新生代礦工挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力對工作倦怠的影響*
——基于組織公平感與心理彈性的作用機(jī)制

龐曉華,栗繼祖,徐麗麗,滿 嬌

(1.太原理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,山西 太原 030024;2.長治醫(yī)學(xué)院 精神衛(wèi)生系,山西 長治 046000)

0 引言

人為失誤是導(dǎo)致煤礦安全事故的主要原因之一,因此深入探究人為失誤的發(fā)生機(jī)制,對于降低作業(yè)風(fēng)險、減少事故發(fā)生、保障礦工職業(yè)健康具有重要意義。隨著社會的發(fā)展,煤礦的生產(chǎn)方式逐漸向智能化方向轉(zhuǎn)變,新生代礦工成為生產(chǎn)的中堅力量。在煤礦生產(chǎn)轉(zhuǎn)型期,分析新生代礦工作業(yè)風(fēng)險的影響因素及其發(fā)生機(jī)制,對于實現(xiàn)煤炭企業(yè)安全行為的精準(zhǔn)管控具有理論指導(dǎo)和實踐應(yīng)用的價值。

工作倦怠又稱職業(yè)倦怠,是指個體在長期超負(fù)荷的工作壓力下,出現(xiàn)的情緒、認(rèn)知和態(tài)度的衰竭狀態(tài)[1]。工作倦怠不僅會損害礦工的心理健康,而且是引發(fā)不安全行為的重要原因之一[2-4]?，F(xiàn)有關(guān)于礦工的研究大多將工作壓力作為影響礦工工作倦怠乃至不安全行為的消極因素,但其他領(lǐng)域的研究表明,工作壓力并不總是產(chǎn)生消極的后果[5-6]。Cavanaugh等[7]提出挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源二維模型對不同性質(zhì)的壓力進(jìn)行區(qū)分。諸多研究結(jié)果表明二者對工作倦怠的影響并不相同,不加區(qū)分使用累加的方法研究工作壓力對工作倦怠的影響是造成之前研究結(jié)果不一致的主要原因[8]。根據(jù)壓力認(rèn)知評價理論,個體對工作壓力的評估從是否損害自身利益和能否應(yīng)對2方面考慮[9]。挑戰(zhàn)性壓力有助于自我成長、績效和職業(yè)發(fā)展,同時帶來資源回報,礦工承受高工作負(fù)荷同時獲得更高績效[10],如智能化轉(zhuǎn)型下,礦工需學(xué)習(xí)新技能,雖有挑戰(zhàn)但能提升職業(yè)可持續(xù)力[11],此類壓力能夠降低自我損耗,增強(qiáng)心理可得性,減少工作倦怠[12];阻礙性壓力則妨礙目標(biāo)實現(xiàn),需要投入資源應(yīng)對但較少回報,如煤礦生產(chǎn)過程中的角色或任務(wù)沖突增加礦工心理損耗卻鮮有收益[13]。工作要求-資源理論表明,未補(bǔ)充的資源耗竭加劇工作倦怠。根據(jù)國內(nèi)學(xué)者的研究,新生代礦工是指出生于20世紀(jì)80年代及以后的群體,他們生長于改革開放、社會加速轉(zhuǎn)型的時代背景下,與上一代礦工相比受教育程度更高,自我意識水平較高且更加注重公平公正,追求自我價值的實現(xiàn),但工作耐受力較低[14-15]。這些特點(diǎn)使得新生代礦工對工作壓力更加敏感,不同性質(zhì)工作壓力帶來的影響也更加分化。

因此,本文探究新生代礦工的挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力水平及其對工作倦怠的影響,并將組織公平感和心理彈性作為中介變量納入到新生代礦工挑戰(zhàn)性-阻礙性工作壓力和工作倦怠的關(guān)系中,揭示不同性質(zhì)工作壓力對礦工工作倦怠的影響路徑,以期為實現(xiàn)新生代礦工的壓力管控,推進(jìn)新生代礦工的安全管理提供理論基礎(chǔ)和借鑒。

1 理論模型及研究假設(shè)

本文總結(jié)前人文獻(xiàn)并提出研究假設(shè),具體如下:

H1a:挑戰(zhàn)性壓力對新生代礦工工作倦怠具有顯著負(fù)向影響。

H1b:阻礙性壓力對新生代礦工工作倦怠具有顯著正向影響。

H2a:挑戰(zhàn)性工作壓力對新生代礦工組織公平感有顯著正向影響。

H2b:阻礙性工作壓力對新生代礦工組織公平感有顯著負(fù)向影響。

H2c:組織公平感對新生代礦工工作倦怠有顯著負(fù)向影響。

H2d:組織公平感在挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力與新生代礦工工作倦怠之間起中介作用。

H3a:挑戰(zhàn)性壓力對新生代礦工心理彈性有顯著正向影響。

H3b:阻礙性壓力對新生代礦工心理彈性具有顯著負(fù)向影響。

H3c:心理彈性對新生代礦工工作倦怠有顯著負(fù)向影響。

H3d:心理彈性在挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力與新生代礦工工作倦怠間起中介作用。

H4:組織公平感和心理彈性在新生代礦工挑戰(zhàn)性-阻礙性工作壓力與工作倦怠間具有鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

構(gòu)建假設(shè)模型如圖1所示。

圖1 理論假設(shè)模型Fig.1 Theoretical hypothesis model

2 對象和方法

2.1 研究對象

調(diào)查時間為2022年3月至2022年6月,采用整群隨機(jī)抽樣法,抽取來自山西省煤礦企業(yè)不同工種的男性礦工649名,收回有效問卷612份,問卷回收率為94.3%。被試年齡均為42歲及以下,其中25歲及以下占3.0%,26～35歲占51.6%,36～42歲占45.4%;初中及以下學(xué)歷占12.1%,高中、職高、中專、中技學(xué)歷占50.8%,大專學(xué)歷占24.8%,本科學(xué)歷占12.3%;工齡1～3 a占12.4%,4～6 a占24.2%,7 a及以上占63.4%。本文遵循自愿原則,被試在被告知研究目的和過程后,簽署知情同意書,隨后在專業(yè)人員的指導(dǎo)下統(tǒng)一填答量表。

2.2 研究方法

2.2.1 工作倦怠量表

采用李超平等[16]修訂的中文版工作倦怠量表。該量表共15個題項,由情緒耗竭、玩世不恭和低成就感3個分量表構(gòu)成,采用Likert-5點(diǎn)法計分,得分越高表示工作倦怠水平越高。本文工作倦怠量表總表的Cronbach’sα系數(shù)為0.832,情緒耗竭Cronbach’sα系數(shù)為0.902,玩世不恭Cronbach’sα系數(shù)為0.881,低成就感Cronbach’sα系數(shù)為0.898,表明量表信度較好。

2.2.2 挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力量表

使用Zhang等[17]開發(fā)的挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力量表,測量礦工感受到的不同性質(zhì)壓力的水平。該量表采用6個題項測量員工的挑戰(zhàn)性壓力水平,7個題項測量員工的阻礙性壓力水平,采用Likert-5點(diǎn)法計分,得分越高,表明感受到的壓力水平越高。本文中量表挑戰(zhàn)性壓力的Cronbach’sα系數(shù)為0.862,阻礙性壓力的Cronbach’sα系數(shù)為0.901,信度較好。

2.2.3 組織公平感量表

使用Colquitt[18]編制的組織公平感量表,測量礦工對程序公平、分配公平、人際公平和信息公平的感知。該量表共有20個題項,采用Likert-5點(diǎn)法計分。本文中組織公平感量表Cronbach’sα系數(shù)為0.957,分配公平、程序公平、人際公平和信息公平4個維度的Cronbach’sα系數(shù)分別為0.930,0.893,0.941,0.932,表明量表信度較好。

2.2.4 心理彈性量表(CD-RISC)

采用Yu等[19]翻譯修訂的中文版CD-RISC量表。中文版CD-RISC在國內(nèi)應(yīng)用廣泛,且在不同人群中顯示不同的因素結(jié)構(gòu)。龐曉華等[20]對其進(jìn)行信效度驗證,發(fā)現(xiàn)中文版CD-RISC量表在煤礦工人中的應(yīng)用時,仍由25個題項構(gòu)成,主要劃分為抗壓力、勝任感和樂觀性3個維度,每個維度題項分別為11,8,6個,量表采用Likert-5點(diǎn)計分法,得分越高,表明心理彈性越高。本文中心理彈性量表Cronbach’sα系數(shù)為0.944,勝任感、抗壓力和樂觀性3個維度的Cronbach’sα系數(shù)分別為0.910,0.868,0.820。

本文使用SPSS 24.0進(jìn)行描述性統(tǒng)計和Pearson相關(guān)性分析,使用Mplus 8.3統(tǒng)計軟件驗證假設(shè)的潛變量結(jié)構(gòu)方程模型。

3 研究結(jié)果與假設(shè)檢驗

3.1 共同方法偏差檢驗

本文主要采用問卷法收集數(shù)據(jù),為保證數(shù)據(jù)的質(zhì)量和模型的有效性,本文構(gòu)建3個模型:1)單因素模型。挑戰(zhàn)性工作壓力、阻礙性工作壓力、組織公平感、心理彈性和工作倦怠所有題項均負(fù)荷于1個潛變量;2)5因素模型,其中所有變量仍負(fù)荷于各自理論維度;3)6因素模型,即在5因素模型的基礎(chǔ)上,增加1個共因子。擬合結(jié)果如表1所示,結(jié)果表明單因素模型各項指標(biāo)都很差,6因素模型僅有比較擬合指數(shù)CFI指標(biāo)優(yōu)于5因素模型,且ΔCFI=0.006<0.01,表明共同方法偏差無顯著影響。

3.2 各變量的平準(zhǔn)數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)矩陣

根據(jù)研究假設(shè),檢驗煤礦工人組織公平感、挑戰(zhàn)性壓力、阻礙性壓力、心理彈性和工作倦怠之間的關(guān)系,使用SPSS 24.0軟件中Pearson相關(guān)系數(shù)法對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,結(jié)果如表2所示。由表2可知,挑戰(zhàn)性壓力與工作倦怠顯著負(fù)相關(guān)(相關(guān)系數(shù)r=-0.152,p<0.01),阻礙性壓力與工作倦怠顯著正相關(guān)(r=0.296,p<0.01),心理彈性與工作倦怠顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.430,p<0.01),心理彈性與挑戰(zhàn)性壓力顯著正相關(guān)(r=0.477,p<0.01),心理彈性與阻礙性壓力顯著正相關(guān)(r=0.113,p<0.01),組織公平感與工作倦怠顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.434,p<0.01),組織公平感與挑戰(zhàn)性壓力顯著正相關(guān)(r=0.259,p<0.01),組織公平感與阻礙性壓力顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.142,p<0.01),組織公平感與心理彈性顯著正相關(guān)(r=0.428,p<0.01)。

表2 描述性統(tǒng)計分析和相關(guān)性分析結(jié)果Table 2 Results of descriptive statistical analysis and correlation analysis

3.3 挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力影響新生代礦工工作倦怠路徑分析

為有效控制測量誤差,采用潛變量結(jié)構(gòu)方程模型的方法驗證假設(shè)模型,考察挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源對新生代礦工工作倦怠的影響。使用平衡法進(jìn)行題項打包,挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源、組織公平感、心理彈性和工作倦怠為潛變量,各變量對應(yīng)的子維度或題項為觀測變量。

首先,以挑戰(zhàn)性壓力和阻礙性壓力為前因變量,以工作倦怠為結(jié)果變量,檢驗直接效應(yīng),模型擬合結(jié)果表明擬合良好(χ2/df=5.82,RMSEA=0.071,CFI=0.90,TLI=0.88),礦工的挑戰(zhàn)性壓力與阻礙性壓力的標(biāo)準(zhǔn)化影響系數(shù)β為0.359,說明挑戰(zhàn)性壓力和阻礙性壓力在一定程度上會相互影響、轉(zhuǎn)化,但是挑戰(zhàn)性壓力顯著負(fù)向預(yù)測工作倦怠(β=-0.152,p<0.01),阻礙性壓力顯著正向預(yù)測工作倦怠(β=0.296,p<0.01),說明挑戰(zhàn)性壓力負(fù)向影響工作倦怠,阻礙性壓力正向影響工作倦怠,假設(shè)H1a和H1b成立。

隨后,以礦工挑戰(zhàn)性壓力和阻礙性壓力為前因變量,組織公平感和心理彈性為中介變量,工作倦怠為結(jié)果變量,對中介模型擬合程度進(jìn)行驗證,使用偏差校正百分位Bootstrap法,重復(fù)抽樣5 000次,95%的置信區(qū)間,擬合結(jié)果表明擬合良好(χ2/df=4.35,RMSEA=0.069,CFI=0.908,TLI=0.894)。模型驗證后的結(jié)果如圖1所示,其中e表示殘差項;Q1～Q6為挑戰(zhàn)性壓力問卷題項;Q7～Q13為阻礙性壓力問卷題項。由圖1可知,挑戰(zhàn)性壓力對工作倦怠的預(yù)測作用不顯著(β=-0.134,p>0.05),但顯著正向預(yù)測組織公平感(β=0.445,p<0.01),顯著正向預(yù)測心理彈性(β=0.412,p<0.01);阻礙性壓力顯著正向預(yù)測工作倦怠(β=0.250,p<0.01),顯著負(fù)向預(yù)測組織公平感(β=-0.360,p<0.01),對心理彈性的預(yù)測作用不顯著(β=0.017,p>0.05);組織公平感顯著負(fù)向預(yù)測工作倦怠(β=-0.356,p<0.01),顯著正向預(yù)測心理彈性(β=0.381,p<0.01);心理彈性顯著負(fù)向預(yù)測工作倦怠(β=-0.288,p<0.01)。綜上,假設(shè)H2a,H2b,H2c,H3a,H3c成立,H3b不成立。

最后,進(jìn)一步檢驗礦工挑戰(zhàn)性壓力、阻礙性壓力與工作倦怠之間的間接效應(yīng),結(jié)果如表3所示。由表3可知,挑戰(zhàn)性壓力→組織公平感→工作倦怠,挑戰(zhàn)性壓力→心理彈性→工作倦怠,挑戰(zhàn)性壓力→組織公平感→心理彈性→工作倦怠,3條間接效應(yīng)路徑的95%置信區(qū)間均不含0,表明組織公平感和心理彈性在挑戰(zhàn)性壓力與工作倦怠之間具有完全中介作用;除阻礙性壓力→心理彈性→工作倦怠路徑之外,其它2條間接路徑,阻礙性壓力→組織公平感→工作倦怠,阻礙性壓力→組織公平感→心理彈性→工作倦怠的95%的置信區(qū)間均不含0,表明中介效應(yīng)顯著。綜上,假設(shè)H2d,H4成立,假設(shè)H3d部分成立。

表3 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果Table 3 Mediating effect test results

4 討論

1)挑戰(zhàn)性壓力和阻礙性壓力對新生代礦工工作倦怠具有不同的影響,前者有利于降低工作倦怠,后者則會增加工作倦怠,驗證在新生代礦工中存在著不同性質(zhì)的工作壓力,而且不同性質(zhì)的壓力源對工作倦怠具有不同的潛在影響。對礦工自我成長、工作績效和職業(yè)發(fā)展具有積極意義且礦工通過努力可以成功應(yīng)對的壓力能夠降低礦工的職業(yè)倦怠,而那些對礦工工作目標(biāo)實現(xiàn)和職業(yè)發(fā)展產(chǎn)生阻礙性作用且難以克服的壓力,如角色沖突、角色模糊、關(guān)系沖突等,會增加礦工的職業(yè)倦怠。新生代礦工的挑戰(zhàn)性壓力和阻礙性壓力之間的標(biāo)準(zhǔn)化影響系數(shù)為0.414(見圖2),說明挑戰(zhàn)性壓力和阻礙性壓力會在一定程度上相互影響、轉(zhuǎn)化。這一研究結(jié)果表明,雖然挑戰(zhàn)性壓力和阻礙性壓力對工作倦怠具有不同的影響,但根據(jù)工作要求-資源理論模型,當(dāng)挑戰(zhàn)性壓力所帶來的工作要求大于新生代礦工所具備的工作資源時就會向阻礙性壓力轉(zhuǎn)化。

2)組織公平感在挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力與工作倦怠間起中介作用,即挑戰(zhàn)性壓力能夠提高新生代礦工的組織公平感,從而降低工作倦怠;阻礙性壓力則會降低新生代礦工的組織公平感,從而增加工作倦怠。這說明新生代礦工具有較高的公平意識,而且組織公平感是重要的工作資源,能夠降低工作倦怠。

3)心理彈性在挑戰(zhàn)性壓力與工作倦怠間起中介作用,即挑戰(zhàn)性壓力能夠提高新生代礦工的心理彈性,從而降低工作倦怠,但心理彈性在阻礙性壓力與工作倦怠間的中介作用不顯著。這說明心理彈性與工作倦怠負(fù)相關(guān),與挑戰(zhàn)性壓力和阻礙性壓力正相關(guān),但阻礙性壓力會消耗新生代礦工的心理彈性。

4)組織公平感和心理彈性在新生代礦工挑戰(zhàn)性-阻礙性工作壓力與工作倦怠之間具有鏈?zhǔn)街薪樽饔?。這說明組織公平感和心理彈性是2個相互關(guān)聯(lián)的保護(hù)性因素,能夠促進(jìn)心理彈性,進(jìn)而抑制工作倦怠。。

5 結(jié)論

1)新生代面臨著挑戰(zhàn)性和阻礙性2種性質(zhì)不同的壓力,其中挑戰(zhàn)性壓力負(fù)向影響工作倦怠,阻礙性壓力正向影響工作倦怠。管控新生代礦工工作倦怠水平,不僅需要調(diào)控其工作壓力水平,還要需區(qū)分其工作壓力的性質(zhì)。

2)挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力通過影響新生代礦工的組織公平感和心理彈性影響工作倦怠。因此,探討工作壓力對工作倦怠的影響機(jī)制,還需要考慮工作壓力對新生代礦工的組織公平感和心理彈性的影響。在實際工作中,一方面需要注意選拔具有高心理彈性的礦工,另一方面需要增加工作環(huán)境中的保護(hù)性因素,如明確的工作要求和獎懲標(biāo)準(zhǔn),必要的技能培訓(xùn),增加礦工的職業(yè)持續(xù)力等,培育新生代礦工的組織公平感和心理彈性。

3)挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力對新生代礦工的影響具有持續(xù)累積效應(yīng),本文采用橫截面數(shù)據(jù),且來源礦區(qū)單一,缺乏與上一代礦工的比較研究,后續(xù)研究將采用縱向研究,擴(kuò)大煤礦企業(yè)的區(qū)域范圍及數(shù)量,增加代際差異研究,以得到更加普適和穩(wěn)健的結(jié)論