工作場所社會支持對新民工工作投入的影響

1、<p>　　工作場所社會支持對新民工工作投入的影響</p><p>　　[摘 要]工作場所社會支持作為有效改善和提高員工工作態(tài)度和行為的主要措施之一，日益得到企業(yè)的關(guān)注。本文基于社會交換理論，以新生代農(nóng)民工為樣本，在深度訪談和問卷調(diào)查的基礎(chǔ)上，討論工作場所社會支持對新生代農(nóng)民工工作投入的影響及其內(nèi)在機制。在此基礎(chǔ)上，提出企業(yè)應通過提高工作場所社會支持來提升新生代農(nóng)民工的主觀幸福感以增加其工作投入的建議。

2、 </p><p>　　[關(guān)鍵詞]工作場所社會支持；新生代農(nóng)民工；工作投入；主觀幸福感 </p><p>　　[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2015.46.124 </p><p><b>　　1 引 言 </b></p><p>　　現(xiàn)有許多調(diào)查已表明，工作場所社會支持與工作投入之間是有關(guān)系的。根

3、據(jù)目前對工作場所社會支持相關(guān)文獻的查閱，可發(fā)現(xiàn)國內(nèi)外學者在這方面均做了不少研究，但尚未較多關(guān)注工作場所社會支持與工作投入之間的聯(lián)系。本文將對新生代農(nóng)民工（以下簡稱新民工）進行調(diào)查研究，討論其社會支持對其工作投入的影響，以及主觀幸福感在工作場所社會支持和新民工工作投入之間的中介效應，這不僅可以豐富該領(lǐng)域的研究，也可以為企業(yè)在管理新民工方面提供一些啟示。 </p><p>　　國外研究表明，工作投入是員工可以充滿激情

4、并能長久地投入到工作中去的一種狀態(tài)（Schaufeli，2002），其主要有兩個方面的內(nèi)容：工作伙伴、領(lǐng)導和所在的企業(yè)等來自多方面的支持；對工作場所社會支持的區(qū)分，有一般內(nèi)容和特殊內(nèi)容（Kossek et al.，2011）。Swanberg，等（2011）根據(jù)資源保存理論提出，當個體有足夠多的資源，就有“獲取螺旋（Gain Spiral）”的反應，繼而提高他們的投入。簡單來說，工作場所社會支持對工作投入有積極意義。在國內(nèi)，侯典牧（20

5、11）提出，具有性格優(yōu)勢的員工更容易營造和諧的人際關(guān)系，有助其提高主觀幸福感[4]。荊建華，等（2013）從心理學的角度出發(fā)，探討了新民工主觀幸福感與工作場所社會支持、心理健康等因素的關(guān)系，試圖從心理學角度研究對新民工主觀幸福感產(chǎn)生影響的因素[5]。何謹，等（2014）調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，自尊、積極應對與主觀幸福感明顯正相關(guān)，消極應對與主觀幸福感負相關(guān)；應對方式部分中介了自尊對主觀幸福感的影響[6]。 </p><p>

6、;　　目前有關(guān)新民工在企業(yè)工作投入方面的研究有限，社會對這一新興群體也缺乏足夠的關(guān)注。本研究把工作場所社會支持對新民工工作投入的影響作為一個突破口，研究新民工工作投入的影響機制，為管理新民工的各企業(yè)單位和各級政府提供一些管理建議與辦法。 </p><p><b>　　2 研究假設(shè) </b></p><p>　　2.1 工作場所社會支持與工作投入 </p>

7、<p>　　企業(yè)員工如果在組織內(nèi)有充足的工作場所社會支持，就會有更多精力和干勁，而且會很愿意為公司投入更多時間；另外，足夠的工作場所社會支持也能使員工更加集中精神，從而降低其對時間流逝的敏感度；由此推論，新民工在獲得足夠工作場所社會支持時會更愿意對組織奉獻時間和精力。根據(jù)JD-R模型的核心理論，工作場所社會支持能夠幫助員工成長和發(fā)展，并且它本身還具有激勵作用，所以能使員工有較高的工作投入。對新民工而言，其工作場所社會支持來源

8、于同鄉(xiāng)同事、當?shù)赝乱约吧纤镜?。工作場所社會支持能幫助他們加強對組織的認同，把自己當作組織中不可缺少的部分，從而更多地投入到自己的工作中去[7]?；谏鲜龇治?，提出假設(shè)1。 </p><p>　　假設(shè)1：工作場所社會支持和新民工工作投入正相關(guān)。 </p><p>　　2.2 主觀幸福感與工作投入 </p><p>　　現(xiàn)有研究證明了員工的工作投入與他們幸福感的關(guān)系即

9、員工的工作投入與主觀幸福感確有明顯相關(guān)關(guān)系，員工的主觀幸福感可以預測他們的工作投入。因此，新民工的工作投入與他們的主觀幸福感之間存在關(guān)聯(lián)。作為企業(yè)和各個城市的中堅力量，新民工主觀幸福感的高低、工作投入的多少，不僅影響其自身的發(fā)展，還直接影響企業(yè)的整體績效甚至整個城市的經(jīng)濟發(fā)展?；谏鲜龇治?，提出假設(shè)2。 </p><p>　　假設(shè)2：主觀幸福感和新民工的工作投入正相關(guān)。 </p><p>

10、　　2.3 主觀幸福感的中介效應 </p><p>　　根據(jù)社會交換理論，組織一旦通過提供各種支持滿足員工的需要，基于互惠的原則，他們就變現(xiàn)出積極主動的態(tài)度和行為回報組織。對于新民工而言，他們一旦感受到來自同事和上級的支持，就可以更好地理解自己的工作及公司整體情況，主觀幸福感得到提高，基于互惠的原則，他們就會加大自己的工作投入?；诖?，本文提出假設(shè)3。 </p><p>　　假設(shè)3：主觀幸

11、福感在部分中介了工作場所社會支持對新民工工作投入的影響。 </p><p>　　綜合上述，得出圖1。 </p><p>　　圖1 綜合假設(shè)模型 </p><p><b>　　3 假設(shè)檢驗 </b></p><p><b>　　3.1 研究對象 </b></p><p>　　本

12、研究采用問卷調(diào)查的方法，通過現(xiàn)場發(fā)放、郵寄和電子郵件等方式，對北京、上海、深圳、武漢、南京等12個城市的22家企業(yè)進行調(diào)研。共收回有效問卷339份。研究所使用的測量量表是基于本研究的目的，采用國外成熟的量表，同時考慮到我國的研究情境，對其中的用詞進行了一定的修訂，均采用李克特七點量表測量：工作場所社會支持的測量采用Karasek（1980）的工作場所社會支持量表，量表的Cronbachα為0.844；主觀幸福感的測量采用了PANAS量表

13、，量表的Cronbachα為0.791；工作投入的測量采用Schaufeli等（2002）的量表，量表的Cronbachα為0.826，上述量表均達到要求。另外，在以往對工作投入的研究中，員工的年齡、性別、教育程度、職位性質(zhì)等都是不可缺少的控制變量，所以這個研究中，也用了這些變量作為控制變量。樣本情況小結(jié)見表1。 </p><p><b>　　3.2 假設(shè)檢驗 </b></p>

14、<p>　　3.2.1 同源方差的控制及檢驗 </p><p>　　由于問卷中的變量都是由同一名被調(diào)查者填寫的，所以可能會帶來同源方差的問題。本研究采用哈曼單因素檢測法，檢查了同源方差的嚴重程度，發(fā)現(xiàn)第一個主成分占了總方差的37.652%，并不是很大，所以對結(jié)論的可靠程度幾乎沒有影響。 　　3.2.2 變量區(qū)分效度的驗證性因子分析 </p><p>　　本研究用AMOS軟件對

15、數(shù)據(jù)進行了驗證性因子分析，并采用χ2/df、RMSEA、CFI和NFI這四個指標對模型的擬合效果進行判斷。結(jié)果表明，三因子模型的擬合效果最好（見表2），這說明本研究的三個變量之間區(qū)分效度較好。 </p><p>　　3.2.3 描述性統(tǒng)計結(jié)果分析 </p><p>　　表3是幾個變量的均值、標準差及相關(guān)系數(shù)。可以看出，工作場所社會支持和工作投入之間是正相關(guān)關(guān)系，其中（r=0.501，p&l

16、t;0.01）。主觀幸福感和工作投入之間是正相關(guān)關(guān)系（r=0.495，p<0.01），主觀幸福感和工作場所社會支持之間是正相關(guān)關(guān)系（r=0.546，p<0.01）。 </p><p>　　3.2.4 假設(shè)檢驗 </p><p>　?。?）工作場所社會支持對工作投入的影響 </p><p>　　如表4所示。工作場所社會支持對工作投入的回歸效果顯而易見，該回

17、歸方程的F值達到了顯著性水平，說明回歸應是顯著的。其中，標準回歸系數(shù)為0.501，t值為10.626，p<0.001，這說明工作場所社會支持對工作投入具有明顯的正向影響，假設(shè)1得到了驗證。 </p><p>　　3.2.5 結(jié)構(gòu)方程模型檢驗 </p><p>　　由以上的幾個分析表可以看出，工作場所社會支持、工作投入及主觀幸福感這三者之間相關(guān)，但這種三者共同作用時方向和大小無法確定，

18、所以，本研究用結(jié)構(gòu)方程對假設(shè)模型進行路徑分析和檢驗，假設(shè)模型分別為“M1：工作場所社會支持→工作投入”、“M2：主觀幸福感→工作投入”、“M3：工作場所社會支持→主觀幸福感”、“M4：工作場所社會支持→主觀幸福感→工作投入”。 </p><p>　　由表5可知，模型1結(jié)果顯示，卡方=914.18，自由度=208，卡方自由度比=4.40，小于5；RMSEA=0.1000；CFI=0.80，IFI=0.80，GFI=

19、0.79，NFI=0.76，略小于0.8。顯示模型擬合不太理想，但基本通過，工作場所社會支持與工作投入關(guān)系顯著，路徑系數(shù)為0.558（P<0.001），驗證了假設(shè)1，得出了工作場所社會對工作投入有正向影響的結(jié)果。模型2的結(jié)果顯示，卡方=914.17，自由度=188，卡方自由度比=4.486，略大于4；RMSEA=0.107；GFI=0.78，CFI=0.78，NFI=0.74，IFI=0.78，均略小于0.8。顯示模型擬合不太理想

20、，但基本通過，主觀幸福感與工作投入關(guān)系顯著，路徑系數(shù)0.591（P<0.001），驗證了假設(shè)2，得出了主觀幸福感對工作投入有正向影響的結(jié)果。模型3結(jié)果顯示，卡方=105.31，自由度=26，卡方自由度比=4.05，略大于4，可以接受；RMSEA=0.095，小于0.1；GFI=0.93，CFI=0.93，NFI=0.91，IFI=0.93，均大于0.9。顯示模型擬合理想，工作場所社會支持與主觀幸福</p><p

21、>　　將主觀幸福感作為中介變量加入到工作場所社會支持對工作投入的影響效果中，得到了模型4結(jié)果，卡方=1141.52，自由度=296，卡方自由度比=3.86，略大于3；RMSEA=0.092，小于0.1；CFI=0.90，IFI=0.90，GFI=0.88，NIF=0.85，均略大于0.85。顯示模型擬合比較理想。所得模型見圖2。 </p><p>　　由模型可知，主觀幸福感部分中介了工作場所社會支持對新民工

22、工作投入的影響，假設(shè)3成立。 </p><p><b>　　4 結(jié) 論 </b></p><p>　　本研究為探討工作場所社會支持、主觀幸福感和工作投入之間的關(guān)系，共做了兩個方面的工作：一是檢驗工作場所社會支持對工作投入的影響；二是檢驗主觀幸福感在上述關(guān)系中的中介效應。本研究的主要結(jié)論。一是工作場所社會支持與新民工的工作投入之間有明顯的相關(guān)關(guān)系，而且對新民工的工作投入

23、有積極正向影響，即新民工獲得的工作場所社會支持對工作投入的影響作用顯著。二是主觀幸福感與工作投入之間有明顯正相關(guān)關(guān)系，并且主觀幸福感對工作投入的影響很大，達到了0.591（P<0.001）。三是新民工的主觀幸福感部分中介了工作場所社會支持對他們工作投入的影響。即新民工得到越多的工作場所社會支持，就會覺得越幸福，從而更多地投入到工作中去。 </p><p><b>　　參考文獻： </b>

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