二元工作壓力對基層公務(wù)員工作投入的影響機制研究
——基于294位基層公務(wù)員的問卷調(diào)查

王惠琴,袁 銳,尹文嘉

南寧師范大學(xué) a.經(jīng)濟與管理學(xué)院;b.法學(xué)與社會學(xué)院,廣西 南寧 530299

一、問題的提出

自黨的十九大報告提出“推動社會治理重心向基層下移”以來,基層治理成為國家治理的重要組成部分,作為治理界面的基層越來越成為社會治理重心。2020年9月,習近平總書記在基層代表座談會上強調(diào),“十四五”時期,要在加強基層基礎(chǔ)工作、提高基層治理能力上下更大功夫[1]。黨的二十大報告進一步提出:“關(guān)心關(guān)愛基層干部?！盵2]影響基層治理能力提升的因素固然很多,身處基層一線的公務(wù)員就是重要的影響因素之一。作為直接為群眾提供公共服務(wù)的基層公務(wù)員,其特殊的治理界面、工作環(huán)境和工作性質(zhì)決定了其在工作中需要面對服務(wù)對象多樣、公共需求各異、公共目標多元和治理資源不足等諸多挑戰(zhàn)。一些基層公務(wù)員因工作負荷大、繁復(fù)程度高等壓力日益增加而產(chǎn)生情緒焦慮和情緒疲憊,部分年輕公務(wù)員甚至產(chǎn)生了對基層望而生畏、不愿扎根基層的苗頭?；鶎庸珓?wù)員的工作投入是基層治理能力的重要變量,如何通過增強基層公務(wù)員的工作投入來提升基層治理能力是當前學(xué)術(shù)界和實踐部門面臨的重要問題。

“工作投入”最早由卡恩(Kahn)于1990年提出,他認為工作投入是員工對自己行動加以調(diào)整與控制,讓自己和工作角色相融合[3]。此后,這一概念得到學(xué)術(shù)界較多關(guān)注,且產(chǎn)生了不少成果。蕭費利(Schaufeli)等提出,工作投入是員工在工作中體驗到的積極、充實、正面的與工作相關(guān)的情緒和認知狀態(tài),一般包含活力、奉獻和專注3個維度[4]。其中,活力是工作中體現(xiàn)出的心理韌性和情緒狀態(tài);奉獻是個人對工作意義的感知、心理自豪和全力付出;專注則指對工作的融入和全身心投入。學(xué)者分析了影響工作投入的個體因素和組織因素等諸多變量及其內(nèi)在影響機理,尤其是個體因素中的工作壓力、壓力知覺和情緒焦慮等主題下相關(guān)成果不斷涌現(xiàn)[5],但這些成果只認識到了壓力的消極作用。自2000年卡瓦諾(Cavanaugh)等[6]提出工作壓力模型以來,學(xué)術(shù)界開始探討二元工作壓力的不同作用,其作用開始被學(xué)者接受和認可并取得一定的成果。梳理國內(nèi)現(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn),近年來已有少量文獻探索挑戰(zhàn)性工作壓力和工作重塑[7]、員工創(chuàng)新力[8]的關(guān)系,壓力二維結(jié)構(gòu)對工作滿意度[9]、員工創(chuàng)新行為[10]和員工的離職傾向[11]等的作用機制,但鮮有文獻對不同壓力源和員工工作投入的關(guān)系及其內(nèi)在機制進行研究,同時對不同組織、不同層次員工的工作壓力和工作投入的特殊關(guān)系也未得到充分探索。不同的壓力環(huán)境對員工工作滿意度的提升和損耗存在“雙刃”效應(yīng)[12],綜合考慮壓力環(huán)境對基層公務(wù)員工作投入的影響有助于更深刻地了解其工作狀態(tài)。為進一步揭示不同工作壓力源對基層公務(wù)員工作投入的影響機制,筆者基于卡瓦諾和他的同事的分類,將基層公務(wù)員的工作壓力分為挑戰(zhàn)性工作壓力(challenge stressor)和妨礙性工作壓力(hindrance stressor),引入情緒疲憊作為不同壓力作用于基層公務(wù)員工作投入的中介變量,引入領(lǐng)導(dǎo)支持行為作為不同壓力作用于情緒疲憊的調(diào)節(jié)變量,分析二元工作壓力對基層公務(wù)員工作投入的影響。之所以選擇情緒疲憊作為中介變量,是因為情緒疲憊是工作壓力的結(jié)果,也是焦慮等心理的前因,而工作投入也正是一種對工作相關(guān)的情緒和認知狀態(tài)。之所以選擇領(lǐng)導(dǎo)支持行為作為調(diào)節(jié)變量,是因為考慮以往研究主要聚焦于員工工作壓力和情緒對員工工作投入的影響,忽略了領(lǐng)導(dǎo)支持行為對員工行為的跨層次調(diào)節(jié)作用。在實踐中,領(lǐng)導(dǎo)是組織內(nèi)部資源和權(quán)力的實際掌握者,其對下屬的支持行為會對下屬的心理和工作行為產(chǎn)生直接影響?；谝陨戏治?筆者認為:在二元工作壓力對基層公務(wù)員工作投入的影響中,情緒疲憊起中介作用;在二元工作壓力對情緒疲憊的影響中,領(lǐng)導(dǎo)支持行為起調(diào)節(jié)作用。

筆者采用問卷調(diào)查法,基于社會認知理論和交互決定理論,對領(lǐng)導(dǎo)支持行為調(diào)節(jié)二元工作壓力和基層公務(wù)員工作投入關(guān)系的內(nèi)在機理進行理論闡釋和實證檢驗,并根據(jù)實證分析結(jié)果提出相應(yīng)的對策措施,以期為從微觀角度把握疏導(dǎo)基層公務(wù)員工作壓力的規(guī)律、適時疏導(dǎo)基層公務(wù)員工作壓力、帶動基層公務(wù)員工作的積極情緒、提高基層公務(wù)員工作投入以提升基層治理能力等提供思路。

二、理論分析和研究假設(shè)

(一)二元工作壓力和基層公務(wù)員工作投入

在早期研究中,學(xué)者更多是分析工作壓力的消極作用,即對身心健康的負面影響?？ㄍ咧Z和他的同事根據(jù)社會認知理論,按照工作壓力的屬性將其分為挑戰(zhàn)性工作壓力和妨礙性工作壓力。挑戰(zhàn)性工作壓力是一種“好”的建設(shè)性的壓力,對工作績效和職業(yè)發(fā)展有積極影響,個體認為其是通過努力工作能夠克服的工作壓力,包括在有限的時間內(nèi)完成工作、同時兼顧幾項工作和對工作高度負責等。挑戰(zhàn)性工作壓力能夠誘發(fā)個體的積極情緒,提升個體對當前工作的認同感,繼而激發(fā)自身的主觀能動性,投入更多的時間和精力去解決工作中遇到的問題。妨礙性工作壓力是一種“不好”的破壞性的壓力,對個體目標實現(xiàn)和職業(yè)發(fā)展有消極影響,而且個體認為其是通過努力也很難克服的工作壓力,包括來自不同上級不一致的指示、完成任務(wù)的資源不足和完成的任務(wù)簡單重復(fù)等。妨礙性工作壓力會耗費個體大量的時間和精力,同時在可預(yù)見的未來又得不到有效回報,因而個體會有意識地回避甚至是減少工作投入。基于以上理論分析,筆者提出以下假設(shè):

H1a:挑戰(zhàn)性工作壓力和基層公務(wù)員工作投入正相關(guān)。

H1b:妨礙性工作壓力和基層公務(wù)員工作投入負相關(guān)。

(二)情緒疲憊的中介作用

情緒疲憊是一種承受壓力的心理表現(xiàn),是個體情緒和生理資源耗損殆盡的感覺[13]393,并且容易和肉體上的疲倦同時發(fā)生。根據(jù)班杜拉(Bandura)提出的交互決定理論[14],環(huán)境、個體和行為是相互連接起作用的,環(huán)境和人格特征會影響行為,行為反過來也會引起環(huán)境和個體自身的改變[15]。個體在與周圍工作環(huán)境交互的過程中,會利用自我效能感對自己能否通過努力完成工作進行主觀判斷。當個體感受到挑戰(zhàn)性工作壓力時,會作出積極的主觀判斷,認為通過努力工作或利用新技能能夠完成工作任務(wù),成功應(yīng)對工作挑戰(zhàn)從而提高工作績效或促進職業(yè)發(fā)展,因此會激發(fā)個體戰(zhàn)勝挑戰(zhàn)的決心和勇氣等內(nèi)在動機,使其處于興奮的工作狀態(tài)。當個體感受到妨礙性工作壓力時,會作出消極的主觀判斷,認為即使持續(xù)不斷地加大工作投入,在可預(yù)見的未來也難以完成工作或解決問題,只會帶來無盡的壓力,從而產(chǎn)生情緒疲憊等負面效應(yīng)?；谝陨侠碚摲治?筆者提出以下假設(shè):

H2a:挑戰(zhàn)性工作壓力和情緒疲憊負相關(guān)。

H2b:妨礙性工作壓力和情緒疲憊正相關(guān)。

根據(jù)交互決定理論,個體在工作中的付出屬于社會交互過程中的一部分,社會按照“互惠原則”以金錢、名譽或地位等回報的形式予以分配,即:一方提供另一方需要的資源時,另一方會投桃報李地提供對方需要的資源[16];一方資源受到損害的時候,會通過報復(fù)對方來達到平衡。當個體在高負荷工作過程中感受到的是對其工作績效和職業(yè)發(fā)展有利的挑戰(zhàn)性工作壓力時,在回報動機的驅(qū)使下,會處于情緒興奮的工作狀態(tài)而不斷加大工作投入;當個體在高負荷的工作過程中感受到的是對其目標實現(xiàn)和職業(yè)發(fā)展不利的妨礙性工作壓力時,在回報動機驅(qū)使下就會喪失工作熱情,產(chǎn)生情緒疲憊,從而通過減少工作投入去尋求平衡?；谝陨侠碚摲治?筆者提出以下假設(shè):

H3:情緒疲憊和基層公務(wù)員工作投入負相關(guān)。

綜合假設(shè)H2a、H2b和H3的論據(jù),筆者進一步提出以下假設(shè):

H4a:情緒疲憊在挑戰(zhàn)性工作壓力和基層公務(wù)員工作投入之間起間接效應(yīng)。

H4b:情緒疲憊在妨礙性工作壓力和基層公務(wù)員工作投入之間起間接效應(yīng)。

(三)領(lǐng)導(dǎo)支持行為的調(diào)節(jié)作用

領(lǐng)導(dǎo)支持行為是指領(lǐng)導(dǎo)為幫助下屬應(yīng)對焦慮等負面情緒而實施的特殊行為。領(lǐng)導(dǎo)支持行為通常包括為幫助下屬緩和消極情緒而對下屬的包容和共情等行為,或幫助下屬重構(gòu)自我完整性的行為等。根據(jù)社會認知理論,由于身處不同的社會層級,領(lǐng)導(dǎo)者和下屬之間會產(chǎn)生一定的心理距離感,如果雙方之間的心理距離較大,就會降低領(lǐng)導(dǎo)者對下屬的直接影響和效果。領(lǐng)導(dǎo)者的包容、共情和賦能等支持行為會拉近和下屬的心理距離而對下屬身心健康、工作動機和工作投入產(chǎn)生積極影響,如可以增強下屬的滿意度和忠誠感,提高下屬的工作投入,削弱下屬的負面情緒和離職傾向等。無論壓力源的強度多大,領(lǐng)導(dǎo)支持行為都可以降低下屬的疲憊程度,減少壓力源的強度,同時削弱壓力源對下屬產(chǎn)生的疲憊感[17]。領(lǐng)導(dǎo)支持行為的程度不同,下屬疲憊感和壓力源的降低程度不同,壓力源對疲憊感的削弱程度也不同。領(lǐng)導(dǎo)支持程度較低的情況下,下屬從領(lǐng)導(dǎo)那里獲得較少的關(guān)心、包容和賦權(quán)等支持,因此壓力源對下屬的情緒疲憊削弱作用不大。隨著領(lǐng)導(dǎo)支持程度的提高,下屬從領(lǐng)導(dǎo)那里獲得更多的關(guān)心、包容和賦權(quán)等支持,壓力源對下屬的情緒疲憊削弱作用不斷增強?；谝陨侠碚摲治?筆者提出以下假設(shè):

H5a:挑戰(zhàn)性工作壓力和情緒疲憊的關(guān)系受領(lǐng)導(dǎo)支持行為的調(diào)節(jié),而且隨著領(lǐng)導(dǎo)支持程度的不斷提高,挑戰(zhàn)性工作壓力和情緒疲憊之間的負向關(guān)系增強。

H5b:妨礙性工作壓力和情緒疲憊的關(guān)系受領(lǐng)導(dǎo)支持行為的調(diào)節(jié),而且隨著領(lǐng)導(dǎo)支持程度的不斷提高,妨礙性工作壓力和情緒疲憊之間的正向關(guān)系減弱。

在現(xiàn)實工作中,不同的下屬從領(lǐng)導(dǎo)那里獲得的支持程度存在差異,因此二元工作壓力通過情緒疲憊影響基層公務(wù)員工作投入的作用大小也有所不同,即領(lǐng)導(dǎo)支持行為對情緒疲憊形成有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。根據(jù)上述分析和假設(shè),筆者進一步提出以下假設(shè)并構(gòu)建一個有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)研究模型(見圖1):

圖1 中介效應(yīng)研究模型

H6a:領(lǐng)導(dǎo)支持行為對情緒疲憊在挑戰(zhàn)性工作壓力和基層公務(wù)員工作投入之間的中介效應(yīng)產(chǎn)生負向調(diào)節(jié)作用。

H6b:領(lǐng)導(dǎo)支持行為對情緒疲憊在妨礙性工作壓力和基層公務(wù)員工作投入之間的中介效應(yīng)產(chǎn)生正向調(diào)節(jié)作用。

三、研究方法

(一)數(shù)據(jù)收集

本研究的調(diào)查問卷數(shù)據(jù)源自廣東、廣西、四川、河南等省區(qū)縣鄉(xiāng)的基層公務(wù)員。筆者通過委托廣州、南寧、成都、鄭州等高校MPA研究生班2019—2021級在讀碩士研究生及其同學(xué)所在地的基層政府同事,通過問卷星網(wǎng)絡(luò)平臺以微信鏈接形式發(fā)放網(wǎng)絡(luò)問卷。問卷發(fā)放時間為2021年11月10—30日,共計回收350份問卷。剔除前后相同選項過多、填答時間過長或過短等不合格問卷后,剩余有效問卷294份,有效回收率84%。統(tǒng)計結(jié)果顯示:調(diào)查對象的性別比例構(gòu)成中,男性為58.84%,女性為41.16%;年齡比例構(gòu)成中,26歲以下為6.25%,26～<35歲為62.24%,35～<45歲為20.75%,45歲及以上為10.76%;學(xué)歷比例構(gòu)成中,高中/中專及以下為1.70%,?？茷?3.61%,本科為67.34%,研究生為17.35%;工作年限比例構(gòu)成中,2年以下為9.18%,2～<6年為29.25%,6～<15年為40.14%,15年及以上為21.43%。

(二)變量測量

為了保證研究的信度和效度,筆者使用了組織管理和人事心理學(xué)等領(lǐng)域的國際國內(nèi)權(quán)威期刊論文的成熟量表,同時為了確保量表在中國語境下表述的準確性,根據(jù)“翻譯和回譯”程序、本研究的理論邏輯和樣本特征等方面對一些項目表述措辭進行了修訂和整合。除控制變量外,所有量表均采用Likert5點計分法進行測量,選項包括從“1”(非常不符合)到“5”(非常符合)。

1.二元工作壓力

筆者采用勒平(Lepine)等[18]開發(fā)的挑戰(zhàn)性工作壓力、妨礙性工作壓力和評估量表中的分量表1測量,該分量表共20個題項:1～10題為挑戰(zhàn)性工作壓力測項,包括“必須同時兼顧幾項工作”“為了完成工作,我不得不高效地工作”等,一致性系數(shù)α值為0.90;11～20題為妨礙性工作壓力測項,包括“完成任務(wù)的資源不足”“無法清楚地了解自己的工作標準”等,一致性系數(shù)α值為0.93。

表1 驗證性因子分析擬合效果

2.情緒疲憊

筆者采用阿爾耶(Aryee)等[13]394開發(fā)的量表測量基層公務(wù)員的工作疲憊,共6個測項,包括“我的工作使我精神疲憊”“我感到對工作太賣命”等,一致性系數(shù)α值為0.88。

3.領(lǐng)導(dǎo)支持行為

筆者采用拉金斯(Ragins)等[19]開發(fā)的領(lǐng)導(dǎo)支持行為量表,分為領(lǐng)導(dǎo)包容行為、領(lǐng)導(dǎo)共情行為和領(lǐng)導(dǎo)賦能行為等3個側(cè)面共9個測項,包括“當我面臨壓力大的工作時,我可以向我的領(lǐng)導(dǎo)尋求支持”“我的領(lǐng)導(dǎo)承認并尊重我對工作壓力的感受”“我的領(lǐng)導(dǎo)能夠幫我指出突破工作局限的新視角”等,一致性系數(shù)α值為0.95。

4.基層公務(wù)員工作投入

筆者采用里奇(Rich)等[20]開發(fā)的工作投入量表,分為生理、情感、認知等3個分量表共18個測項,包括“我的工作強度很大”“我對我的工作感到自豪”“工作時,我專注于我的工作”等,一致性系數(shù)α值為0.96。

此外,為了排除一些變量對模型因變量的影響效應(yīng),筆者將性別、年齡、受教育程度、工作年限等作為控制變量納入分析。

四、數(shù)據(jù)分析和結(jié)果

(一)共同方法偏差檢驗和驗證性因子分析

為了避免同源數(shù)據(jù)對研究結(jié)果造成的影響,筆者在調(diào)查過程中已經(jīng)進行了相應(yīng)的數(shù)據(jù)質(zhì)量控制,但由于所有變量均由同一被試者提供,仍可能會產(chǎn)生數(shù)據(jù)瑕疵。鑒于此,筆者采用哈曼單因子法檢驗數(shù)據(jù)的同源變異程度,得到KMO值為0.916,Bartlett球形檢驗的顯著性為0.000,同時通過因子分析法從53個題項中析出5個因子,在未旋轉(zhuǎn)時最大因子解釋率為37.03%,低于普遍被接受的40%的閥值,說明并不存在嚴重的共同方法偏差問題。

筆者使用STATA進行驗證性因子分析,將挑戰(zhàn)性工作壓力(CS)、妨礙性工作壓力(HS)、情緒疲憊(EB)、領(lǐng)導(dǎo)支持行為(LS)和基層公務(wù)員工作投入(WE)構(gòu)成的五因子模型進行分析。結(jié)果如表1所示,與低階因子模型相比,五因子模型的擬合優(yōu)度(χ2/df=2.266,CFI=0.933,TLI=0.924,RMSEA=0.066)處于顯著優(yōu)勢。此外,如表2所示,通過比較AVE平方根值和相關(guān)系數(shù),每個因子的AVE平方根值均大于該因子和其他因子間的相關(guān)系數(shù),說明本研究涉及的所有變量區(qū)分效度良好。

表2 模型AVE和CR指標結(jié)果

最后,如表2所示,每個因子的平均方差提取量AVE值大于0.5,并且組合信度CR值大于0.7,說明具有良好的聚合效度。

(二)相關(guān)分析

通過表3的相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出,挑戰(zhàn)性工作壓力和基層公務(wù)員工作投入正相關(guān)但不顯著,妨礙性工作壓力和基層公務(wù)員工作投入顯著負相關(guān)(r=-0.231,p<0.01)。挑戰(zhàn)性工作壓力和情緒疲憊顯著正相關(guān)(r=0.601,p<0.01),妨礙性工作壓力和情緒疲憊顯著正相關(guān)(r=0.652,p<0.01)。情緒疲憊和基層公務(wù)員工作投入顯著負相關(guān)(r=-0.374,p<0.01)。領(lǐng)導(dǎo)支持行為和情緒疲憊顯著負相關(guān)(r=-0.337,p<0.01),領(lǐng)導(dǎo)支持行為和基層公務(wù)員工作投入顯著正相關(guān)(r=0.361,p<0.01)。相關(guān)性結(jié)果與理論假設(shè)基本一致,為進一步分析提供了初步支持。根據(jù)相關(guān)性分析,除假設(shè)H2a外,其他結(jié)果與理論假設(shè)基本一致,為進一步分析提供了初步支持。

表3 AVE平方根值和相關(guān)系數(shù)

(三)假設(shè)檢驗

為檢驗挑戰(zhàn)性工作壓力和妨礙性工作壓力對情緒疲憊的影響,以及情緒疲憊在工作壓力對基層公務(wù)員工作投入影響的間接效應(yīng),筆者使用STATA對數(shù)據(jù)進行嵌套回歸分析(見表4)。

表4 回歸分析結(jié)果

續(xù)表

1.主效應(yīng)和間接效應(yīng)分析

結(jié)果如表4所示,模型M1～M3的因變量為情緒疲憊,M1只將控制變量納入回歸模型,M2～M3逐步加入兩個自變量。模型M4～M7的因變量為基層公務(wù)員工作投入,M4只將控制變量納入回歸模型,M5～M7逐步加入兩個自變量和中介變量。

M6的結(jié)果表明,在加入了控制變量后,挑戰(zhàn)性工作壓力對基層公務(wù)員工作投入有顯著的正向影響(β=0.256,p<0.001),而妨礙性工作壓力對基層公務(wù)員工作投入則有顯著的負向影響(β=-0.366,p<0.001),故假設(shè)H1a和假設(shè)H1b均得到檢驗。

M3的結(jié)果表明,在考慮了控制變量后,挑戰(zhàn)性工作壓力(β=0.344,p<0.001)和妨礙性工作壓力(β=0.462,p<0.001)對情緒疲憊都具有顯著的正向影響,相對來說,妨礙性工作壓力對情緒疲憊的影響大于挑戰(zhàn)性工作壓力,故假設(shè)H2b得到檢驗。假設(shè)H2a和原假設(shè)不符,這是因為隨著挑戰(zhàn)性工作壓力越來越大,基層公務(wù)員同樣會感覺情緒疲憊。

M7的結(jié)果顯示,在回歸方程中加入情緒疲憊之后,挑戰(zhàn)性工作壓力對基層公務(wù)員工作投入依然有顯著的正向影響(β=0.448,p<0.001),而妨礙性工作壓力對基層公務(wù)員工作投入仍然有顯著的負向影響(β=-0.108,p<0.05)。情緒疲憊對基層公務(wù)員工作投入具有顯著的負向影響(β=-0.558,p<0.001),故假設(shè)H3得到檢驗。

綜合考慮M3、M6和M7,即為巴倫(Baron)和肯尼(Kenny)檢驗中介效應(yīng)的逐步法[21],其中M6中工作壓力的回歸系數(shù)為自變量對因變量的總效應(yīng),M7中工作壓力的回歸系數(shù)為控制中介變量影響后自變量對因變量的直接效應(yīng),間接效應(yīng)為M3中工作壓力的回歸系數(shù)與M7中情緒疲憊的回歸系數(shù)之積。比較M6和M7中工作壓力的系數(shù)大小和顯著度?？芍?在控制情緒疲憊的影響后,妨礙性工作壓力對基層公務(wù)員工作投入的影響變小,而挑戰(zhàn)性工作壓力對基層公務(wù)員工作投入的影響變大。根據(jù)麥金農(nóng)(MacKinnon)等關(guān)于中介效應(yīng)和遮掩效應(yīng)(suppressing effects)的判斷方法[22],可知挑戰(zhàn)性工作壓力對基層公務(wù)員工作投入的間接效應(yīng)性質(zhì)不是狹義的中介效應(yīng)(完全中介效應(yīng)),而是遮掩效應(yīng),即“廣義中介效應(yīng)”(部分中介效應(yīng))[23]。挑戰(zhàn)性工作壓力的間接效應(yīng)為負,直接效應(yīng)為正,兩種效應(yīng)符號相反,總效應(yīng)就出現(xiàn)了被遮掩的情況,其絕對值比預(yù)料的要低。

2.情緒疲憊的間接效應(yīng)Bootstrap法檢驗

為進一步分析間接效應(yīng),筆者使用Bootstrap方法(5 000次)對情緒疲憊的中介和遮掩效應(yīng)進行進一步的檢驗[24],結(jié)果如表5和表6所示。

表5 情緒疲憊的間接效應(yīng)Bootstrap檢驗1

表6 情緒疲憊的間接效應(yīng)Bootstrap檢驗2

由表5可知,挑戰(zhàn)性工作壓力直接正向影響基層公務(wù)員工作投入,且效應(yīng)有所增強,回歸系數(shù)從0.256升為0.448。間接效應(yīng)系數(shù)為-0.192,情緒疲憊間接效應(yīng)的95%置信區(qū)間的下限和上限(-0.278,-0.106)均不包含0,表明情緒疲憊在挑戰(zhàn)性工作壓力和基層公務(wù)員工作投入間存在間接效應(yīng),且間接效應(yīng)和直接效應(yīng)的符號相反,應(yīng)為遮掩效應(yīng),假設(shè)H4a得到支持。

由表6可知,妨礙性工作壓力直接負向影響基層公務(wù)員工作投入,且效應(yīng)有所減弱,回歸系數(shù)為-0.108,中介效應(yīng)系數(shù)為-0.258,情緒疲憊間接效應(yīng)的95%置信區(qū)間的下限和上限(-0.356,-0.160)均不包含0,說明情緒疲憊在妨礙性工作壓力和基層公務(wù)員工作投入之間具有部分中介作用,假設(shè)H4b得到支持。

3.領(lǐng)導(dǎo)支持行為的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

為了驗證領(lǐng)導(dǎo)支持行為在工作壓力和情緒疲憊之間的調(diào)節(jié)作用,筆者采用嵌套回歸分析法,將情緒疲憊設(shè)為因變量,依次將工作壓力作為自變量、領(lǐng)導(dǎo)支持作為調(diào)節(jié)變量引入回歸中,最后加入工作壓力和領(lǐng)導(dǎo)支持行為的乘積項進行回歸分析。調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果如表7所示,模型M9表明,在考慮了自變量和控制變量的情況下,領(lǐng)導(dǎo)支持對情緒疲憊存在顯著的負向影響(β=-0.251,p<0.001)。從模型M10可以得出:領(lǐng)導(dǎo)支持行為和挑戰(zhàn)性工作壓力的交互項對情緒疲憊產(chǎn)生了顯著的負向影響(β=-0.094,p<0.05);而領(lǐng)導(dǎo)支持行為和妨礙性工作壓力的交互項對情緒疲憊的影響不顯著。因此,領(lǐng)導(dǎo)支持行為在挑戰(zhàn)性工作壓力和情緒疲憊之間的調(diào)節(jié)作用存在,而領(lǐng)導(dǎo)支持行為在妨礙性工作壓力和情緒疲憊之間的調(diào)節(jié)作用不存在,假設(shè)H5b未得到支持。但是,在中介分析中,已否定H2a假設(shè),得出挑戰(zhàn)性工作壓力對基層公務(wù)員工作投入有顯著的正向影響,與此結(jié)論一致,調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果也顯示出挑戰(zhàn)性工作壓力和情緒疲憊之間的正向關(guān)系,并且領(lǐng)導(dǎo)支持行為越強時,挑戰(zhàn)性工作壓力和情緒疲憊之間的正向關(guān)系越弱,故假設(shè)H5a也未得到支持。但是,“挑戰(zhàn)性工作壓力和情緒疲憊之間的正向關(guān)系越弱”“挑戰(zhàn)性工作壓力和情緒疲憊之間的負向關(guān)系越強”,兩種結(jié)論的方向是一致的,即領(lǐng)導(dǎo)支持行為都產(chǎn)生了積極的作用,最終都是有效緩解情緒疲憊。總之,領(lǐng)導(dǎo)支持行為在挑戰(zhàn)性工作壓力和情緒疲憊之間存在調(diào)節(jié)作用。

表7 領(lǐng)導(dǎo)支持行為的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

4.有調(diào)節(jié)的間接效應(yīng)檢驗

為驗證有調(diào)節(jié)的間接效應(yīng),筆者采用STATA中的sem命令進行參數(shù)估計,并用Bootstrap方法進行檢驗,在控制性別、年齡、受教育程度和工作年限的情況下進行有調(diào)節(jié)的間接效應(yīng)估計和檢驗,結(jié)果如表8和表9所示。

表8 有調(diào)節(jié)的間接效應(yīng)Bootstrap檢驗1

表9 有調(diào)節(jié)的間接效應(yīng)Bootstrap檢驗2

從表8中可以看出:當領(lǐng)導(dǎo)支持行為取低值(均值減去一個標準差)時,挑戰(zhàn)性工作壓力通過情緒疲憊影響基層公務(wù)員工作投入的間接效應(yīng)為-0.244,95%置信區(qū)間的下限和上限(-0.361,-0.127)不包含0,說明間接效應(yīng)是顯著的;當領(lǐng)導(dǎo)支持行為取均值時,挑戰(zhàn)性工作壓力通過情緒疲憊影響基層公務(wù)員工作投入的間接效應(yīng)為-0.200,95%置信區(qū)間的下限和上限(-0.289,-0.110)不包含0,說明間接效應(yīng)是顯著的;當領(lǐng)導(dǎo)支持行為取高值(均值加上一個標準差)時,挑戰(zhàn)性工作壓力通過情緒疲憊影響基層公務(wù)員工作投入的間接效應(yīng)為-0.155,95%置信區(qū)間的下限和上限(-0.255,-0.055)不包含0,說明間接效應(yīng)是顯著的。條件間接效應(yīng)隨著調(diào)節(jié)變量取值的增加而減小,假設(shè)H6a得到驗證。

從表9中可以看出:當領(lǐng)導(dǎo)支持行為取低值(均值減去一個標準差)時,妨礙性工作壓力通過情緒疲憊影響基層公務(wù)員工作投入的間接效應(yīng)為-0.148,95%置信區(qū)間的下限和上限(-0.246,-0.050)不包含0,說明間接效應(yīng)是顯著的;當領(lǐng)導(dǎo)支持行為取均值時,妨礙性工作壓力通過情緒疲憊影響基層公務(wù)員工作投入的間接效應(yīng)為-0.171,95%置信區(qū)間的下限和上限(-0.250,-0.092)不包含0,說明間接效應(yīng)是顯著的;當領(lǐng)導(dǎo)支持行為取高值(均值加上一個標準差)時,妨礙性工作壓力通過情緒疲憊影響基層公務(wù)員工作投入的間接效應(yīng)為-0.195,95%置信區(qū)間的下限和上限(-0.292,-0.098)不包含0,說明間接效應(yīng)是顯著的。調(diào)節(jié)間接效應(yīng)隨著調(diào)節(jié)變量取值的增加而增大,假設(shè)H6b得到驗證。

五、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

筆者基于社會認知理論和交互決定理論,在區(qū)分壓力源的二維結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)上,考察挑戰(zhàn)性和妨礙性等不同性質(zhì)的壓力源對基層公務(wù)員工作投入的影響機制,通過引入情緒疲憊作為中介變量和領(lǐng)導(dǎo)支持行為作為調(diào)節(jié)變量進行分析,得到以下結(jié)論:

第一,挑戰(zhàn)性工作壓力正向影響基層公務(wù)員的工作投入,妨礙性工作壓力負向影響基層公務(wù)員工作投入。

第二,不管是挑戰(zhàn)性工作壓力還是妨礙性工作壓力,都正向影響情緒疲憊,這與預(yù)期假設(shè)挑戰(zhàn)性工作壓力負向影響情緒疲憊不符,因為不管壓力性質(zhì)如何,高負荷的工作壓力都會使基層公務(wù)員感到一定程度的情緒和身體疲憊。情緒疲憊負向影響基層公務(wù)員的工作投入,在妨礙性工作壓力和基層公務(wù)員工作投入之間發(fā)揮完全中介效應(yīng),在挑戰(zhàn)性工作壓力和基層公務(wù)員工作投入之間發(fā)揮部分中介效應(yīng)。

第三,領(lǐng)導(dǎo)支持行為在挑戰(zhàn)性工作壓力和情緒疲憊之間的調(diào)節(jié)作用存在。當感知到較高的領(lǐng)導(dǎo)支持行為時,挑戰(zhàn)性工作壓力和情緒疲憊之間的正向關(guān)系減弱;領(lǐng)導(dǎo)支持行為在妨礙性工作壓力和情緒疲憊之間的調(diào)節(jié)作用不存在,當感受到較高的領(lǐng)導(dǎo)支持行為時,妨礙性工作壓力的交互項對情緒疲憊的影響不顯著。但就領(lǐng)導(dǎo)支持行為調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)而言,領(lǐng)導(dǎo)支持行為負向調(diào)節(jié)情緒疲憊在挑戰(zhàn)性工作壓力和基層公務(wù)員工作投入之間的中介效應(yīng),正向調(diào)節(jié)情緒疲憊在妨礙性工作壓力和基層公務(wù)員工作投入間之間的中介效應(yīng)。

(二)實踐啟示

黨的二十大報告指出:“把到基層和艱苦地區(qū)鍛煉成長作為年輕干部培養(yǎng)的重要途徑?！盵2]隨著中國治理體系和治理能力現(xiàn)代化的不斷推進,國家社會治理重心的下移成為國家、社會關(guān)系調(diào)整的方向,基層成為公務(wù)員成長的重要平臺。各項社會事務(wù)不斷向基層和一線下移后,需要不斷完善基層治理體系,提升基層治理能力,建立完善包括資源下移、權(quán)力下移、管理下移和服務(wù)下移等完整的治理重心下移的目標框架和支撐體系。但在當前,治理重心和治理資源的下移進度并非完全統(tǒng)一,改革設(shè)計政府內(nèi)部權(quán)責的配置、體制機制的調(diào)整和管理服務(wù)流程的重塑,需要整體謀劃、協(xié)同推進。對于任何形式的治理而言,資源稀缺是常態(tài),壓力也是常態(tài),基層治理也不例外。因此,對于基層領(lǐng)導(dǎo)而言,提升基層治理能力尤其需要重視基層公務(wù)員的工作投入,應(yīng)注意以下三點:

第一,科學(xué)區(qū)分壓力類型,提升工作積極性。壓力是壓力源和壓力反映共同構(gòu)成的認知和行為體驗的過程。在基層公務(wù)員管理中,要科學(xué)區(qū)分工作壓力的類型并明確不同性質(zhì)工作壓力對基層公務(wù)員的影響,適當提升能夠正向影響基層公務(wù)員工作投入的挑戰(zhàn)性工作壓力,如給予承擔更多的責任和明確的職務(wù)晉升制度,提升其工作積極性和獲得感等。同時,盡量減少負向影響基層公務(wù)員工作投入的妨礙性工作壓力,如盡可能明確工作標準和考核制度等。

第二,科學(xué)疏導(dǎo)釋放壓力,重建員工健康情緒?？紤]因工作壓力所致的情緒疲憊對基層公務(wù)員工作投入的負向影響作用,為了預(yù)防和降低工作壓力的消極影響,發(fā)揮其積極效應(yīng),建議基層領(lǐng)導(dǎo)關(guān)注基層公務(wù)員的壓力管理問題,通過實施情緒管理培訓(xùn)、心理援助計劃、建立壓力舒緩設(shè)施和推廣工間微休息等方式幫助基層公務(wù)員釋放壓力和重建健康情緒。

第三,適時完善領(lǐng)導(dǎo)方式,提升基層治理能力。領(lǐng)導(dǎo)支持行為對基層公務(wù)員工作投入具有重要的調(diào)節(jié)作用,基層領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)積極發(fā)揮“調(diào)壓器”的作用,適時給干部“增壓”“減壓”,使其工作壓力始終保持在一種“常壓”的狀態(tài)。在工作實踐中,要根據(jù)基層公務(wù)員面臨的實際壓力類型確定合適的領(lǐng)導(dǎo)方式。基層公務(wù)員面臨挑戰(zhàn)性工作壓力時,要適當授權(quán)或給予明確合理的工作建議以激發(fā)其工作積極性;當基層公務(wù)員面臨阻礙性工作壓力時,領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)理解其面臨的實際困難,真情關(guān)愛并包容基層公務(wù)員的小情緒,并盡可能地幫助其解決問題。通過發(fā)揮領(lǐng)導(dǎo)者的調(diào)節(jié)作用使基層公務(wù)員始終保持適度的工作壓力,提高擔當作為能力,增加工作投入,不斷提升基層治理能力。