環(huán)境限制中的生涯發(fā)展：工作心理理論模型的檢驗(yàn)和拓展

關(guān)鍵詞 主觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位 工作體面度 工作自決力 自我控制 工作心理理論

1 前言

生涯發(fā)展領(lǐng)域的核心理論和相關(guān)研究從個(gè)體發(fā)展、人- 職匹配、社會(huì)認(rèn)知和建構(gòu)主義等視角探討人們?nèi)绾巫龀錾倪x擇、實(shí)現(xiàn)好的生涯發(fā)展并獲得幸福感（Duffy et al.， 2016）。這些理論都將個(gè)體的內(nèi)部變量，如自我效能感、興趣、生涯適應(yīng)力等放在首要位置，而將環(huán)境背景變量，如個(gè)體原生家庭的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、歧視和邊緣化等，放在了次要的、背景性的位置（Duffy et al.， 2016）。但實(shí)際上，環(huán)境因素，尤其是環(huán)境限制（contextual constraints），在某些情況下會(huì)對(duì)個(gè)體生涯發(fā)展起到先決性作用。例如，經(jīng)濟(jì)蕭條可能導(dǎo)致失業(yè)和生涯轉(zhuǎn)換，社會(huì)經(jīng)濟(jì)資源不足會(huì)限制個(gè)體求學(xué)、求職和職業(yè)晉升的機(jī)會(huì)；歧視會(huì)影響人們的求職過程和結(jié)果（董一心，2017; 李濤， 2019），這些環(huán)境因素帶來的變化不是個(gè)體能通過提升效能感或培養(yǎng)興趣能力來掌控的。以往的理論和研究忽視了環(huán)境限制帶來的資源和機(jī)會(huì)上的差異，體現(xiàn)了一種帶有偏差性的潛在前提假設(shè)，即人們有職業(yè)選擇的自主性和自由度，如人-職匹配論強(qiáng)調(diào)好的職業(yè)選擇應(yīng)與興趣能力相匹配，但是該理論沒有考慮個(gè)體是否有機(jī)會(huì)從事這些職業(yè)。因此，要探索人們?nèi)绾螌?shí)現(xiàn)好的生涯發(fā)展并在這個(gè)過程中提升幸福感，應(yīng)關(guān)注環(huán)境限制的影響。

工作心理理論（psychology of working theory， PWT;Duffy et al.， 2016）因關(guān)注不同人群的環(huán)境限制和選擇自由度及其對(duì)生涯發(fā)展的作用、與社會(huì)科學(xué)界倡導(dǎo)社會(huì)公正的主流觀念相呼應(yīng)，而成為近年來生涯發(fā)展領(lǐng)域最有影響力的新興理論之一。該理論認(rèn)為，環(huán)境限制是生涯發(fā)展的關(guān)鍵前因，它通過兩種心理資源工作自決力（work volition， 指“對(duì)自己做選擇的自由和能力的覺知”；Duffy et al.， 2012）和生涯適應(yīng)力（career adaptability， 指?jìng)€(gè)體對(duì)于未來的生涯任務(wù)、生涯角色以及面對(duì)生涯改變或不可預(yù)測(cè)的生涯問題的因應(yīng)準(zhǔn)備程度; Porfeli amp; Savickas， 2012）預(yù)測(cè)工作體面度（decent work）。工作體面度的概念來源于國際勞工組織對(duì)體面工作的核心條件的描述，包括在身體和人際上都安全的工作環(huán)境、適當(dāng)?shù)膱?bào)酬、醫(yī)療保障、有空閑和休息時(shí)間以及工作價(jià)值觀與家庭、社會(huì)價(jià)值觀的匹配（Duffy et al.， 2016）。在PWT 中，工作體面度作為生涯發(fā)展質(zhì)量的核心指標(biāo)，決定了個(gè)體能否從工作中獲得實(shí)現(xiàn)感（workfulfillment） 和幸福感（well-being）。另外，PWT還提出主動(dòng)性人格、批判性意識(shí)、社會(huì)支持和經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀能幫助人們緩沖環(huán)境限制的消極影響。

PWT 提出之后，引發(fā)了許多西方學(xué)者的關(guān)注。環(huán)境限制- 工作自決力- 工作體面度這一中介效應(yīng)假設(shè)在美國性少數(shù)群體（Douglass et al.， 2017），美國女性員工（England et al.， 2020），土耳其低收入員工（Kozan et al.， 2019）中均得到驗(yàn)證。工作體面度的積極效應(yīng)也在許多研究中得到支持，涉及的結(jié)果變量包括學(xué)業(yè)滿意度（Allen et al.， 2020）、專業(yè)滿意度（Bouchard amp; Nauta， 2018）、工作滿意度（Duffyet al.， 2015）和生活滿意度（Buyukgoze-Kavas et al.，2015）等。但目前少有研究檢驗(yàn)生涯適應(yīng)力在環(huán)境限制與工作體面度之間的中介作用。另外，很少有研究檢驗(yàn)該理論的調(diào)節(jié)作用假設(shè)。

黨的十九屆五中全會(huì)公報(bào)中提到，目前“我國發(fā)展不平衡不充分問題仍然突出”，“城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和收入分配差距較大”，這意味著中國社會(huì)中的不同群體面臨著不同的環(huán)境限制，應(yīng)充分考察其效應(yīng)和緩沖因素，以探索提升人民幸福感的多樣途徑。然而，相關(guān)研究尚未得到足夠重視，而PWT 提供了這類研究可依托的理論框架。Wang 等人（2019）以中國員工為樣本，基于PWT驗(yàn)證了主觀社會(huì)地位-工作自決力- 工作體面度- 工作滿意度和離職傾向的多重中介模型，并探討了社會(huì)支持和主動(dòng)性人格的調(diào)節(jié)作用。但該研究只考慮了環(huán)境限制的主觀指標(biāo)，無法知道主觀和客觀指標(biāo)何者效應(yīng)更強(qiáng)；只考察了工作自決力而沒有生涯適應(yīng)力的中介作用，模型無法呈現(xiàn)控制兩個(gè)變量相關(guān)之后各自獨(dú)立的效應(yīng)，這可能導(dǎo)致工作自決力的作用被夸大。另外，該研究兩個(gè)調(diào)節(jié)變量的效應(yīng)都與理論假設(shè)相反：不具有緩沖作用，而是“優(yōu)者更優(yōu)”的增強(qiáng)作用。

PWT 除了強(qiáng)調(diào)環(huán)境限制的作用，從實(shí)踐角度說更重要的是其探索環(huán)境限制的緩沖因素這一思路。心理干預(yù)更適合在個(gè)體層面的變量上進(jìn)行。PWT 提及的個(gè)體層面變量有主動(dòng)性人格和批判性意識(shí)。二者都反映了改變環(huán)境、挑戰(zhàn)不公平現(xiàn)狀的傾向（Duffyet al.， 2016）。但到目前為止沒有證據(jù)支持他們的緩沖作用，甚至得出了與假設(shè)相反的結(jié)果（Wang etal.， 2019）。這兩個(gè)因素對(duì)生涯發(fā)展的作用更多體現(xiàn)在目標(biāo)任務(wù)的選擇上，比如，更看重并選擇“推動(dòng)積極變革、改變不平等現(xiàn)狀”的目標(biāo)。但目標(biāo)的選擇和執(zhí)行是兩個(gè)不同的過程（Gollwitzer， 2012），具有主動(dòng)性和變革傾向的個(gè)體，不一定能順利地完成目標(biāo)，尤其是對(duì)于資源不足的人而言，改變環(huán)境、挑戰(zhàn)不公可能會(huì)比社會(huì)資源高的人更困難。相比較而言，在環(huán)境限制帶來的不可控和不確定性中，人們想獲得選擇的自由感和體面工作，目標(biāo)執(zhí)行方面的能力，如自我控制（抑制或者管理短期沖動(dòng)、堅(jiān)持追求長期目標(biāo)的能力；de Ridder et al.， 2012）可能是更重要的。因?yàn)?，自我控制能力較強(qiáng)的個(gè)體在目標(biāo)追求過程中會(huì)有更多投入和努力，碰到阻礙時(shí)會(huì)更堅(jiān)持（de Ridder et al.， 2012），從而在面對(duì)環(huán)境限制時(shí)能更好地應(yīng)對(duì)阻礙并達(dá)成個(gè)人目標(biāo)；自控能力強(qiáng)的人有更高的學(xué)業(yè)工作成就（Converse et al.，2014），從而能獲得更多機(jī)會(huì)與資源，因此能在資源缺乏的環(huán)境中也能保有較高的心理資源和工作體面度。而對(duì)于社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高的人群而言，在心理資源和工作體面度上本身就具有優(yōu)勢(shì)，自我控制的助益可能相對(duì)不會(huì)那么明顯。因此本研究將自我控制作為調(diào)節(jié)變量引入PWT 模型，并假設(shè)自我控制能力能緩沖環(huán)境限制的負(fù)面效應(yīng)。

本研究考察的結(jié)果變量除了Wang 等人（2019）采用的工作滿意度外，還增加了工作意義感。如今越來越多人苦于人生沒有意義，以無意義感為核心特征的“空心病”在我國最優(yōu)秀的青年群體中頻發(fā)（徐凱文， 2016）。西方研究發(fā)現(xiàn)高社會(huì)地位的人有更高的工作意義感（Autin amp; Allan， 2020），而國內(nèi)鮮有研究探討社會(huì)地位和工作意義感的關(guān)系。因此，本研究將考察社會(huì)地位與工作意義感的關(guān)系，并探討二者關(guān)系能否用工作自決力、生涯適應(yīng)力和工作體面度低來解釋。

綜上所述，本研究將基于PWT 及其現(xiàn)有的研究，采用涵蓋多個(gè)行業(yè)、不同階層的工作者樣本，對(duì)PWT 的核心假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，并在以下方面對(duì)PWT進(jìn)行進(jìn)一步驗(yàn)證和拓展：（1）本研究既沿用Wang等人（2019）的設(shè)計(jì)重復(fù)驗(yàn)證主觀社會(huì)地位的效應(yīng)，又加入家庭年收入作為客觀指標(biāo)，由此可同時(shí)體現(xiàn)和對(duì)比環(huán)境限制的主觀和客觀指標(biāo)的預(yù)測(cè)作用；（2）將PWT 的兩個(gè)心理資源中介因素同時(shí)納入模型，避免單路徑中介導(dǎo)致效應(yīng)夸大的問題，（3）新增工作意義感為結(jié)果變量，探討PWT 視角下社會(huì)地位與工作意義感的關(guān)系機(jī)制；（4）在已有PWT 研究無法找到環(huán)境限制的緩沖因素的背景下，探索新的調(diào)節(jié)因素（自我控制）的緩沖作用。假設(shè)模型如圖1 所示。

2 方法

2.1 被試

本研究通過在微信朋友圈發(fā)放廣告招募被試完成網(wǎng)絡(luò)問卷（www.wjx.cn）。共招募到830 人，刪除規(guī)律作答和非員工填答的問卷，最終保留606 份有效問卷，并給被試每人5 元微信紅包以示感謝。其中男性236 人（38.94%），女性370 人（61.06%）。平均年齡34.65 歲（19～61 歲，SD = 9.90 歲）。主觀社會(huì)地位在1 到10 之間，分布對(duì)稱（偏度=.34，M = 4.43，SD = 1.82）。個(gè)人平均年收入9.56萬元（SD = 22.14 萬元）。高中及以下學(xué)歷者65 人（10.73%），大專117 人（19.31%），二本140 人（23.10%），一本151 人（24.92%），碩士119 人（19.64%），博士14 人（2.31%）。

2.2 測(cè)量工具

2.2.1 主觀社會(huì)地位

采用Adler 等人（2000）的主觀社會(huì)地位量表測(cè)量主觀社會(huì)地位。呈現(xiàn)10 級(jí)臺(tái)階的階梯圖形，第一級(jí)代表社會(huì)地位最低，第10 級(jí)代表社會(huì)地位最高，讓被試填寫自己處在第幾級(jí)。低主觀社會(huì)地位代表高環(huán)境限制。

2.2.2 工作自決力

采用中文版工作自決力量表中的一般意志力維度（Duffy et al.， 2012; Wang et al.， 2019）測(cè)量工作自決力。共4 題（如“我已能夠選擇我想要的工作”），7 點(diǎn)計(jì)分（1= 非常不同意，7= 非常同意），分?jǐn)?shù)越高表示感知到的選擇自由度越高。在本研究中，其Cronbach' s α 為.74。

2.2.3 生涯適應(yīng)力

采用生涯適應(yīng)力量表中國修訂版（CareerAdaptabilities Scale-China Form; Hou et al.， 2012;Porfeli amp; Savickas， 2012）測(cè)量生涯適應(yīng)力。該量表共24 題，包括生涯關(guān)注、生涯控制、生涯好奇和生涯自信四個(gè)維度，5 點(diǎn)計(jì)分（1= 不強(qiáng)，5= 很強(qiáng)）。在本研究中，總量表和四個(gè)分量表的Cronbach' s α分別為.94、.86、.85、.79 和.83。

2.2.4 工作體面度

采用中文版的工作體面度量表（Duffy et al.，2017; Wang et al.， 2019）測(cè)量人們感知到的工作的體面程度。該量表共12 題，包括安全的工作條件、適當(dāng)?shù)膱?bào)酬、自由的時(shí)間和休息以及價(jià)值匹配四個(gè)維度，7 點(diǎn)評(píng)分（1= 非常不同意，7= 非常同意）。本研究中，四個(gè)分量表和總量表的Cronbach' s α 分別為.56、.82、.84、.89 和.85。

2.2.5 自我控制

采用簡(jiǎn)版自我控制量表（Brief Self-Control Scale;Tangney et al.， 2004; Unger et al.， 2016）測(cè)量人們的自我控制能力。英文簡(jiǎn)版量表共13 題，單一維度。中文版中有兩道題載荷低，修訂者認(rèn)為這是因?yàn)轭}目不符合中國的文化和語言邏輯（“我希望自己能更自律一些”）以及受社會(huì)稱許影響（“休閑娛樂有時(shí)會(huì)妨礙我完成工作任務(wù)”；Unger et al.， 2016），因此中文簡(jiǎn)版保留11 題。采用5 點(diǎn)計(jì)分（1= 非常不符合，5= 非常符合），分?jǐn)?shù)越高表示自我控制能力越強(qiáng)。本研究中的Cronbach' s α 為.83。

2.2.6 工作滿意度

采用中文版總體工作滿意度問卷（ 李志鵬，2006; Hochwarter et al.， 2003）測(cè)量工作滿意度。該問卷共5 道題，采用５點(diǎn)計(jì)分（1= 非常不符合，5=非常符合）。分?jǐn)?shù)越高表明對(duì)工作的總體滿意度越高。本研究中該量表的Cronbach' s α 為.86。

2.2.7 工作意義感

采用中文版工作意義量表（Work MeaningInventory; 郭小鸞， 2019; Steger et al.， 2012）測(cè)量工作意義感。該量表共有10 個(gè)項(xiàng)目，包括三個(gè)維度：工作中的積極意義、通過工作創(chuàng)造意義和更大利益動(dòng)機(jī)，7 點(diǎn)計(jì)分（1= 完全不同意，7= 完全同意）。分?jǐn)?shù)越高表明意義感越高。本研究中該量表的Cronbach' s α 為.85。

2.3 統(tǒng)計(jì)分析

采用Harman 單因素檢驗(yàn)法檢驗(yàn)共同方法偏差（周浩，龍立榮， 2004），對(duì)所有變量進(jìn)行探索性因素分析，抽取出特征根大于1 的因子共14 個(gè)，第一個(gè)因子的方差解釋率為27.14%，小于常用臨界值40%；單維度的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果模型擬合（χ² （230） = 2850.17， RMSEA =.14，CFI = .61， TLI=.57， SRMR = .10）顯著差于多維度測(cè)量模型（Δχ²= 1，633.2， Δdf = 214），可見本研究中的共同方法偏差較小，可在后續(xù)統(tǒng)計(jì)中忽略不計(jì)。

采用潛調(diào)節(jié)結(jié)構(gòu)方程（latent moderated structuralequations， LMS）檢驗(yàn)帶有調(diào)節(jié)的中介模型（方杰，溫忠麟， 2018）。第一步是估計(jì)沒有潛在交互項(xiàng)的結(jié)構(gòu)方程模型（模型0）以獲得擬合信息，第二步加入潛在交互項(xiàng)（模型1）以獲得路徑系數(shù)。然后用對(duì)數(shù)似然比檢驗(yàn)考察模型1 的擬合度相比模型0 是否有顯著提升，并考察模型1 的AIC（AkaikeInformation Criterion; AIC 值高代表信息丟失多）是否變小。

3 結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

因要求被試完成所有題目后才能提交問卷，數(shù)據(jù)中不含缺失值。所有變量的偏度范圍為-1.145到0.678，峰度范圍為-1.085 到2.825，滿足偏度值lt;|3|、峰度值lt;|10| 的標(biāo)準(zhǔn)（Weston amp; Gore， 2006）。各變量的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

3.2 PWT假設(shè)模型的檢驗(yàn)

首先檢驗(yàn)包含所有觀測(cè)變量和潛變量指標(biāo)的測(cè)量模型，得到可接受的模型擬合結(jié)果（χ² （469） =1272.18， RMSEA = .05， CFI = .91， TLI = .90， SRMR =.05），因子載荷均大于0.4，表明各變量具有良好的構(gòu)念效度，對(duì)于結(jié)果解釋而言是可靠而有意義的。

第二步是檢驗(yàn)不含自我控制的多重中介模型（圖2）。模型擬合良好（χ² （198） = 728.78 ， RMSEA =.07， CFI = .92， TLI = .90， SRMR = .06）。所有間接效應(yīng)均顯著且都符合假設(shè)。員工的主觀社會(huì)地位和家庭收入都能通過工作自決力和生涯適應(yīng)力的中介作用正向預(yù)測(cè)工作體面度，進(jìn)而正向預(yù)測(cè)工作滿意度和工作意義感；模型對(duì)工作體面度、工作滿意度和工作意義感的方差解釋率分別為59.4%，71.0% 和64.2%。

采用兩步法檢驗(yàn)帶有調(diào)節(jié)變量的模型。模型0 的擬合可以接受（χ² （481） = 1340.86， RMSEA =.06， CFI = .90， TLI =.89， SRMR = .06），AIC 值為43606.331，Log Likelihood = -21695.166。接著在模型0基礎(chǔ)上依次加入六個(gè)調(diào)節(jié)效應(yīng)的交互項(xiàng)形成六個(gè)模型1。結(jié)果只有加入了自我控制在主觀社會(huì)地位和工作自決力之間的調(diào)節(jié)作用交互項(xiàng)的模型1 顯著優(yōu)于模型0（AIC 值為43602.816，比模型0 的AIC 值?。粚?duì)數(shù)似然比檢驗(yàn)顯著：模型1 的Log Likelihood = -21690.968， -2LL = 4.20， Δdf = 1， p lt;.05），說明該模型1有效。

用系數(shù)乘積法檢驗(yàn)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。結(jié)果顯示，自我控制正向調(diào)節(jié)主觀社會(huì)地位與工作自決力的關(guān)系（b = .11，95% CI = [.04， .19]），主觀社會(huì)地位通過工作自決力預(yù)測(cè)工作體面度的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)為.03，95% 置信區(qū)間為 [.01， .05]。中介效應(yīng)為.02+.03*SC，隨自我控制（SC）的取值變化：當(dāng)SC 取值為-1 SD（-.82）時(shí)，中介效應(yīng)值為-0.01（95%CI = [-.03， .03]），不顯著；當(dāng)SC 取值為+1 SD（.86）時(shí)，中介效應(yīng)值為.04（95% CI = [.02， .07]），顯著。以上結(jié)果表明，自我控制水平越高，主觀社會(huì)地位通過工作自決力對(duì)工作體面度的預(yù)測(cè)越強(qiáng)（斜率越大）。也就是說，在高自我控制水平的人中，環(huán)境限制的作用越凸顯。

4 討論

本研究在我國員工中檢驗(yàn)了PWT 的多重中介假設(shè)，并考察了以往生涯領(lǐng)域研究相對(duì)忽略的目標(biāo)執(zhí)行相關(guān)因素（即自我控制）對(duì)環(huán)境限制效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果支持PWT 的中介假設(shè)，即主觀社會(huì)地位和家庭收入（作為環(huán)境限制的指標(biāo)）通過工作自決力和生涯適應(yīng)力的中介作用，正向預(yù)測(cè)工作體面度，進(jìn)而正向預(yù)測(cè)工作滿意度和工作意義感。與假設(shè)相反的是，研究發(fā)現(xiàn)自我控制在主觀社會(huì)地位與工作自決力之間的調(diào)節(jié)作用并非緩沖作用，而是“優(yōu)者更優(yōu)”的加強(qiáng)作用。

以往國內(nèi)也有研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)地位對(duì)工作滿意度的正向預(yù)測(cè)作用（劉培森， 尹希果， 2016; 王建武，2017; 王兆萍， 革兆東， 2018）。但是這類研究往往沒有對(duì)二者的關(guān)系做出解釋。根據(jù)PWT的觀點(diǎn)，低社會(huì)地位帶來的環(huán)境限制會(huì)削減人們生涯發(fā)展的機(jī)會(huì)和資源，包括難以形成積極的心理資源，從而難以獲得體面的工作，進(jìn)而影響個(gè)體的職業(yè)發(fā)展和心理健康。本研究的結(jié)果支持了這一理論觀點(diǎn)，低主觀社會(huì)地位的個(gè)體更傾向于認(rèn)為自己的職業(yè)選擇不由自己決定（低工作自決力），在為未來的生涯發(fā)展做準(zhǔn)備方面也表現(xiàn)出相對(duì)較低的能力（低生涯適應(yīng)力），進(jìn)而影響其工作體面度，而工作體面度與工作滿意度的關(guān)系非常密切。這說明，處在低社會(huì)地位、面臨高環(huán)境限制的個(gè)體在生涯發(fā)展方面確實(shí)是更加弱勢(shì)的群體，而且這種局面的產(chǎn)生與個(gè)體的內(nèi)部因素相關(guān)聯(lián)。

工作體面度不僅能預(yù)測(cè)工作滿意度，對(duì)工作意義感也有很高的解釋力。意義感與個(gè)體的生活質(zhì)量、心理健康和身體健康息息相關(guān)（Heintzelman amp; King，2014），而本研究揭示了一種獲得意義感的可能途徑，即爭(zhēng)取獲得體面的工作，或是提升對(duì)工作體面度的評(píng)價(jià)。但同時(shí)，本研究也揭示了獲得體面工作的不易，尤其對(duì)于受制于環(huán)境限制、在機(jī)會(huì)和資源上處于劣勢(shì)的群體而言，更難以通過找到體面的工作從而獲得意義感。

如何打破環(huán)境限制對(duì)個(gè)體職業(yè)發(fā)展的制約是本研究的另一個(gè)關(guān)注點(diǎn)。然而，本研究同以往研究一致地得到了與假設(shè)相反的結(jié)果。對(duì)于高自我控制的人群而言，主觀社會(huì)地位對(duì)工作自決力的預(yù)測(cè)更強(qiáng)，而對(duì)于低自我控制的人群來說，他們的工作自決力不受主觀社會(huì)地位的預(yù)測(cè)，都表現(xiàn)出相對(duì)低下的水平。以往對(duì)我國員工的研究表明高主觀社會(huì)地位的人，更能受益于主動(dòng)性人格和社會(huì)支持（Wang etal.， 2019）。這些結(jié)果都描述了一種“優(yōu)者更優(yōu)，劣者更劣”的循環(huán)：受制于環(huán)境的人，與具有資源優(yōu)勢(shì)的人群相比，即便給予同樣數(shù)量或強(qiáng)度的其他資源，得到的結(jié)果也會(huì)打折扣。資源保存理論（Hobfoll，2001）描述了資源積累的惡性循環(huán)：資源不足的人會(huì)更難獲得資源，而且對(duì)資源損失更敏感。而本研究的結(jié)論可解釋為：資源缺乏會(huì)使得其他資源的正面效應(yīng)不能充分發(fā)揮。這二者都表明環(huán)境限制對(duì)人們的負(fù)面影響是非線性的，面臨越多限制的人，越難克服限制的影響。

4.1 本研究的局限以及相關(guān)的研究展望

本研究采用一般工作者樣本，只關(guān)注了環(huán)境限制中的主觀社會(huì)地位和家庭收入這兩個(gè)指標(biāo)，但環(huán)境限制有很多其他方面的表現(xiàn)，如歧視、邊緣化等。這些指標(biāo)對(duì)應(yīng)的往往是特殊群體。因此，未來基于PWT 的研究可以關(guān)注我國社會(huì)的特殊群體，比如城市農(nóng)民工、性少數(shù)群體、殘疾人群體、以男性為主的行業(yè)中的女性工作者等，關(guān)注特殊環(huán)境限制對(duì)其生涯發(fā)展和心理健康的影響，將有助于探索針對(duì)特定人群和特定環(huán)境限制的“精準(zhǔn)扶助”的策略。

考慮到環(huán)境限制、工作自決力、生涯適應(yīng)力和工作體面程度的相對(duì)穩(wěn)定性，本研究采用橫斷設(shè)計(jì)來探討上述變量的共變關(guān)系，用以佐證理論上的因果假設(shè)。但橫斷設(shè)計(jì)不能描述各個(gè)因素狀態(tài)水平的變化及其帶來的影響，也不能直接證明因果關(guān)系。工作體面度可能會(huì)隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景和個(gè)人生涯轉(zhuǎn)換而發(fā)生變化，因此未來研究可以針對(duì)正在經(jīng)歷生涯轉(zhuǎn)換的人群（如畢業(yè)求職的學(xué)生，或是換工作、被裁員而重新求職的工作者），開展追蹤研究，以得到變量水平變化及其互相作用的規(guī)律。

4.2 實(shí)踐啟示以及相關(guān)的研究展望

本研究發(fā)現(xiàn)工作體面度對(duì)工作意義感和滿意度有很高的解釋力。這意味著提升人們的工作意義感和滿意度的一個(gè)可能途徑，是讓人們認(rèn)為自己的工作具有安全的工作條件（包括生理和心理上的安全）、適當(dāng)?shù)膱?bào)酬、足夠的休息時(shí)間以及工作與個(gè)體的價(jià)值觀相匹配。一方面，這提醒人們?cè)谇舐殨r(shí)，需要充分考慮、并通過生涯探索充分了解工作選項(xiàng)的這幾個(gè)方面（而不是只看重個(gè)別方面）；另一方面，也提醒人們對(duì)工作的期望要恰當(dāng)合理，如果在這些方面的要求過高，即便獲得別人眼中不錯(cuò)的工作，也會(huì)感到自己的工作不夠體面，從而可能導(dǎo)致滿意度和意義感低下。在心理咨詢或員工心理扶助中，對(duì)于感到工作無意義的人，可以嘗試從這幾個(gè)方面去了解問題的原因。

另外，本研究以及前人的研究均發(fā)現(xiàn)，對(duì)于高環(huán)境限制的個(gè)體，積極因素的作用會(huì)被削弱。這意味著，從本人角度說，受制于環(huán)境限制的人想要獲得好的生涯發(fā)展需要付出比優(yōu)勢(shì)群體更多的努力；從助人角度說，想要幫助弱勢(shì)群體需要給予更多的支持和耐心。積極因素的積累也許是個(gè)量變引發(fā)質(zhì)變的過程，達(dá)到一定數(shù)量后才會(huì)開啟資源積累的正向循環(huán)；也可能存在決定性因素和輔助性因素的區(qū)分，只有保證了某些積極因素的存在，其他積極因素才能充分發(fā)揮作用。這些猜測(cè)都還有待未來研究求證，尤其是干預(yù)性的研究，以澄清變量間的因果關(guān)系。

PWT為我們提供了一種開展職業(yè)生涯研究的一般性思路，同時(shí)也是促進(jìn)研究服務(wù)于實(shí)踐的思路，即在提出具體的研究問題或?qū)嵺`方案時(shí)考慮以下問題：我們（研究者和實(shí)踐者）關(guān)注什么人群？這一人群面臨哪些環(huán)境制約？這些制約對(duì)他們的生涯發(fā)展可能有什么影響？哪些因素能緩沖這些環(huán)境制約的影響？遵循這樣的思路，研究可以更好地與實(shí)際相結(jié)合，真正尊重不同群體的差異，關(guān)心不同群體的困境，讓科研創(chuàng)造的知識(shí)能更有效地助力于提升人們的健康和幸福。