工作場所社會支持對新民工工作投入的影響

馮欣　葛婷　蔣恬　李群

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

[關鍵詞]工作場所社會支持；新生代農民工；工作投入；主觀幸福感

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2015.46.124

1 引 言

現有許多調查已表明，工作場所社會支持與工作投入之間是有關系的。根據目前對工作場所社會支持相關文獻的查閱，可發現國內外學者在這方面均做了不少研究，但尚未較多關注工作場所社會支持與工作投入之間的聯系。本文將對新生代農民工（以下簡稱新民工）進行調查研究，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域的研究，也可以為企業在管理新民工方面提供一些啟示。

國外研究表明，工作投入是員工可以充滿激情并能長久地投入到工作中去的一種狀態（Schaufeli，2002），其主要有兩個方面的內容：工作伙伴、領導和所在的企業等來自多方面的支持；對工作場所社會支持的區分，有一般內容和特殊內容（Kossek et al.，2011）。Swanberg，等（2011）根據資源保存理論提出，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，侯典牧（2011）提出，具有性格優勢的員工更容易營造和諧的人際關系，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，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系，試圖從心理學角度研究對新民工主觀幸福感產生影響的因素[5]。何謹，等（2014）調查研究發現，自尊、積極應對與主觀幸福感明顯正相關，消極應對與主觀幸福感負相關；應對方式部分中介了自尊對主觀幸福感的影響[6]。

目前有關新民工在企業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單位和各級政府提供一些管理建議與辦法。

2 研究假設

2.1 工作場所社會支持與工作投入

企業員工如果在組織內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于同鄉同事、當地同事以及上司等。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1。

假設1：工作場所社會支持和新民工工作投入正相關。

2.2 主觀幸福感與工作投入

現有研究證明了員工的工作投入與他們幸福感的關系即員工的工作投入與主觀幸福感確有明顯相關關系，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聯。作為企業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展，還直接影響企業的整體績效甚至整個城市的經濟發展?；谏鲜龇治觯岢黾僭O2。

假設2：主觀幸福感和新民工的工作投入正相關。

2.3 主觀幸福感的中介效應

根據社會交換理論，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，他們就變現出積極主動的態度和行為回報組織。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。基于此，本文提出假設3。

假設3：主觀幸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。

綜合上述，得出圖1。

圖1 綜合假設模型

3 假設檢驗

3.1 研究對象

本研究采用問卷調查的方法，通過現場發放、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家企業進行調研。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，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。樣本情況小結見表1。

3.2 假設檢驗

3.2.1 同源方差的控制及檢驗

由于問卷中的變量都是由同一名被調查者填寫的，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，發現第一個主成分占了總方差的37.652%，并不是很大，所以對結論的可靠程度幾乎沒有影響。

3.2.2 變量區分效度的驗證性因子分析

本研究用AMOS軟件對數據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分效度較好。

3.2.3 描述性統計結果分析

表3是幾個變量的均值、標準差及相關系數?？梢钥闯?，工作場所社會支持和工作投入之間是正相關關系，其中（r=0.501，p<0.01）。主觀幸福感和工作投入之間是正相關關系（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關系（r=0.546，p<0.01）。

3.2.4 假設檢驗

（1）工作場所社會支持對工作投入的影響

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1得到了驗證。

3.2.5 結構方程模型檢驗

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，但這種三者共同作用時方向和大小無法確定，所以，本研究用結構方程對假設模型進行路徑分析和檢驗，假設模型分別為“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”。

由表5可知，模型1結果顯示，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=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系顯著，路徑系數為0.558（P<0.001），驗證了假設1，得出了工作場所社會對工作投入有正向影響的結果。模型2的結果顯示，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，但基本通過，主觀幸福感與工作投入關系顯著，路徑系數0.591（P<0.001），驗證了假設2，得出了主觀幸福感對工作投入有正向影響的結果。模型3結果顯示，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感關系顯著，路徑系數為0.563（P<0.001），支持了工作場所社會支持影響主觀幸福感。

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。

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工作投入的影響，假設3成立。

4 結 論

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系中的中介效應。本研究的主要結論。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關系，而且對新民工的工作投入有積極正向影響，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關系，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。

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