挑战性工作压力对员工职业成长的影响

高鑫

（国网太原供电公司山西太原030000）

摘要：文章通过对233名科研院所的员工进行问卷调查,探讨了挑战性工作压力对员工职业成长的影响,并采用层级回归法检验了职业自我效能的中介作用。研究表明,挑战性工作压力对员工的职业成长具有显著的影响,员工的职业自我效能感在挑战性工作压力与职业成长之间起到完全中介作用。

关键词：挑战性压力;职业成长;职业自我效能;

一、文献回顾与研究假设

1.挑战性工作压力与职业成长。

工作压力是员工在工作中实际面临的工作需求超出心理预期时所产生的心理感受。Lazarus等人(1984)认为个体所处的环境超出了个体能够承受的范围是压力产生的关键。挑战性压力表示那些被视为获取奖励和成长机会的工作压力,一直被视为职业成功、工作满意度与职业适应性等职业成长结果变量的重要影响因素(Kleheetal.,2011)。

根于压力的转换理论,挑战性压力能够诱发个体的积极情绪,提升个体对当前工作的积极评价。尤其,在当前无边际的职业生涯中,个体在职业生涯中几乎不可能一直处于一个组织中(Zhongetal.,2015)。为了实现职业的可持续发展,对于个体而言,寻找良好的工作机会成为必要。挑战性工作压力与工作本身的潜力息息相关,因此能够提高个体对当前工作潜力的评价。因此,提出假设

假设1:挑战性工作压力对员工职业成长有正向影响。

假设1-1:挑战性工作压力对员工的数量职业成长有正向影响;

假设1-2:挑战性工作压力对员工的质量职业成长有正向影响。

2.职业自我效能感的中介作用。

依据认知评价理论,员工对工作需求的评价会对员工的认知与情感产生影响,进而影响员工选择的压力应对策略。挑战性压力是员工调动现有资源能够应对的工作需求,因而员工评价此类压力时会产生积极的心理预期,而积极的心理预期会带来员工积极的态度与行为结果(Glendonetal.,2016)。而依据Bandura的相关理论,积极的情绪状态与高水平的自我效能感存在显著的相关关系。当员工面临工作压力时,首先将会判断工作压力的类型,当员工认为当前所拥有的资源能够应对当前的工作压力,即该类型的工作压力为挑战性工作压力,个体则会提高自我效能感水平。

Stucliffe和Vogus(2003)强调自我效能感通常拥有更高水平的竞争意识,而这些促使个体增强对于当前工作任务的控制感,并且促使个体去学习掌握完成工作所需要的各项技能。研究结果显示个体职业成功与职业决策自我效能感存在显著的正向相关关系,证明了高自我效能感的员工能够更加娴熟的掌控自我生活,并且拥有更高水平的职业决策技能,以保证自身的职业决策成功(Bullocketal.,2014)。实证研究的结果同样证明了自我效能感与职业成长存在显著的正向相关关系(Riggs,2017)。随着个体自我效能感的提升,员工会在工作中付出更多的努力,以进一步提高工作带给自身的效应。因此,提出假设:

假设2:职业自我效能感在挑战性工作压力与职业成长之间发挥中介作用。

假设2-1:职业自我效能在在挑战性工作压力与数量职业成长之间发挥中介作用;

假设2-2:职业自我效能在在挑战性工作压力与质量职业成长之间发挥中介作用。

二、研究设计

1.样本选择。

研究以某单位工作人员为研究对象。将问卷发放给相关部门的人事负责人,为保护填答人的个人隐私,由人事负责人将问卷密封后转交给填答人,并且填答人的作答为匿名进行。此次研究共发出问卷261份,回收有效问卷233份,有效问卷回收率89.2%。其中男性227人,占比97.4%,女性6人,占比2.6%;已婚89人,占比38.2%,未婚144人,占比61.8%;本科以下学历的填答者28人,占比12%,拥有本科学历者194人,占比83.3%,拥有硕士学历者11人,占比4.7%;管理岗位的工作人员为157人,占比67.4%,其他工作岗位的工作人员为76人,占比32.6%;填答者的平均年龄为29.017±5.18岁,在当前单位的平均工作年限为5.108±4.04年,总平均工作年限为7.86±6.2年。

2.测量方法的选择。

(1)挑战性工作压力。挑战性工作压力使用Zhang(2014)开发的测量工具。该量表包含6个题项,采用Likert5点量表的形式对员工所面临的挑战性工作压力进行测量。其中1表示该压力事件从未出现,5表示该压力事件出现的十分频繁。该量表的一致性信度系数α=0.852。

(2)职业自我效能感。采用SSharon等(2007)开发的量表。该量表包含4个题项,采用Likert5点量表的形式测量员工的职业自我效能感。分值1至5逐次递升,1=“非常不同意”,2=“不同意”,3=“中立”,4=“同意”,5=“非常同意”。该量表的一致性信度系数α=0.809。

(3)职业成长。采用张莉等(2017)所开发的组织内职业成长量表。该量表包含2个维度,6个题项。其中数量职业成长维度包含4个题项,主要指;员工在目前单位的薪资、管理职位或技术职位、管理的幅度或者指导的幅度以及晋升的发展状况,该维度一致性系数α=0.926。质量成长维度包含2个题项,主要指员工对目前工作未来发展愿景的评价,该维度的一致性系数α=0.86。

(4)控制变量包括性别(“1”=男,“2”=女)、婚姻状况(“1”=已婚,“2”=未婚)、教育程度(“1”=大专及以下,“2”=本科,“3”=硕士及以上)、岗位工作年限与岗位(“1”=管理岗位,“2”=非管理岗位)这5个变量。

三、数据分析与假设检验

1.共同方法偏差检验。

由于本次研究所使用的问卷数据是在单一时间内通过自陈氏量表获得,因而存在共同方法偏差问题。通过Hraman单因子分析法讲本研究所包含的变量进行检验,单因子方差变异量为33.185%,表明本次调查数据并不存在严重的共同方法偏差问题。

表1职业自我效能的中介作用分析(N=233)

2.相关分析。

自我效能与挑战性工作压力之间存在显著的正向相关关系(r=0.36,P<0.01);自我效能与阻断性工作压力之间存在显著的负向相关关系(r=-0.275,P<0.01);自我效能与数量职业成长之间存在显著的正向相关关系(r=0.322,P<0.01);自我效能与质量职业成长之间存在显著的正向相关关系(r=0.408,P<0.461)。

3.假设检验。

依据Baron和Kenny提出的中介效应检验方法,本文分别验证了职业自我效能感在挑战性工作压力与数量职业成长、质量职业成长之

间发挥的中介作用。

首先,在控制人口学变量之后,挑战性工作压力分别对于数量职业成长与质量职业成长有显著的正向影响(模型1,β=0.22,p<0.01;模型4,β=0.21,p<0.01)。因此,假设1得到验证。其次,挑战性工作压力对于职业自我效能感具有显著的正向影响(模型2,β=0.33,p<0.01)。最后,将挑战性工作压力与自我效能感一同分别带入对数量职业成长与质量职业成长的回归方程之中,自我效能感对于数量职业成长与质量职业成长具有显著的正向影响作用(模型3,β=0.31,p<0.01;模型5,β=0.44,p<0.01),而挑战性工作压力对于职业成长的影响不再显著(模型3,β=0.12,p>0.05;模型5,β=0.07,p>0.05)。分析结果初步表明,职业自我效能感完全中介了挑战性工作压力对于职业成长的影响。

为了进一步验证职业自我效能感在挑战性工作压力与职业成长之间发挥的中介作用,本文基于Preacher等(2008)提出的重复抽样法,计算了职业自我效能中介效应的效应值与置信区间。研究采用Hayes等(2017)开发的Process插件,采用5000次bootstrap重复抽样,计算出职业自我效能感在挑战性工作压力与数量职业成长之间的中介效应值为0.16,95%的置信区间为[0.0836,0.2646]不包含0;职业自我效能感在挑战性工作压力与质量职业成长之间的中介效应值为0.1785,95%的置信区间为[0.0917,0.3042],不包含0。重复抽样的结果进一步验证职业自我效能的中介作用,假设2得到验证。

五、研究结论与启示

本研究利用233份问卷数据,首先验证了挑战性工作压力对于职业成长的正向影响,表明挑战性工作压力能够帮助员工实现自我的职业成长。其中职业自我效能感发挥了完全中介作用,即克服挑战性工作压力,能够提高员工的自我效能感,而员工自我效能感的提升,能够帮助员工在工作场所中获得更高水平的职业成长。在职业生涯中,注意提升自我效能感,通过学习他人成功的经验,以及保持高昂的工作情绪,提升自我效能感的水平,以获得职业成功。