王惠琴,袁 銳,尹文嘉

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

一、問(wèn)題的提出

自黨的十九大報(bào)告提出“推動(dòng)社會(huì)治理重心向基層下移”以來(lái),基層治理成為國(guó)家治理的重要組成部分,作為治理界面的基層越來(lái)越成為社會(huì)治理重心。2020年9月,習(xí)近平總書記在基層代表座談會(huì)上強(qiáng)調(diào),“十四五”時(shí)期,要在加強(qiáng)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(bào)告進(jìn)一步提出:“關(guān)心關(guān)愛(ài)基層干部。”[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(duì)服務(wù)對(duì)象多樣、公共需求各異、公共目標(biāo)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(fù)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(duì)基層望而生畏、不愿扎根基層的苗頭。基層公務(wù)員的工作投入是基層治理能力的重要變量,如何通過(guò)增強(qiáng)基層公務(wù)員的工作投入來(lái)提升基層治理能力是當(dāng)前學(xué)術(shù)界和實(shí)踐部門面臨的重要問(wèn)題。

“工作投入”最早由卡恩(Kahn)于1990年提出,他認(rèn)為工作投入是員工對(duì)自己行動(dòng)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(fèi)利(Schaufeli)等提出,工作投入是員工在工作中體驗(yàn)到的積極、充實(shí)、正面的與工作相關(guān)的情緒和認(rèn)知狀態(tài),一般包含活力、奉獻(xiàn)和專注3個(gè)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(xiàn)是個(gè)人對(duì)工作意義的感知、心理自豪和全力付出;專注則指對(duì)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(gè)體因素和組織因素等諸多變量及其內(nèi)在影響機(jī)理,尤其是個(gè)體因素中的工作壓力、壓力知覺(jué)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(rèn)識(shí)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(lái),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(rèn)可并取得一定的成果。梳理國(guó)內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn),近年來(lái)已有少量文獻(xiàn)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(duì)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(jī)制,但鮮有文獻(xiàn)對(duì)不同壓力源和員工工作投入的關(guān)系及其內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行研究,同時(shí)對(duì)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(duì)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(duì)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(jìn)一步揭示不同工作壓力源對(duì)基層公務(wù)員工作投入的影響機(jī)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(duì)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?yàn)榍榫w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(duì)工作相關(guān)的情緒和認(rèn)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?yàn)榭紤]以往研究主要聚焦于員工工作壓力和情緒對(duì)員工工作投入的影響,忽略了領(lǐng)導(dǎo)支持行為對(duì)員工行為的跨層次調(diào)節(jié)作用。在實(shí)踐中,領(lǐng)導(dǎo)是組織內(nèi)部資源和權(quán)力的實(shí)際掌握者,其對(duì)下屬的支持行為會(huì)對(duì)下屬的心理和工作行為產(chǎn)生直接影響。基于以上分析,筆者認(rèn)為:在二元工作壓力對(duì)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(duì)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(wèn)卷調(diào)查法,基于社會(huì)認(rèn)知理論和交互決定理論,對(duì)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(jī)理進(jìn)行理論闡釋和實(shí)證檢驗(yàn),并根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果提出相應(yīng)的對(duì)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(shí)疏導(dǎo)基層公務(wù)員工作壓力、帶動(dòng)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(duì)身心健康的負(fù)面影響?？ㄍ咧Z和他的同事根據(jù)社會(huì)認(rèn)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(duì)工作績(jī)效和職業(yè)發(fā)展有積極影響,個(gè)體認(rèn)為其是通過(guò)努力工作能夠克服的工作壓力,包括在有限的時(shí)間內(nèi)完成工作、同時(shí)兼顧幾項(xiàng)工作和對(duì)工作高度負(fù)責(zé)等。挑戰(zhàn)性工作壓力能夠誘發(fā)個(gè)體的積極情緒,提升個(gè)體對(duì)當(dāng)前工作的認(rèn)同感,繼而激發(fā)自身的主觀能動(dòng)性,投入更多的時(shí)間和精力去解決工作中遇到的問(wèn)題。妨礙性工作壓力是一種“不好”的破壞性的壓力,對(duì)個(gè)體目標(biāo)實(shí)現(xiàn)和職業(yè)發(fā)展有消極影響,而且個(gè)體認(rèn)為其是通過(guò)努力也很難克服的工作壓力,包括來(lái)自不同上級(jí)不一致的指示、完成任務(wù)的資源不足和完成的任務(wù)簡(jiǎn)單重復(fù)等。妨礙性工作壓力會(huì)耗費(fèi)個(gè)體大量的時(shí)間和精力,同時(shí)在可預(yù)見的未來(lái)又得不到有效回報(bào),因而個(gè)體會(huì)有意識(shí)地回避甚至是減少工作投入?；谝陨侠碚摲治?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(fù)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(gè)體情緒和生理資源耗損殆盡的感覺(jué)[13]393,并且容易和肉體上的疲倦同時(shí)發(fā)生。根據(jù)班杜拉(Bandura)提出的交互決定理論[14],環(huán)境、個(gè)體和行為是相互連接起作用的,環(huán)境和人格特征會(huì)影響行為,行為反過(guò)來(lái)也會(huì)引起環(huán)境和個(gè)體自身的改變[15]。個(gè)體在與周圍工作環(huán)境交互的過(guò)程中,會(huì)利用自我效能感對(duì)自己能否通過(guò)努力完成工作進(jìn)行主觀判斷。當(dāng)個(gè)體感受到挑戰(zhàn)性工作壓力時(shí),會(huì)作出積極的主觀判斷,認(rèn)為通過(guò)努力工作或利用新技能能夠完成工作任務(wù),成功應(yīng)對(duì)工作挑戰(zhàn)從而提高工作績(jī)效或促進(jìn)職業(yè)發(fā)展,因此會(huì)激發(fā)個(gè)體戰(zhàn)勝挑戰(zhàn)的決心和勇氣等內(nèi)在動(dòng)機(jī),使其處于興奮的工作狀態(tài)。當(dāng)個(gè)體感受到妨礙性工作壓力時(shí),會(huì)作出消極的主觀判斷,認(rèn)為即使持續(xù)不斷地加大工作投入,在可預(yù)見的未來(lái)也難以完成工作或解決問(wèn)題,只會(huì)帶來(lái)無(wú)盡的壓力,從而產(chǎn)生情緒疲憊等負(fù)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(fù)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(gè)體在工作中的付出屬于社會(huì)交互過(guò)程中的一部分,社會(huì)按照“互惠原則”以金錢、名譽(yù)或地位等回報(bào)的形式予以分配,即:一方提供另一方需要的資源時(shí),另一方會(huì)投桃報(bào)李地提供對(duì)方需要的資源[16];一方資源受到損害的時(shí)候,會(huì)通過(guò)報(bào)復(fù)對(duì)方來(lái)達(dá)到平衡。當(dāng)個(gè)體在高負(fù)荷工作過(guò)程中感受到的是對(duì)其工作績(jī)效和職業(yè)發(fā)展有利的挑戰(zhàn)性工作壓力時(shí),在回報(bào)動(dòng)機(jī)的驅(qū)使下,會(huì)處于情緒興奮的工作狀態(tài)而不斷加大工作投入;當(dāng)個(gè)體在高負(fù)荷的工作過(guò)程中感受到的是對(duì)其目標(biāo)實(shí)現(xiàn)和職業(yè)發(fā)展不利的妨礙性工作壓力時(shí),在回報(bào)動(dòng)機(jī)驅(qū)使下就會(huì)喪失工作熱情,產(chǎn)生情緒疲憊,從而通過(guò)減少工作投入去尋求平衡。基于以上理論分析,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(fù)相關(guān)。

綜合假設(shè)H2a、H2b和H3的論據(jù),筆者進(jìn)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(duì)焦慮等負(fù)面情緒而實(shí)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(duì)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(huì)認(rèn)知理論,由于身處不同的社會(huì)層級(jí),領(lǐng)導(dǎo)者和下屬之間會(huì)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(huì)降低領(lǐng)導(dǎo)者對(duì)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(huì)拉近和下屬的心理距離而對(duì)下屬身心健康、工作動(dòng)機(jī)和工作投入產(chǎn)生積極影響,如可以增強(qiáng)下屬的滿意度和忠誠(chéng)感,提高下屬的工作投入,削弱下屬的負(fù)面情緒和離職傾向等。無(wú)論壓力源的強(qiáng)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(qiáng)度,同時(shí)削弱壓力源對(duì)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(duì)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?gòu)念I(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(duì)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?gòu)念I(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(duì)下屬的情緒疲憊削弱作用不斷增強(qiáng)。基于以上理論分析,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(fù)向關(guān)系增強(qiáng)。

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(shí)工作中,不同的下屬?gòu)念I(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(guò)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(duì)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(jìn)一步提出以下假設(shè)并構(gòu)建一個(gè)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(duì)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(fù)向調(diào)節(jié)作用。

H6b:領(lǐng)導(dǎo)支持行為對(duì)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(wèn)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(guò)委托廣州、南寧、成都、鄭州等高校MPA研究生班2019—2021級(jí)在讀碩士研究生及其同學(xué)所在地的基層政府同事,通過(guò)問(wèn)卷星網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)以微信鏈接形式發(fā)放網(wǎng)絡(luò)問(wèn)卷。問(wèn)卷發(fā)放時(shí)間為2021年11月10—30日,共計(jì)回收350份問(wèn)卷。剔除前后相同選項(xiàng)過(guò)多、填答時(shí)間過(guò)長(zhǎng)或過(guò)短等不合格問(wèn)卷后,剩余有效問(wèn)卷294份,有效回收率84%。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示:調(diào)查對(duì)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(cè)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(guó)際國(guó)內(nèi)權(quán)威期刊論文的成熟量表,同時(shí)為了確保量表在中國(guó)語(yǔ)境下表述的準(zhǔn)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(duì)一些項(xiàng)目表述措辭進(jìn)行了修訂和整合。除控制變量外,所有量表均采用Likert5點(diǎn)計(jì)分法進(jìn)行測(cè)量,選項(xiàng)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(píng)估量表中的分量表1測(cè)量,該分量表共20個(gè)題項(xiàng):1～10題為挑戰(zhàn)性工作壓力測(cè)項(xiàng),包括“必須同時(shí)兼顧幾項(xiàng)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(cè)項(xiàng),包括“完成任務(wù)的資源不足”“無(wú)法清楚地了解自己的工作標(biāo)準(zhǔn)”等,一致性系數(shù)α值為0.93。

表1 驗(yàn)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(cè)量基層公務(wù)員的工作疲憊,共6個(gè)測(cè)項(xiàng),包括“我的工作使我精神疲憊”“我感到對(duì)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(gè)側(cè)面共9個(gè)測(cè)項(xiàng),包括“當(dāng)我面臨壓力大的工作時(shí),我可以向我的領(lǐng)導(dǎo)尋求支持”“我的領(lǐng)導(dǎo)承認(rèn)并尊重我對(duì)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(rèn)知等3個(gè)分量表共18個(gè)測(cè)項(xiàng),包括“我的工作強(qiáng)度很大”“我對(duì)我的工作感到自豪”“工作時(shí),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(duì)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(yàn)和驗(yàn)證性因子分析

為了避免同源數(shù)據(jù)對(duì)研究結(jié)果造成的影響,筆者在調(diào)查過(guò)程中已經(jīng)進(jìn)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(huì)產(chǎn)生數(shù)據(jù)瑕疵。鑒于此,筆者采用哈曼單因子法檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的同源變異程度,得到KMO值為0.916,Bartlett球形檢驗(yàn)的顯著性為0.000,同時(shí)通過(guò)因子分析法從53個(gè)題項(xiàng)中析出5個(gè)因子,在未旋轉(zhuǎn)時(shí)最大因子解釋率為37.03%,低于普遍被接受的40%的閥值,說(shuō)明并不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問(wèn)題。

筆者使用STATA進(jìn)行驗(yàn)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(jìn)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(shì)。此外,如表2所示,通過(guò)比較AVE平方根值和相關(guān)系數(shù),每個(gè)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(shuō)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(biāo)結(jié)果

最后,如表2所示,每個(gè)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(shuō)明具有良好的聚合效度。

(二)相關(guān)分析

通過(guò)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(fù)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(fù)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(fù)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(jìn)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(jìn)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(yàn)

為檢驗(yàn)挑戰(zhàn)性工作壓力和妨礙性工作壓力對(duì)情緒疲憊的影響,以及情緒疲憊在工作壓力對(duì)基層公務(wù)員工作投入影響的間接效應(yīng),筆者使用STATA對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)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(gè)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(gè)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(duì)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(duì)基層公務(wù)員工作投入則有顯著的負(fù)向影響(β=-0.366,p<0.001),故假設(shè)H1a和假設(shè)H1b均得到檢驗(yàn)。

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(duì)情緒疲憊都具有顯著的正向影響,相對(duì)來(lái)說(shuō),妨礙性工作壓力對(duì)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(yàn)。假設(shè)H2a和原假設(shè)不符,這是因?yàn)殡S著挑戰(zhàn)性工作壓力越來(lái)越大,基層公務(wù)員同樣會(huì)感覺(jué)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(duì)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(duì)基層公務(wù)員工作投入仍然有顯著的負(fù)向影響(β=-0.108,p<0.05)。情緒疲憊對(duì)基層公務(wù)員工作投入具有顯著的負(fù)向影響(β=-0.558,p<0.001),故假設(shè)H3得到檢驗(yàn)。

綜合考慮M3、M6和M7,即為巴倫(Baron)和肯尼(Kenny)檢驗(yàn)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(duì)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(duì)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。可知,在控制情緒疲憊的影響后,妨礙性工作壓力對(duì)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(duì)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(duì)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(fù),直接效應(yīng)為正,兩種效應(yīng)符號(hào)相反,總效應(yīng)就出現(xiàn)了被遮掩的情況,其絕對(duì)值比預(yù)料的要低。

2.情緒疲憊的間接效應(yīng)Bootstrap法檢驗(yàn)

為進(jìn)一步分析間接效應(yīng),筆者使用Bootstrap方法(5 000次)對(duì)情緒疲憊的中介和遮掩效應(yīng)進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)[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(yàn)1

表6 情緒疲憊的間接效應(yīng)Bootstrap檢驗(yàn)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(qiáng),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(hào)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(fù)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(shuō)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(yàn)

為了驗(yàn)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(xiàng)進(jìn)行回歸分析。調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)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(duì)情緒疲憊存在顯著的負(fù)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(xiàng)對(duì)情緒疲憊產(chǎn)生了顯著的負(fù)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(xiàng)對(duì)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(duì)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(qiáng)時(shí),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(fù)向關(guān)系越強(qiáng)”,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?？傊?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(yàn)

4.有調(diào)節(jié)的間接效應(yīng)檢驗(yàn)

為驗(yàn)證有調(diào)節(jié)的間接效應(yīng),筆者采用STATA中的sem命令進(jìn)行參數(shù)估計(jì),并用Bootstrap方法進(jìn)行檢驗(yàn),在控制性別、年齡、受教育程度和工作年限的情況下進(jìn)行有調(diào)節(jié)的間接效應(yīng)估計(jì)和檢驗(yàn),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(yàn)1

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

從表8中可以看出:當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)支持行為取低值(均值減去一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)時(shí),挑戰(zhàn)性工作壓力通過(guò)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(shuō)明間接效應(yīng)是顯著的;當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)支持行為取均值時(shí),挑戰(zhàn)性工作壓力通過(guò)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(shuō)明間接效應(yīng)是顯著的;當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)支持行為取高值(均值加上一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)時(shí),挑戰(zhàn)性工作壓力通過(guò)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(shuō)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(yàn)證。

從表9中可以看出:當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)支持行為取低值(均值減去一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)時(shí),妨礙性工作壓力通過(guò)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(shuō)明間接效應(yīng)是顯著的;當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)支持行為取均值時(shí),妨礙性工作壓力通過(guò)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(shuō)明間接效應(yīng)是顯著的;當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)支持行為取高值(均值加上一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)時(shí),妨礙性工作壓力通過(guò)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(shuō)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(yàn)證。

五、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

筆者基于社會(huì)認(rèn)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(duì)基層公務(wù)員工作投入的影響機(jī)制,通過(guò)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(jìn)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(fù)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(fù)向影響情緒疲憊不符,因?yàn)椴还軌毫π再|(zhì)如何,高負(fù)荷的工作壓力都會(huì)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(fù)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(dāng)感知到較高的領(lǐng)導(dǎo)支持行為時(shí),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(dāng)感受到較高的領(lǐng)導(dǎo)支持行為時(shí),妨礙性工作壓力的交互項(xiàng)對(duì)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(fù)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(shí)踐啟示

黨的二十大報(bào)告指出:“把到基層和艱苦地區(qū)鍛煉成長(zhǎng)作為年輕干部培養(yǎng)的重要途徑?！盵2]隨著中國(guó)治理體系和治理能力現(xiàn)代化的不斷推進(jìn),國(guó)家社會(huì)治理重心的下移成為國(guó)家、社會(huì)關(guān)系調(diào)整的方向,基層成為公務(wù)員成長(zhǎng)的重要平臺(tái)。各項(xiàng)社會(huì)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(biāo)框架和支撐體系。但在當(dāng)前,治理重心和治理資源的下移進(jìn)度并非完全統(tǒng)一,改革設(shè)計(jì)政府內(nèi)部權(quán)責(zé)的配置、體制機(jī)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(jìn)。對(duì)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(duì)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(diǎn):

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(rèn)知和行為體驗(yàn)的過(guò)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(duì)基層公務(wù)員的影響,適當(dāng)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(dān)更多的責(zé)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(shí),盡量減少負(fù)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(biāo)準(zhǔn)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(duì)基層公務(wù)員工作投入的負(fù)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(wèn)題,通過(guò)實(shí)施情緒管理培訓(xùn)、心理援助計(jì)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(shí)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(duì)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(shí)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(shí)踐中,要根據(jù)基層公務(wù)員面臨的實(shí)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(shí),要適當(dāng)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(dāng)基層公務(wù)員面臨阻礙性工作壓力時(shí),領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)理解其面臨的實(shí)際困難,真情關(guān)愛(ài)并包容基層公務(wù)員的小情緒,并盡可能地幫助其解決問(wèn)題。通過(guò)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(dān)當(dāng)作為能力,增加工作投入,不斷提升基層治理能力。