契約水平越高的員工，其主觀幸福感與心理幸福感越高[17]，而主觀幸福感與心理幸福感的內(nèi)核構(gòu)成了工作幸福感，由此推測(cè)，養(yǎng)老護(hù)理員的心理契約水平與工作幸福感正相關(guān)。綜上，本研究提出假設(shè)2：養(yǎng)老護(hù)理員心理契約在相對(duì)剝奪感與工作幸福感之間起中介作用。

親社會(huì)動(dòng)機(jī)(Prosocial motivation)指能夠?yàn)樗酥牖蛳霂椭?，并愿意為此付出努力的意愿[18]。盡管相對(duì)剝奪感易對(duì)個(gè)體產(chǎn)生負(fù)面影響，但其作用程度受個(gè)人心理特征因素影響[19]。相對(duì)剝奪感是處于不利處境下的消極情緒體驗(yàn)及基于不公平回報(bào)的認(rèn)知，親社會(huì)動(dòng)機(jī)高的個(gè)體能在給他人帶來(lái)幫助的工作中收獲積極情緒資源，減少消極情緒資源，提升幸福感[20]。養(yǎng)老護(hù)理員的首要工作是為老人提供生活照料、心理慰藉，親社會(huì)動(dòng)機(jī)高的養(yǎng)老護(hù)理員可能從給老人帶來(lái)的幫助中收獲積極情感體驗(yàn)，提升工作幸福感。同時(shí)，已有研究表明，在組織經(jīng)濟(jì)或情感回報(bào)有所欠缺的情況下，親社會(huì)動(dòng)機(jī)高的個(gè)體仍可以保持良好工作狀態(tài)[21]，從而在工作中收獲價(jià)值實(shí)現(xiàn)、潛能發(fā)揮等積極心理資源以提升工作幸福感。因此，本研究提出假設(shè)3：親社會(huì)動(dòng)機(jī)負(fù)向調(diào)節(jié)養(yǎng)老護(hù)理員相對(duì)剝奪感與工作幸福感的關(guān)系。此外，心理契約是交換過(guò)程中雙方互惠義務(wù)的感知，受個(gè)體差異影響[22]。親社會(huì)動(dòng)機(jī)作為期望通過(guò)關(guān)注他人和組織利益來(lái)實(shí)現(xiàn)互動(dòng)的愿望[23]，其水平高低可能會(huì)對(duì)個(gè)體看待工作中付出與回報(bào)的心理認(rèn)知過(guò)程產(chǎn)生不同作用，進(jìn)而影響相對(duì)剝奪這一不公正回報(bào)感知對(duì)交換關(guān)系質(zhì)量的影響。一方面，親社會(huì)動(dòng)機(jī)高的養(yǎng)老護(hù)理員傾向于將護(hù)理工作的內(nèi)在屬性視為自身享有的福利，從而更愿意接受較低的工資回報(bào)[24]，緩解相對(duì)剝奪感對(duì)心理契約中組織責(zé)任履行感知的負(fù)面影響；另一方面，親社會(huì)動(dòng)機(jī)高的個(gè)體不太關(guān)注個(gè)人回報(bào)，更多地依據(jù)他人利益來(lái)決定是否采取相關(guān)行動(dòng)[25]，產(chǎn)生相對(duì)剝奪感后仍能保持心理契約中自身責(zé)任履行。因此，本研究提出假設(shè)4：親社會(huì)動(dòng)機(jī)負(fù)向調(diào)節(jié)養(yǎng)老護(hù)理員相對(duì)剝奪感與心理契約的關(guān)系。

根據(jù)Hayes[26]的建議，由于親社會(huì)動(dòng)機(jī)負(fù)向調(diào)節(jié)養(yǎng)老護(hù)理員相對(duì)剝奪感與工作幸福感、心理契約的關(guān)系，相對(duì)剝奪感與工作幸福感之間經(jīng)由心理契約產(chǎn)生的中介效應(yīng)也將受到親社會(huì)動(dòng)機(jī)的影響。親社會(huì)動(dòng)機(jī)高的養(yǎng)老護(hù)理員，即使感知到了相對(duì)剝奪，也能合理看待組織交換水平[24]，并投入到能為老人帶來(lái)幫助的護(hù)理工作中，從工作中獲得幸福感，心理契約在相對(duì)剝奪感和工作幸福感之間的中介效應(yīng)將被弱化。因此，本研究提出假設(shè)5：親社會(huì)動(dòng)機(jī)負(fù)向調(diào)節(jié)相對(duì)剝奪感通過(guò)心理契約影響工作幸福感的中介作用。

綜上，本文以養(yǎng)老服務(wù)業(yè)為背景，探究相對(duì)剝奪感對(duì)養(yǎng)老護(hù)理員工作幸福感的影響，通過(guò)建構(gòu)一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型(見(jiàn)圖1)，來(lái)揭示相對(duì)剝奪感影響?zhàn)B老護(hù)理員工作幸福感的作用機(jī)制和邊界條件，以期能夠在理論層面彌補(bǔ)現(xiàn)有相對(duì)剝奪感和工作幸福感等領(lǐng)域的研究缺口，同時(shí)在實(shí)踐層面為提升養(yǎng)老護(hù)理員心理契約和工作幸福感提供參考。

圖1 理論模型圖

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象

采用方便抽樣法，對(duì)湖南省15家養(yǎng)老服務(wù)組織的護(hù)理員進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。調(diào)查小組由本課題組成員構(gòu)成，研究者與養(yǎng)老服務(wù)組織管理人員取得聯(lián)系并獲得許可后，經(jīng)由護(hù)理部指引，課題組成員向研究對(duì)象說(shuō)明本次調(diào)查目的、內(nèi)容、填寫方法及注意事項(xiàng)，養(yǎng)老護(hù)理員知情同意后按編號(hào)發(fā)放問(wèn)卷。為了減少共同方法偏差的影響，問(wèn)卷采用匿名自評(píng)和兩時(shí)點(diǎn)縱向追蹤的方式完成，此外，由于本研究中涉及的相對(duì)剝奪感、工作幸福感議題具有一定隱私性，在數(shù)據(jù)收集過(guò)程中對(duì)被試的社會(huì)稱許性進(jìn)行測(cè)量，并在后續(xù)數(shù)據(jù)分析過(guò)程中進(jìn)行控制[27]。對(duì)于文化程度較低或年齡較大者，由課題組成員用中性且無(wú)暗示的方式口述題項(xiàng)，并依據(jù)研究對(duì)象回答內(nèi)容在問(wèn)卷上如實(shí)填寫。2021年11月，向370名養(yǎng)老護(hù)理員發(fā)放第一階段的問(wèn)卷，包括基本信息、相對(duì)剝奪感和親社會(huì)動(dòng)機(jī)等內(nèi)容，回收332份有效問(wèn)卷。2022年1月，按照編號(hào)向第一階段332名有效問(wèn)卷填寫者發(fā)放第二階段的問(wèn)卷，用于測(cè)量心理契約、工作幸福感和社會(huì)稱許性，此次回收有效問(wèn)卷289份(78.11%)。

本次調(diào)查樣本中，女性266人(92.04%)，男性23人(7.96%)；農(nóng)村戶口247人(85.47%)，城鎮(zhèn)戶口42人(14.53%)；40歲及以上年齡段為主(88.93%)；初中及以下學(xué)歷169人(58.47%)，高中或中專學(xué)歷69人(23.88%)，大專學(xué)歷39人(13.49%)，本科及以上學(xué)歷12人(4.15%)；3年以下護(hù)齡141人(48.79%)，3～5年護(hù)齡89人(30.80%)，5年及以上護(hù)齡59人(20.41%)，可見(jiàn)，養(yǎng)老護(hù)理員流動(dòng)性較大；初級(jí)養(yǎng)老護(hù)理員115人(39.79%)，中級(jí)養(yǎng)老護(hù)理員88人(30.45%)，高級(jí)養(yǎng)老護(hù)理員34人(11.76%)，53人(17.99%)未取得職業(yè)資格證書；平均月收入2000元以下48人(16.61%)，2000～2999元146人(50.52%)，3000～3999元72人(24.91%)，4000元及以上僅有23人(7.96%)，可知，養(yǎng)老護(hù)理員薪資水平較低；平均日工作時(shí)長(zhǎng)6小時(shí)以下僅有2人(0.69%)，6～7.9小時(shí)37人(12.80%)，8小時(shí)以上250人(86.51%)，可見(jiàn)，養(yǎng)老護(hù)理員工作強(qiáng)度較高。

1.2 方法

1.2.1 一般資料調(diào)查表 自行設(shè)計(jì)，內(nèi)容包括性別、戶口類型、年齡、受教育程度、護(hù)齡、職業(yè)等級(jí)、平均月收入、平均日工作時(shí)長(zhǎng)等人口學(xué)情況。

1.2.2 相對(duì)剝奪感量表 采用周曄和黃旭[10]修訂的適用于醫(yī)護(hù)群體相對(duì)剝奪感的量表，共7個(gè)題項(xiàng)。該量表為L(zhǎng)ikert 5級(jí)量表，1代表“非常不同意”，5代表“非常同意”，總分7～35分，得分越高表明養(yǎng)老護(hù)理員的相對(duì)剝奪感越強(qiáng)，量表的Cronbach's α為0.849。

1.2.3 心理契約量表 來(lái)源于李原[28]編制的心理契約量表，該量表共有3個(gè)分量表，分別是規(guī)范型心理契約、人際型心理契約與發(fā)展型心理契約，其中，規(guī)范型和發(fā)展型心理契約與前文中Rousseau關(guān)于心理契約的構(gòu)念相對(duì)應(yīng)[28]，因此，本研究只使用規(guī)范型和發(fā)展型心理契約分量表。量表包含組織對(duì)員工的責(zé)任和員工對(duì)組織的責(zé)任兩個(gè)部分，包括14個(gè)題項(xiàng)，該量表為L(zhǎng)ikert 5級(jí)量表，1代表“非常不符合”，5代表“非常符合”，總分14～70分，得分越高表明養(yǎng)老護(hù)理員的心理契約水平越高，量表的Cronbach's α為0.886。

1.2.4 工作幸福感量表 采用Zheng等[7]針對(duì)中國(guó)情境開(kāi)發(fā)的工作幸福感量表，共5個(gè)題項(xiàng)，該量表為L(zhǎng)ikert 5級(jí)量表，1代表“非常不同意”，5代表“非常同意”，總分1～25分，得分越高表明養(yǎng)老護(hù)理員的工作幸福感越強(qiáng)，量表Cronbach's α系數(shù)為0.790。

1.2.5 親社會(huì)動(dòng)機(jī)量表 采用Grant和Sumanth編制，盧俊婷等[29]修訂的親社會(huì)動(dòng)機(jī)量表，共5個(gè)題項(xiàng)，該量表為L(zhǎng)ikert 5級(jí)量表，1代表“非常不同意”，5代表“非常同意”，總分1～25分，得分越高表明養(yǎng)老護(hù)理員的親社會(huì)動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，量表的Cronbach's α系數(shù)為0.722。

1.2.6 社會(huì)稱許性量表 采用Strahan和Gerbasi[30]在社會(huì)期望量表基礎(chǔ)上提出的縮減版量表，按翻譯-回譯程序?qū)υ摿勘磉M(jìn)行漢化，并根據(jù)相關(guān)專家意見(jiàn)進(jìn)行修正。共6個(gè)題項(xiàng)，其中3個(gè)題項(xiàng)為反向計(jì)分，該量表為L(zhǎng)ikert 5級(jí)量表，1代表“非常不同意”，5代表“非常同意”，總分1～30分，得分越高表明養(yǎng)老護(hù)理員的社會(huì)稱許性越強(qiáng)，量表的Cronbach's α系數(shù)為0.721。

1.3 統(tǒng)計(jì)處理

所有數(shù)據(jù)均由雙人用Excel錄入、核查，采用SPSS 22.0和AMOS 23.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。采用的統(tǒng)計(jì)學(xué)方法包括描述性分析、Pearson相關(guān)性分析、因子分析、層級(jí)回歸分析和Bootstrapping法，檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05，以P<0.05表示差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié) 果

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究采用Harman單因素法檢驗(yàn)共同方法偏差，將相對(duì)剝奪感、心理契約、親社會(huì)動(dòng)機(jī)、工作幸福感4個(gè)量表的所有題項(xiàng)放到一起做探索性因子分析。結(jié)果顯示，在未旋轉(zhuǎn)的情況下，析出的因子中特征根大于1的因子共5個(gè)，且第一個(gè)公因子的方差解釋率為24.288%，未超過(guò)40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)值，表明本次研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.2 區(qū)分效度檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證各個(gè)變量之間的區(qū)分效度，本研究使用AMOS 23.0對(duì)相對(duì)剝奪感、心理契約、親社會(huì)動(dòng)機(jī)、工作幸福感這4個(gè)變量分別進(jìn)行四因子、三因子、二因子和單因子驗(yàn)證性因子分析(見(jiàn)表1)。由表1可知，與其他模型相比，四因子模型的各項(xiàng)指標(biāo)(χ2/df=1.667，IFI=0.902，TLI=0.892，CFI=0.901，RMSEA=0.048)明顯優(yōu)于其他模型，這表明本研究中的4個(gè)主要變量之間具有良好的區(qū)分效度。

表1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果(n=289)

2.3 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

結(jié)果表明(見(jiàn)表2)，養(yǎng)老護(hù)理員的相對(duì)剝奪感與心理契約、工作幸福感均顯著負(fù)相關(guān)，心理契約與工作幸福感顯著正相關(guān)，這為之后的進(jìn)一步分析奠定了良好基礎(chǔ)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析(n=289，r)

2.4 假設(shè)檢驗(yàn)

2.4.1 相對(duì)剝奪感對(duì)工作幸福感的主效應(yīng)檢驗(yàn) 本研究采用層級(jí)回歸法檢驗(yàn)主效應(yīng)，具體步驟如下：①以工作幸福感為因變量建立回歸方程；②將控制變量年齡、護(hù)齡、平均月收入、平均日工作時(shí)長(zhǎng)、職業(yè)等級(jí)和社會(huì)稱許性放入回歸方程；③將自變量相對(duì)剝奪感放入回歸方程。如表3所示，相對(duì)剝奪感對(duì)工作幸福感的負(fù)向預(yù)測(cè)作用具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(方程1：β=-0.235，P<0.001)，由此，假設(shè)1得到支持。

表3 主效應(yīng)和中介效應(yīng)分析結(jié)果(n=289)

2.4.2 心理契約的中介效應(yīng)檢驗(yàn) 本研究首先采用逐步回歸法檢驗(yàn)中介效應(yīng)。第一步，檢驗(yàn)相對(duì)剝奪感對(duì)工作幸福感的主效應(yīng)，由上文可知，相對(duì)剝奪感對(duì)工作幸福感的主效應(yīng)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；第二步，將年齡、護(hù)齡、平均月收入、平均日工作時(shí)長(zhǎng)、職業(yè)等級(jí)和社會(huì)稱許性作為控制變量，以相對(duì)剝奪感為自變量，心理契約為因變量建立回歸方程。如表3所示，相對(duì)剝奪感對(duì)心理契約的負(fù)向預(yù)測(cè)作用具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(方程2：β=-0.275，P<0.001)；第三步，控制年齡、護(hù)齡、平均月收入、平均日工作時(shí)長(zhǎng)、職業(yè)等級(jí)和社會(huì)稱許性，以工作幸福感為因變量，將自變量相對(duì)剝奪感和中介變量心理契約同時(shí)放入回歸方程。如表3所示，心理契約對(duì)工作幸福感的正向預(yù)測(cè)作用具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(方程3：β=0.488，P<0.001)，此時(shí)，相對(duì)剝奪感對(duì)工作幸福感的負(fù)向預(yù)測(cè)作用有所下降(方程3：β=-0.100，P<0.05)。因此，心理契約部分中介相對(duì)剝奪感對(duì)工作幸福感的影響。由此，假設(shè)2得到支持。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證心理契約的中介效應(yīng)并計(jì)算其中介效應(yīng)系數(shù)，本研究采用SPSS軟件Process宏程序中的Model 4對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)，以偏差校正百分位Bootstrap判定區(qū)間是否含0作為中介效應(yīng)顯著性的判定依據(jù)，重復(fù)取樣5000次，置信區(qū)間為95%。如表4所示，心理契約的中介效應(yīng)值為-0.134，占總效應(yīng)的57.021%，Bootstrap95%置信區(qū)間為[-0.190，-0.088]，不包含0，這說(shuō)明心理契約的部分中介作用顯著，假設(shè)2得到進(jìn)一步驗(yàn)證。

表4 心理契約的Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)(n=289)

2.4.3 親社會(huì)動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn) 本研究采用層級(jí)回歸法檢驗(yàn)親社會(huì)動(dòng)機(jī)對(duì)直接效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。具體步驟如下：①以工作幸福感為因變量，將控制變量年齡、護(hù)齡、平均月收入、平均日工作時(shí)長(zhǎng)、職業(yè)等級(jí)和社會(huì)稱許性放入回歸方程；②將自變量相對(duì)剝奪感放入回歸方程；③將調(diào)節(jié)變量親社會(huì)動(dòng)機(jī)放入回歸方程；④將中心化后的相對(duì)剝奪感和親社會(huì)動(dòng)機(jī)的交互項(xiàng)放入回歸方程。如表5所示，相對(duì)剝奪感和親社會(huì)動(dòng)機(jī)的交互項(xiàng)對(duì)工作幸福感的預(yù)測(cè)作用具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(方程5：β=0.178，P<0.01)。這表明，親社會(huì)動(dòng)機(jī)在相對(duì)剝奪感和工作幸福感的關(guān)系中有調(diào)節(jié)作用，假設(shè)3得到支持。同理檢驗(yàn)親社會(huì)動(dòng)機(jī)對(duì)前半段效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，如表5所示，相對(duì)剝奪感和親社會(huì)動(dòng)機(jī)的交互項(xiàng)對(duì)心理契約的預(yù)測(cè)作用具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(方程7：β=0.130，P<0.05)。這表明，親社會(huì)動(dòng)機(jī)在相對(duì)剝奪感和心理契約的關(guān)系中有調(diào)節(jié)作用，假設(shè)4得到支持。

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果(n=289)

為了更直觀地考察親社會(huì)動(dòng)機(jī)在相對(duì)剝奪感與工作幸福感、心理契約之間調(diào)節(jié)作用的方向和趨勢(shì)，本研究將親社會(huì)動(dòng)機(jī)的均值加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，把數(shù)據(jù)分為高、低兩組，從而描繪在不同親社會(huì)動(dòng)機(jī)水平的情況下，相對(duì)剝奪感對(duì)工作幸福感、心理契約效應(yīng)的差別，并據(jù)此繪制調(diào)節(jié)效應(yīng)圖(見(jiàn)圖2、圖3)。如圖2所示，對(duì)于親社會(huì)動(dòng)機(jī)低(M-1SD)的養(yǎng)老護(hù)理員，相對(duì)剝奪感對(duì)工作幸福感有較強(qiáng)的負(fù)向影響(Bsimple=-0.184，t=-3.534，P<0.05)，而對(duì)于親社會(huì)動(dòng)機(jī)高(M+1SD)的養(yǎng)老護(hù)理員，相對(duì)剝奪感對(duì)工作幸福感的負(fù)向影響并不顯著(Bsimple=-0.035，t=-0.537，P>0.05)，即親社會(huì)動(dòng)機(jī)在相對(duì)剝奪感與護(hù)理員工作幸福感之間起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用，可見(jiàn)，養(yǎng)老護(hù)理員的親社會(huì)動(dòng)機(jī)越高，相對(duì)剝奪感對(duì)工作幸福感的負(fù)向預(yù)測(cè)作用會(huì)變?nèi)?。如圖3所示，當(dāng)養(yǎng)老護(hù)理員親社會(huì)動(dòng)機(jī)高(M+1SD)時(shí)，相對(duì)剝奪感對(duì)心理契約的負(fù)向影響更弱(Bsimple=-0.179，t=-2.968，P<0.01)，而對(duì)于親社會(huì)動(dòng)機(jī)低(M-1SD)的養(yǎng)老護(hù)理員，相對(duì)剝奪感對(duì)心理契約的負(fù)向影響較強(qiáng)(Bsimple=-0.316，t=-7.058，P<0.001)，即親社會(huì)動(dòng)機(jī)在相對(duì)剝奪感與護(hù)理員心理契約之間起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用，可見(jiàn)，養(yǎng)老護(hù)理員的親社會(huì)動(dòng)機(jī)越高，相對(duì)剝奪感對(duì)心理契約的負(fù)向預(yù)測(cè)作用會(huì)變?nèi)酢?/p>

圖2 親社會(huì)動(dòng)機(jī)對(duì)相對(duì)剝奪感與工作幸福感關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖

圖3 親社會(huì)動(dòng)機(jī)對(duì)相對(duì)剝奪感與心理契約關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖

2.4.4 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn) 本研究采用SPSS軟件Process宏程序中的Model 8檢驗(yàn)被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。其中，低親社會(huì)動(dòng)機(jī)指低于親社會(huì)動(dòng)機(jī)均值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，高親社會(huì)動(dòng)機(jī)指高于親社會(huì)動(dòng)機(jī)均值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。如表6所示，在低親社會(huì)動(dòng)機(jī)水平下心理契約的中介效應(yīng)為-0.149，95%無(wú)偏置信區(qū)間[-0.213，-0.092]，不包含0，顯著；在高親社會(huì)動(dòng)機(jī)水平下心理契約的中介效應(yīng)為-0.084，95%無(wú)偏置信區(qū)間[-0.140，-0.027]，不包含0，顯著；高低親社會(huì)動(dòng)機(jī)水平下心理契約中介效應(yīng)差異的置信區(qū)間為[0.012，0.130]，不包含0，顯著。由此可得，親社會(huì)動(dòng)機(jī)對(duì)心理契約在養(yǎng)老護(hù)理員相對(duì)剝奪感與工作幸福感關(guān)系間的中介效應(yīng)起到調(diào)節(jié)作用，假設(shè)5得到支持。

表6 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析結(jié)果(n=289)

3 討 論

3.1 相對(duì)剝奪感與工作幸福感的關(guān)系

本研究發(fā)現(xiàn)，相對(duì)剝奪感對(duì)養(yǎng)老護(hù)理員的工作幸福感具有負(fù)向預(yù)測(cè)作用，養(yǎng)老護(hù)理員在工作中產(chǎn)生的相對(duì)剝奪感越強(qiáng)，其在工作場(chǎng)所的幸福感就越低，這與周曄和黃旭[10]關(guān)于醫(yī)生和韓娟等[31]關(guān)于ICU護(hù)士的研究結(jié)果一致。主要是因?yàn)楫?dāng)養(yǎng)老護(hù)理員感知自身收入水平、福利待遇、職業(yè)聲望等不如他人或未達(dá)到預(yù)期，即產(chǎn)生相對(duì)剝奪感時(shí)，會(huì)產(chǎn)生失望、抱怨甚至憤怒等一系列負(fù)性情緒[32]。而幸福感源于較多的積極情緒體驗(yàn)、較少的消極情緒體驗(yàn)，持續(xù)的比較將引起積極情感下降、消極情感上升等深層次情感資源變化[33]，這將降低養(yǎng)老護(hù)理員在工作場(chǎng)所中的幸福感。此外，幸福感是個(gè)體自我價(jià)值得以實(shí)現(xiàn)的一種積極心理體驗(yàn)[34]，而在工作過(guò)程中產(chǎn)生相對(duì)剝奪感的養(yǎng)老護(hù)理員，正是由于勞動(dòng)付出與薪酬回報(bào)未成正比，肩負(fù)著社會(huì)養(yǎng)老的高承擔(dān)壓力卻只有低社會(huì)認(rèn)可度，勞動(dòng)價(jià)值沒(méi)有獲得充分肯定[35]，當(dāng)工作難以獲得價(jià)值感時(shí)將導(dǎo)致更低的工作幸福感[36]。

因此，養(yǎng)老服務(wù)組織要重視護(hù)理員在工作場(chǎng)中由于自發(fā)的或無(wú)意識(shí)的社會(huì)比較所產(chǎn)生的相對(duì)剝奪感，并采取相關(guān)措施加以應(yīng)對(duì)。首先，引導(dǎo)養(yǎng)老護(hù)理員進(jìn)行正確的社會(huì)比較，幫助其正確把握和對(duì)待社會(huì)比較結(jié)果。其次，建立溝通反饋和心理疏導(dǎo)渠道，緩解養(yǎng)老護(hù)理員的不公平感、挫折感以及不滿等負(fù)性情緒，避免引發(fā)更深層次的相對(duì)剝奪感。

3.2 心理契約的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，心理契約在養(yǎng)老護(hù)理員相對(duì)剝奪感與工作幸福感之間發(fā)揮部分中介作用，養(yǎng)老護(hù)理員在工作場(chǎng)所產(chǎn)生的相對(duì)剝奪感會(huì)降低其心理契約水平，繼而影響工作幸福感。心理契約具有雙向性，包含組織對(duì)個(gè)人的責(zé)任和個(gè)體對(duì)組織的責(zé)任兩個(gè)方面。一方面，根據(jù)公平理論，個(gè)體對(duì)心理契約中組織責(zé)任履行程度的評(píng)價(jià)，主要是依據(jù)分配的公平、合理感知，而這種感知來(lái)源于與他人所得的社會(huì)比較或與自身所得的歷史比較[16]。當(dāng)養(yǎng)老護(hù)理員通過(guò)縱橫向比較產(chǎn)生相對(duì)剝奪感時(shí)，會(huì)產(chǎn)生組織分配不合理的認(rèn)知，這將降低其對(duì)組織責(zé)任履行的認(rèn)同[37]，導(dǎo)致低水平心理契約。這與黃嘉欣和黃亮[15]關(guān)于非營(yíng)利機(jī)構(gòu)員工的研究結(jié)果一致。心理契約水平低的養(yǎng)老護(hù)理員會(huì)表現(xiàn)出對(duì)工作更低的滿意感和失望、不滿的消極情緒[38]，從而導(dǎo)致更低的工作幸福感。這與柯江林等[39]對(duì)慈善公益組織員工的研究結(jié)論一致。另一方面，依據(jù)公平理論，如果個(gè)體發(fā)現(xiàn)自己的投入產(chǎn)出比低于相同地位的人或未達(dá)到期望，會(huì)改變自己的投入以減少心理失衡[16]，當(dāng)養(yǎng)老護(hù)理員產(chǎn)生相對(duì)剝奪感時(shí)，為了保持交換平衡，可能會(huì)降低心理契約中自身責(zé)任的期望。個(gè)體對(duì)組織的責(zé)任反映了愿意為組織付出的內(nèi)容，如自覺(jué)提高技能水平以適應(yīng)組織的發(fā)展、高質(zhì)量完成工作，而個(gè)體部分工作幸福感正是通過(guò)全身心投入工作中發(fā)揮潛能、實(shí)現(xiàn)自我價(jià)值獲得的[40]。所以，當(dāng)養(yǎng)老護(hù)理員心理契約中自我責(zé)任降低時(shí)，會(huì)展現(xiàn)出更低的工作投入和工作積極性，如在照料老人過(guò)程中展現(xiàn)更少的耐心，減少技能培訓(xùn)的需求，這些會(huì)減少護(hù)理人員收獲老人認(rèn)可、實(shí)現(xiàn)自我提升和職業(yè)發(fā)展的機(jī)會(huì)，降低其工作幸福感。

因此，養(yǎng)老服務(wù)組織應(yīng)該重視護(hù)理員的心理狀態(tài)，采取措施幫助其構(gòu)建良好的心理契約。首先，加強(qiáng)溝通，主動(dòng)了解養(yǎng)老護(hù)理員對(duì)機(jī)構(gòu)的期望，避免由于信息理解不對(duì)稱而導(dǎo)致的心理契約破壞。其次，讓養(yǎng)老護(hù)理員更了解老齡行業(yè)發(fā)展前景，引導(dǎo)其向有利于組織的方向發(fā)展，以此提高心理契約中自身責(zé)任信念。同時(shí)，對(duì)工作表現(xiàn)佳的養(yǎng)老護(hù)理員及時(shí)進(jìn)行激勵(lì)與反饋，使他們看到工作的意義和價(jià)值，獲得更高成就感，再次鞏固雙方的心理契約履行水平。

3.3 親社會(huì)動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)作用

本研究發(fā)現(xiàn)，親社會(huì)動(dòng)機(jī)在養(yǎng)老護(hù)理員相對(duì)剝奪感與工作幸福感(直接路徑)、相對(duì)剝奪感與心理契約(前半段路徑)之間都起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用，養(yǎng)老護(hù)理員的親社會(huì)動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，相對(duì)剝奪感對(duì)養(yǎng)老護(hù)理員工作幸福感和心理契約的負(fù)向影響就越弱。就直接路徑來(lái)說(shuō)，這可能是因?yàn)橛H社會(huì)動(dòng)機(jī)高的養(yǎng)老護(hù)理員同理心更強(qiáng)，能夠站在他人的角度想問(wèn)題[41]，以更加積極、適當(dāng)?shù)姆绞胶蛻B(tài)度提供照護(hù)服務(wù)，這個(gè)過(guò)程會(huì)增強(qiáng)雙方的互惠效應(yīng)[42]，老人也會(huì)給予養(yǎng)老護(hù)理員更多的情感反饋，雙方形成的情感依賴和良好關(guān)系會(huì)提高其工作幸福感。此外，這個(gè)過(guò)程會(huì)提升個(gè)體的工作表現(xiàn)[43]，使養(yǎng)老護(hù)理員可以充分展現(xiàn)自我價(jià)值和收獲成就感等積極心理資源，從而獲得更多的幸福感源泉，緩解相對(duì)剝奪感帶來(lái)的消極影響。

就前半段路徑來(lái)說(shuō)，養(yǎng)老護(hù)理員的首要工作就是為老人提供照料服務(wù)、心理慰藉，幫助其安享晚年生活。親社會(huì)動(dòng)機(jī)高的養(yǎng)老護(hù)理員更傾向于將護(hù)理服務(wù)工作界定為她們真正享受的東西，將工作的內(nèi)在屬性作為自身享有的一種福利，這將使他們更愿意接受組織較低的工資回報(bào)[24]，保持一定的心理契約水平。此外，親社會(huì)動(dòng)機(jī)高的個(gè)體不太關(guān)注個(gè)人的回報(bào)和后果，更多地強(qiáng)調(diào)和重視他人利益[25]，可以屈服于自己的利益來(lái)做貢獻(xiàn)[44]。因此，具有高水平親社會(huì)動(dòng)機(jī)的養(yǎng)老護(hù)理員，在感受到相對(duì)剝奪后仍然能夠投入到可以給老人帶來(lái)幫助的照護(hù)工作中，表現(xiàn)出符合工作崗位的社會(huì)期望，保持心理契約中自身責(zé)任履行水平。

同時(shí)，被調(diào)節(jié)的中介作用也通過(guò)了實(shí)證檢驗(yàn)，即養(yǎng)老護(hù)理員的親社會(huì)動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，經(jīng)由心理契約傳導(dǎo)的相對(duì)剝奪感對(duì)工作幸福感的負(fù)向影響越弱。這可能是因?yàn)榧幢銓?duì)所從事的職業(yè)產(chǎn)生了相對(duì)剝奪感，具有高水平親社會(huì)動(dòng)機(jī)的養(yǎng)老護(hù)理員能夠合理看待組織交換水平，減少因組織回報(bào)不公正感知產(chǎn)生的負(fù)性情緒，并保持自身責(zé)任履行的積極信念，投入到能為老人帶來(lái)幫助的護(hù)理工作中，在與老人的積極互動(dòng)中獲得情感依賴及自我價(jià)值實(shí)現(xiàn)，進(jìn)而提升工作幸福感。因此，養(yǎng)老服務(wù)組織在管理實(shí)踐中要重視和強(qiáng)化護(hù)理員的親社會(huì)動(dòng)機(jī)。親社會(huì)動(dòng)機(jī)不僅具有特質(zhì)性，而且具有狀態(tài)性[43]，所以，養(yǎng)老服務(wù)組織可以通過(guò)一系列人力資源管理策略激發(fā)和提高護(hù)理員的親社會(huì)動(dòng)機(jī)水平。首先，在招募養(yǎng)老護(hù)理員時(shí)可以借助親社會(huì)動(dòng)機(jī)測(cè)量工具，在年齡、學(xué)歷、技能等同等條件下?lián)駜?yōu)錄取親社會(huì)動(dòng)機(jī)測(cè)試結(jié)果相對(duì)較高的人員。其次，重視對(duì)養(yǎng)老護(hù)理員親社會(huì)動(dòng)機(jī)的培訓(xùn)，通過(guò)傳統(tǒng)美德、職業(yè)道德和工作操守等方面的培訓(xùn)，提高其職業(yè)認(rèn)同感、成就感，幫助其增強(qiáng)服務(wù)老人的信念。最后，對(duì)表現(xiàn)出親社會(huì)行為的護(hù)理員進(jìn)行正面的宣傳和獎(jiǎng)勵(lì)，在整個(gè)組織營(yíng)造為老人著想、為老人服務(wù)的氛圍，潛移默化地提升養(yǎng)老護(hù)理員的親社會(huì)動(dòng)機(jī)。

3.4 研究局限與展望

本研究也存在以下局限：第一，采用自評(píng)方式測(cè)量相對(duì)剝奪感、工作幸福感等具有一定隱私性的議題。雖然采取匿名方式填寫，并在數(shù)據(jù)分析過(guò)程中對(duì)社會(huì)稱許性進(jìn)行了事后控制，但不能完全排除共同方法偏差的不良后果，未來(lái)的研究可以采用多來(lái)源數(shù)據(jù)，最大程度確保測(cè)量的準(zhǔn)確性。第二，將個(gè)體相對(duì)剝奪感視為單一維度，而相關(guān)研究表明，經(jīng)濟(jì)剝奪感與社會(huì)剝奪感的影響效應(yīng)具有一定差異[33]，未來(lái)的研究可以對(duì)二者進(jìn)行區(qū)分，發(fā)掘和明晰經(jīng)濟(jì)剝奪感和社會(huì)剝奪感對(duì)工作幸福感影響的差異。第三，僅從心理契約和親社會(huì)動(dòng)機(jī)視角來(lái)探究養(yǎng)老護(hù)理員相對(duì)剝奪感和工作幸福感之間的心理機(jī)制與邊界條件，未來(lái)的研究可以從更多的理論視角揭開(kāi)兩者之間的“黑箱”并探索調(diào)節(jié)機(jī)制。