挑戰(zhàn)性——阻礙性壓力源、角色超載和情緒枯竭的關系：心理彈性的調節(jié)作用

摘 要 結合工作要求一資源模型和資源保護理論，構建并檢驗了挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源與情緒枯竭之間關系的調節(jié)中介模型。結果表明，角色超載在挑戰(zhàn)性壓力源、阻礙性壓力源和情緒枯竭之間起部分中介作用。心理彈性較低時，挑戰(zhàn)性壓力源會對情緒枯竭產(chǎn)生直接正向影響，角色超載在它們中間不起中介作用：阻礙性壓力源既對情緒枯竭產(chǎn)生直接正向影響，也對情緒枯竭產(chǎn)生間接正向影響。心理彈性較高時，挑戰(zhàn)性壓力源對情緒枯竭的直接影響不再顯著，而是通過角色超載對情緒枯竭產(chǎn)生正向影響：阻礙性壓力源同樣通過角色超載對情緒枯竭產(chǎn)生影響。心理彈性高和心理彈性低的個體相比，阻礙性壓力源對情緒枯竭影響的差異性并不顯著。

關鍵詞 挑戰(zhàn)性壓力源，阻礙性壓力源，角色超載，心理彈性，情緒枯竭。

分類號 B849

l 問題提出

壓力源二維模型認為（ Cavanaugh，Boswell，Roehling，&Boudreau，2000），工作要求對員工態(tài)度的影響取決于工作要求的類型和個體特征等因素，有些工作要求雖然會帶來壓力，但卻被員工視為有回報的工作體驗，這些工作要求帶來的回報足以彌補它帶來的痛苦，這種工作要求被視為挑戰(zhàn)性壓力源。而阻礙性壓力源包括以下幾個方面的工作要求，如組織的政策、煩瑣和拖拉的公事程序、角色模糊以及顧慮工作安全，該類壓力源會阻礙個體的成長和同標的達成，限制個體能力的發(fā)揮，所以會帶來消極的影響。以往實證研究表明，挑戰(zhàn)性壓力源與阻礙性壓力源和結果變量之間存在不同的作用機制。由于挑戰(zhàn)性壓力源可以為個體提供潛在成長和學習機會，所以，該類壓力源可以提高員工的工作投入和工作滿意度（劉得格，時勘，王永麗，龔會，2011）、組織承諾（Podsakoff， LePine，&LePine，2007），降低員工的離職意向、離職行為（Podsakoff，et a1.，2007）。相反，阻礙性壓力源卻會增加員工的工作搜尋行為、自愿離職率、離職意向、工作退縮行為，降低個體的學習績效、忠誠度、滿意度、工作動機、工作績效、組織支持感、組織承諾（ Boswell， Olson -Buchanan， & LePine， 2004； Ca-vanaugh， et al.， 2000； Podsakoff， et al.， 2007；劉得格等，2011）。雖然這兩類壓力源和某些結果變量之間存在不同關系，但是它們都會給個體帶來消極影響，比如情緒枯竭等（Podsakoff， et al.，2007）。然而，以往研究文獻都沒有深入探討這兩類壓力源和情緒枯竭的中間作用機制，研究者們仍然不清楚這兩類壓力源通過什么路徑影響情緒枯竭。

對此，本研究認為，僅僅明確這兩類壓力源和心理壓力、情緒枯竭的直接關系不足以揭示它們之間的作用機制。所以，論文針對這兩類壓力源和情緒枯竭之間的關系進行深入研究，并試圖解決以下兩個重要問題： （1）挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源通過什么機制影響員工的情緒枯竭？ （2）個體資源是否能夠有效緩解挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源帶來的消極影響？在積極組織行為學框架內，依據(jù)工作要求一資源模型和資源保護理論，論文主要在以下幾個方面做出貢獻： （1）明晰挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源和情緒枯竭的作用路徑， （2）揭示挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源與情緒枯竭之間的關系是否因為個體心理彈性有所不同， （3）整合分析心理彈性的調節(jié)作用和角色超載的中介作用，并驗它們的證調節(jié)中介模型。

2 文獻回顧和假設

2.1 角色超載的中介作用

工作要求-資源模型認為，工作中包括兩類因素，即工作要求和工作資源，工作要求涉及和工作相關的生理、社交和組織方面的工作因素.這些工作要求要求個體作出持續(xù)的生理和精神努力.因此和特定的生理和心理成本相聯(lián)系，個體作出的努力越多，其消耗的生理和心理成本越大，超負荷工作會使個體付出的認知和情感努力在得不到恢復的情況下被持續(xù)的消耗，并最終導致員工的工作倦怠感.而且在缺少工作資源的情況下，工作要求更容易引起工作倦怠（ Schaufeli，Bakker，&Van Rhenen，2009）。工作倦怠描述的是個體的一種情緒枯竭、玩世不恭和個人成就感低落癥狀，它是個體處在長期壓力情況下與工作相關的負面癥狀，作為工作倦怠核心維度的情緒枯竭，是指由于工作方面的持續(xù)需求使個體感到情緒被過度使用和耗盡的感覺（De-merouti， Bakker， Jonge， Janssen，&Schaufeli， 2001；Maslach，Schaufeli，&Leiter，2001）。有研究表明，工作要求（比如工作負荷、情緒工作需要等）是工作倦怠的主要預測因素f Schaufeli &Bakker，2004）。工作資源同樣涉及和工作相關的生理、心理、社交和組織方面的要素，然而這些資源卻有利于個體實現(xiàn)工作目標、降低工作要求所帶來的生理和心理成本，以及促使個體的成長與發(fā)展，所以，工作資源對工作不投入有抑制作用（ Demerouti，Bakker， Nachreiner，&Schaufeli，2001）。根據(jù)工作要求一工作資源模型，工作要求可以引起壓力和健康損害過程，而工作資源能激發(fā)工作動機過程，大多數(shù)研究都證實工作要求和工作倦怠負相關，工作資源和工作投入正相關（Bakker&Demerouti，2007）。

研究表明，雖然挑戰(zhàn)性壓力源和阻礙性壓力源與某些結果變量之間存在不同作用機制，但是挑戰(zhàn)性壓力源和阻礙性壓力源都會帶來焦慮與情緒枯竭（Boswell， et al.， 2004； Lepine， Podsakoff，&Lepine，2005）：比如Lepine等（2005）的元分析結果表明，挑戰(zhàn)性和阻礙行壓力源在會給個體帶來心理壓力（ Lepine，et al.，2005）。LePine等（2004）研究結果表明，挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源都會使學生產(chǎn)生情緒枯竭感（ LePine，LePine，&Jackson，2004）。Tai和Liu （2007）也認為，挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源都會造成個體的情緒枯竭（Tai&Liu，2007）。這兩類壓力源和情緒枯竭之間均存在正相關關系的假設也符合壓力源一壓力模型的思想。

角色超載（Role overload）是個體缺少完成承諾、義務或工作要求的個人資源引起的狀況，是給個體帶來工作壓力的重要因素之一（ Peterson，Smith， Akande， Ayestaran， Bochner， Callan， Cho，Jesuino，D'Amorim，&Francois，1995）。角色承擔者面臨諸多客觀合理的角色期望，當自身時間和能力不能使其順利完成預期的工作任務時，便會產(chǎn)生角色超載。根據(jù)資源保護理論，當出現(xiàn)角色超載時.會導致角色承擔者透支自己的生理資源和心理資源去完成過量或過多的任務要求，長期如此則會對角色承擔者的心理健康造成影響（ Hobfoll，2001）。而且，角色超載會使個體將自己的努力、精力和資源用在應付過多的工作要求方面，影響其對工作的投入，降低績效（Brown，Jones，&Leigh，2005）。

挑戰(zhàn)性壓力源的內容涉及較高的工作負荷、時間壓力、較大的工作范圍和高工作責任等（ Ca-vanaugh，et a1.，2000），員工認為這些工作要求是一個學習和獲得獲得成長的機會，因而會帶來積極影響。然而，隨著工作負荷、時間壓力、工作范圍和工作責任的不斷增加，組織中的個體感到的壓力也會不斷增大，當員工感受到的壓力達到一定限度之后，員工就沒有足夠的資源去應對不斷增加的壓力，持續(xù)的工作壓力和個人資源的消耗讓員工感覺超出其應對能力的界限，隨之會給員工帶來壓力，弓I起角色超載，并導致員工的工作倦怠（ Park，Baiden，Jacob，&Wagner，2009）。另外，在工作性質和數(shù)量方面的超負荷也會使員工感覺到持續(xù)的投入并沒有基于互惠規(guī)則從組織得到相應的回報.所以最終引起員工的工作倦怠感（Peiroa， Golnzalez-Roma，Tordera，&Manas，2001）。同樣，在個體面對阻礙性壓力源時，個體需要付出更多的努力應對這種壓力源，此時，用于滿足工作期望的資源就會變得有限，從而使員工感到難易滿足角色要求和期望，形成角色超載。由此，文章提出以下假設：

假設1：角色超載在挑戰(zhàn)性壓力源和情感枯竭中間起中介作用。

假設2：角色超載在阻礙性壓力源和情感枯竭中間起中介作用。

2.2 心理彈性的調節(jié)作用

積極組織行為學研究認為，在面對壓力時，不同個體之間應對壓力的反映存在不同，個體的特征和資源是個體應對壓力的重要影響因素（ Davis，Zautra，&Smith，2004）。作為積極組織行為學領域的重要概念，心理彈性是個體應對壓力的重要個人資源，是個體從逆境、沖突、失敗，甚至是從積極的改變、過程和責任擴大等中回彈或者彈回的能力 （Luthans， 2002； Luthans&Avolio， 2009）， 是幫助個體應對高壓情景或挫折，從高壓情境中或挫折中彈回的能力（ Siu，Hui，Phillips，Lin，Wong，&Shi， 2009）。彈回能力包括靈活性、調整性和適應性能力，能使個體對變化和不確定性做出持續(xù)的響應（Youssef， 2004）。心理彈性可以幫助個體克服困難和承受壓力，且?guī)椭鷤€體堅強持久地應對壓力，進而使個體在應對壓力和挑戰(zhàn)時做出不同選擇和行為，是個體壓力應對策略的重要因素（ Pinkerton &Dolan，2007）。面對壓力時，高心理彈性的個體產(chǎn)生情緒和生理反應的可能性比低心理彈性的個體要?。?Almeida，2005）。具有高水平心理彈性的個體在壓力情境下表現(xiàn)出較少的抑郁癥狀，而低水平心理彈性的個體的危險系數(shù)相對高（Hjemdal，F(xiàn)riborg，Stiles，Rosenvinge，& Martinussen，2006）。在高壓力情境下.較高的心理彈性水平有助于緩解實驗過程中被試的壓力感（ Friborg，Hjemdal，Rosenvinge，Martinussen，Aslaksen，& Flaten，2006）。乖口心理彈性低的個體比較，心理彈性較高的個體感受到的壓力也較少，且能保持積極的樂觀態(tài)度，采取積極的應對措施，更能積極地尋求他人的幫助和其它的資源，而較少選擇回避策略（ Mednick，Cogen，Hen-derson， Rohrbeck， Kitessa，& Streisand， 2007； Tu-gade & Fredrickson， 2004）。

Xanthopoulou等（2007）認為，個體資源在_[作要求一工作資源模型中發(fā)揮獨有的作用，個體資源會增強個體掌控和影響其周圍環(huán)境的感知，能夠更有效地幫助個體應對工作環(huán)境中的工作要求，因而個體資源會調節(jié)工作要求和枯竭之間的關系（Xan-thopoulou， Bakker， Demerouti，& Schaufeli， 2007）。以往實證研究表明，個體資源確實在工作要求和結果變量之間起到調節(jié)作用。比如，張韞黎等（2009）的研究表明.自我效能感低的員工在面臨高阻斷性壓力時，身心緊張會明顯上升，工作滿意度有明顯下降，而高自我效能感的員工，其身心緊張的上升趨勢并不明顯，且其滿意度表現(xiàn)出增加趨勢（張韞黎，陸昌勤，2009）。Jex等（2001）的研究表明，在工作負荷較低且個體選擇回避應對策略的情況下，高自我效能的個體感覺到的壓力更?。↗ex，Bliese，Buzzell，& Primeau，2001）。此外，心理彈性和自我效能感作為心理資本的子維度，有較高的相關關系（Luthans， Avolio， Avey，& Norman， 2007）。因此，有理由認為心理彈性也在工作要求和工作結果之間發(fā)揮著重要的作用，所以，文章提出以下假設：

假設3：心理彈性調節(jié)角色超載在挑戰(zhàn)性壓力源和情緒枯竭之間的中介關系，即心理彈性較高時，角色超載的中介效應較低，心理彈性較低時，角色超載的中介效應較高。

假設4：心理彈性調節(jié)角色超載在阻礙性壓力源和情緒枯竭之間的中介關系，即心理彈性較高時，角色超載的中介效應較低，心理彈性較低時，角色超載的中介效應較高。

3 研究方法

3.1 數(shù)據(jù)來源

研究樣本來自廣州、深圳、江門和佛山等地的多家企業(yè)，研究者在公司聯(lián)系人的配合下將問卷發(fā)放給企業(yè)內部員工。問卷采用匿名形式填寫，并向被調查者承諾，調查結果將嚴格保密，僅用于科學研究。共發(fā)放問卷400份，回收242份，回收有效問卷229份，問卷有效回收率為57.25%。在有效問卷中，女性占5 1.1%，已婚占76.4%，一般員工占1 8.3%，各級領導占70.3%，其它職位員工占11.4%，大專學歷員工占16.2%，本科學歷員工占60.3%，碩士學歷員工占17.90/0.其它學歷員工占5.6%。被調查員工的平均年齡為35.217.平均工作年限為12.910年，在目前企業(yè)的平均任職期為6.698年。

3.2 變量測量

情緒枯竭量表 本研究使用國際通用的工作倦怠量表（Maslach Burnout Inventory，MBI-GS）中的情緒枯竭子量表，該量表已被李超平和時勘（李超平，時勘，2003）等修訂，修訂后情緒枯竭的測最題目數(shù)和原量表保持一致，包含5個題目，比如“工作讓我感覺身心俱憊”、 “下班的時候我感覺精疲力竭”，測量刻度從0（從不）到6（每天）。在本研究中情緒枯竭的α一致性系數(shù)為0.907。

心理彈性量表 研究使用Siu等（2009）的量表，量表共9個題目，比如“我有信心克服目前或將來的困難，能解決面對的難題”，從1（非常不同意）到5（非常同意）。Siu等采用香港、北京等多組樣本對量表有效性進行了驗證，有較好的信度和效度。在本研究中該量表α一致性系數(shù)為0.860。

角色起載量表 研究使用Peterson等（1995）的量表，量表共包含5個題目，比如“我承擔了太多的職責”、 “我所承擔的工作量太大，以致下.我不能保證工作的質量”等，從l（非常不同意）到5（非常同意） （ Peterson，et a1.，1995）。李超平等的研究表明，角色超載量表有較好的信度和效度（李超平，張翼，2009），在本研究中該量表的a-致性系數(shù)為0.904。

挑戰(zhàn)性一阻礙性壓力源量表 研究使用Cavanaugh等（Cavanaugh，et a1.，2000）開發(fā)的量表，其中，挑戰(zhàn)性壓力源包括6個題目，如“我體驗到的時間緊迫性”、 “在規(guī)定的時間內，必須完成的工作量“。阻礙性壓力源包括4個題目，比如“組織內，不是基于業(yè)績，而是通過‘搞關系來影響決策”等。讓被調查者評價題目中描述的情景給自己帶來的壓力程度，從1（不會帶來壓力）到4（會帶來很大壓力）。該量表已被劉得格等（劉得格等，2011）進行了驗證，有較好的信度和效度。在本研究中挑戰(zhàn)性壓力源α一致性系數(shù)為0.893，阻礙性壓力源α一致性系數(shù)為0.640。

在本研究中，研究以性別、年齡、婚姻狀況、職位、教育程度、工作經(jīng)驗和任職期作為控制變量，進行描述性統(tǒng)計分析和納入回歸方程進行分析。

3.3 數(shù)據(jù)分析

研究首先采用AMOS17.0對研究變量進行驗證性因子分析，以便明確研究變量的結構效度.為進一步分析提供基礎。然后，根據(jù)Baron和Kenny（ 1986）提出的中介分析方法采用SPSS20.0軟件對研究假設1和假設2進行驗證（Baron & Kenny，1986）。最后根據(jù)Edwards等（2007）提出的方法采用SPSS20.0軟件分析調節(jié)和中介的整合模型.Edwards等提出的方法的優(yōu)越性在于在分析過程中將調節(jié)和中介整合在一起進行數(shù)據(jù)分析，而且還提供Bootstrap分析和影響效應差異性分析結果（Edwards & Lambert， 2007）。

4 研究結果

4.1 驗證性因子分析和描述統(tǒng)計分析

驗證性因子分析結果如表l所示，從表1中的結果可知，雖然模型Ml中GFI值為0.859，但是由于GFI和樣本量有很大關系，考慮到本研究中的樣本量較大，而且，模型的RMSEA、 CFI和TLI的數(shù)值都大于0.9，所以，本研究認為所有題目都負荷在各自的理論維度上的模型擬合指數(shù)優(yōu)于其它幾個模型的擬合指數(shù)。這表明，挑戰(zhàn)性壓力源、阻礙性壓力源、情緒枯竭、角色超載和心理彈性之間有較高的區(qū)分效度，因此，可以對研究提出假設模型進行進一步分析驗證。

表2的描述統(tǒng)計結果表明，心理彈性和情緒枯竭（r =-0.251，p<0.01）呈顯著負相關關系，角色超載與情緒枯竭（r=0.343，p<0.01）顯著正相關，挑戰(zhàn)性壓力源與角色超載（ r=0.567，p<0.01）、情緒枯竭（r =0.314，p<0.01）顯著正相關。角色超載和情緒枯竭（r=0.343，p<0.01）顯著正相關。阻礙性壓力源和情緒枯竭（ r=0.302，p<0.01）、角色超載（r=0.334，p<0.01）顯著正相關。

4.2 角色超載的中介作用

在檢驗角色超載中介作用的過程中，研究根據(jù)Baron和Kenny （1986）提出的中介分析方法進行層級回歸分析。表2的結果表明，被調查者的婚姻狀況、職位、教育程度和研究關注的主要變量不存在相關關系，所以，論文在進行層級回歸分析時，沒有將上述變量作為控制變量納入回歸方程進行分析。表3結果表明，挑戰(zhàn)性壓力源與情緒枯竭（p =0.327，p<0.01）、角色超載（p=0.560，p<0.01）均顯著正相關，當將挑戰(zhàn)性壓力源和角色超載同時放進方程進行回歸后，挑戰(zhàn)性壓力源（β =0.186，p<0.05）、角色超載（β=0.251，p<0.01）均和情緒枯竭顯著正相關。阻礙性壓力源與情緒枯竭（3=0.288，p<0.01）、角色超載（β=0.323，p<0.01）均顯著正相關.當將阻礙性壓力源和角色超載同時放進方程進行回歸后，阻礙性壓力源（β =0.195，，）<0.01）、角色超載（β=0.286，p<0.01）均和情緒枯竭顯著正相關。上述結果均滿足Baron和Kenny（1986）提出的分析中介效應的條件，因此，假設1和假設2得到支持。

4.3 調節(jié)和中介的整合模型分析

為進一步分析心理彈性在挑戰(zhàn)性壓力源、阻礙性壓力源、角色超載和情緒枯竭之間關系中的調節(jié)作用，論文采用Edwards等（2007）提出的方法，將中介效應和調節(jié)效應整合在一起進行分析，分析時首先依據(jù)Edwards等（2007）方法中的“公式5”和“公式20”進行分析，得出主要變量的系數(shù)，然后再根據(jù)得出的系數(shù)計算間接效應和總效應，并用偏差矯正置信區(qū)間（Bias-corrected confidence iniervals）檢驗其顯著性（分析結果如表4和表5所示）。

如表4和圖1A所示，心理彈性較低時，挑戰(zhàn)性壓力源會對情緒枯竭的產(chǎn)生直接影響（3=0.409，p<0.01），此時，挑戰(zhàn)性壓力源對情緒枯竭的間接影響并不顯著。心理彈性較高時，挑戰(zhàn)性壓力源對情緒枯竭的直接影響不再顯著，此時，挑戰(zhàn)性壓力源主要通過角色超載對情緒枯竭產(chǎn)生間接影響，間接影響效應為0.194（p<0.01，CI：0.061—0.345）。高心理彈性組和低心理彈性組兩種情況下，挑戰(zhàn)性壓力源對情緒枯竭的總影響效應分別為0.270（p<0.0l，CI：

0.120～0.426）和0.466（p<0.01， CI：0.294—0.629），均達到顯著水平。這表明，心理彈性作為個體的一種資源，雖然高心理彈性會帶來一定的積極影響，但是，高心理彈性并不能削弱挑戰(zhàn)性壓力源對情緒枯竭的負面影響。

表5和圖1B的結果表明，心理彈性較低時.阻礙性壓力源會對情緒枯竭的直接影響（3=0.212，p<0.01）和間接影響（3=0.062，p<0.01）都達到顯著水平。心理彈性較高時，阻礙性壓力源對情緒枯竭的直接影響不再顯著，此時，阻礙性壓力源主要通過角色超載對情緒枯竭產(chǎn)生間接影響，間接影響效應為0.128 （p<0.01.CI： 0.056～0.249）。高心理彈性組和低心理彈性組兩種情況下，阻礙性壓力源對情緒枯竭的總影響效應分別為0.210（p<0.01，CI： 0.039～0.423）和0.274（p<0.01，CI： 0.111～0.480），均達到顯著水平。這表明，心理彈性作為個體的一種資源，雖然能在一定程度上起到緩解阻礙性壓力源的消極影響，但是，同樣不能削弱阻礙性壓力源對情緒枯竭的總體消極影響。

為更直觀地呈現(xiàn)圖1A中在不同心理彈性水平下（平均值+1標準差），挑戰(zhàn)性壓力源、角色超載和惰‘緒枯竭的關系，論文畫出了挑戰(zhàn)性壓力源對情緒枯竭的直接和總影響效應關系圖（如圖2和圖3所示）。

圖2表明，心理彈性較低時，隨著挑戰(zhàn)新壓力源的增大，挑戰(zhàn)性壓力源對情緒枯竭直接影響明顯升高，高心理彈性組和低心理彈性組之間的差別為-0.333 （p<0.05，CI： -0.060～-0.640），達到顯著水平。圖3表明，無論心理彈性高還是低.挑戰(zhàn)性壓力源對情緒枯竭的總影響效應都會隨著挑戰(zhàn)性壓力源的增大而增大，但是，心理彈性高時，挑戰(zhàn)性壓力源對情緒枯竭的總影響效應隨著挑戰(zhàn)性壓力源的增大而增大的幅度相對較小。高心理彈性組和低心理彈性組之間的差別為-0.195（p<0.1，CI：-0.356～-0.035）。雖然研究結果與假設3和假設4不同，但是研究結果仍然值得研究者關注。

5 分析和討論

5.1 討論

第一、以往圍繞工作要求一資源模型的研究.絕大多數(shù)研究結果都認為工作要求會帶來消極影響，工作資源會帶來積極影響，但工作要求一資源模型并沒有明確個體資源在其中所起的作用。本研究結果表明，在員工心理彈性較高的情況下.挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源對情緒枯竭的直接影響并不顯著，而且，和心理彈性較低的員工相比，心理彈性高的員工在面對不斷增加的挑戰(zhàn)壓力時，情緒枯竭增加的幅度較小（如圖2所示），這說明心理彈性作為個體資源在一定程度上可以削弱工作要求對情緒枯竭的影響，研究結論進一步補充了工作要求一資源模型。Xanthopoulou等（2007）認為，個人資源會起到削弱工作要求對情緒枯竭影響，但他們的實證結果并沒有支持他們的假設，對此，他們認為其中的原因可能是個體資源的測量內容主要體現(xiàn)在情感認知層面，沒有體現(xiàn)行為操作層面的內容，行為操作層面的內容對抑制某些特定工作要求和情緒枯竭的關系比較重要（ Xanthopoulou，et a1.，2007）。而心理彈性作為重要的個體資源，能使個體采取主動應對策略應對面臨的壓力和挑戰(zhàn)，可以激發(fā)個體積極地尋求他人的幫助和其它的資源，采取積極的應對措施，抓住成長、學習和自我實現(xiàn)的機會。這不僅體現(xiàn)了壓力應對的行為操作層面的內容，而且體現(xiàn)了員工對壓力評價和員工個人特征的重要作用.在一定程度上能夠解釋為什么在特定的工作環(huán)境中有些個體不會體驗到情緒枯竭。

第二、根據(jù)資源保護理論，個體通常在生理、認知和社會領域努力獲得、維持、保護并培育自己的資源：擁有資源的個體更容易解決壓力情境中的問題，個體擁有較多的資源，那么他用某種特定資源解決某種要求的可能性就會越大（ Hobfoll，1989，2002）。在應對壓力的過程中，個體會不斷消耗自身資源降低挑戰(zhàn)和壓力帶來的負面影響，個體應對挑戰(zhàn)和壓力所消耗的資源如果得不到補充，個體就會出現(xiàn)抑郁等負面情緒（ Hobfoll，Johnson，Ennis，& Jackson，2003）。本研究結論進一步表明，資源消耗的確會給員工帶來較大的負面影響。在心理彈性較低的情況下，挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源會對情緒枯竭產(chǎn)生直接影響，而在心理彈性較高的情況下，由于心理彈性的作用，這兩類壓力源不再對員工的情緒枯竭產(chǎn)生直接影響。但是，由于員工利用自身資源應對挑戰(zhàn)和壓力會造成資源的不斷消耗，同時，用于完成其工作任務要求的資源就會相應減少.因此，會造成員工的角色超載，進而使員工產(chǎn)生情緒枯竭。本研究結論和Benotsch等（2000）的研究一致，他們的研究表明，起初，較高的個人和社會資源會降低戰(zhàn)爭中個體PTSD癥狀，但是，隨著個體和社會資源的消耗，個體PTSD癥狀會明顯增加（Benotsch， Brailey， Vasterling， Uddo， Con-stans，& Sutker，2000）。此時，為有效緩解過多的挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源、角色超載的消極影響，避免資源消耗循環(huán)，其它外部資源，比如領導支持、組織支持等，就會在幫助員工應對工作超負荷方面顯得尤為重要（Gray-Stanley & Muramatsu，2011）。

第三、工作要求一資源模型認為，工作要求和工作資源會帶來兩種不同的心理過程，工作要求需要個體做出持續(xù)的努力，消耗個體的資源，給個體帶來消極影響，比如情緒枯竭等：而工作資源則有助于激發(fā)員工的動機，并使員工投入工作。但很少有實證研究針對工作要求、工作資源與結果變量之間的作用機制進行研究。本研究針對工作要求和情緒枯竭的中間過程進行深入研究，層級回歸結果表明，角色超載在其中起了部分中介作用，進一步明晰了挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源與情緒枯竭之間的作用機制。

第四、根據(jù)本研究結論，在心理彈性不同水平下，挑戰(zhàn)性壓力源對情緒枯竭的直接效應和總效應存在顯著差異，這說明挑戰(zhàn)性壓力源和情緒枯竭之間存在兩種機制。一種機制是挑戰(zhàn)壓力源直接對情緒枯竭產(chǎn)生影響，在這種機制中，個體資源，比如心理彈性，可以幫助個體應對挑戰(zhàn)壓力源的消極影響。另一種機制是挑戰(zhàn)性壓力源通過角色超載影響情緒枯竭，在這過程中，個體資源并不能有效緩解挑戰(zhàn)性壓力對情緒枯竭的消極影響。這表明，雖然挑戰(zhàn)性壓力會帶來積極結果，但挑戰(zhàn)性壓力也會帶來消極結果，長期處在挑戰(zhàn)性較高的工作環(huán)境中，會使員工體驗到角色超載，進而對情緒枯竭產(chǎn)生影響。而對于阻礙性壓力源，心理彈性并不能緩解阻礙性壓力源對情緒枯竭的直接和間接影響。本研究結論進一步補充了以往研究結論，揭示了挑戰(zhàn)性壓力源和結果變量之間可能存在性質不同的作用機制，并且個體資源在不同作用機制中發(fā)揮的作用不同。

除上述研究貢獻以外，論文研究結論也為管理者采取有效的工作實踐提供指導意義。第一、Crawford等（2010）認為，管理者可以在實踐中可以通過調整工作要求的水平、改變員工對工作要求的認識，提高員工工作投入（ Crawford，LePine，&Rich，2010），本研究為管理者的工作實踐提供了更為清晰的思路，即，盡管挑戰(zhàn)性壓力源可以帶來積極結果，但是管理者在給下屬安排挑戰(zhàn)性工作的過程中應根據(jù)員工個體特征決定，并且在給員工安排有挑戰(zhàn)性的工作任務的同時，也應該為員T.提供必要的工作支持，因為員工自身資源不一定能有效應付挑戰(zhàn)工作帶來的負面影響，比如角色超載和情緒枯竭等。第二、在企業(yè)組織中，企業(yè)都期望員工在有限的時間、能力和其它條件下，完成更多的工作任務和職責，在向員工吩咐挑戰(zhàn)性工作時，管理者需要關注員工出現(xiàn)角色超載和情緒枯竭的跡象，比如缺勤、遲到、不按時完成任務、容易犯錯誤等，當員工表現(xiàn)出角色超載和情緒枯竭的特征時.管理者可以根據(jù)工作實踐的實際情況采取適當措施，比如借助員工援助計劃，使員工掌握一些應對壓力的策略。第三、由于阻礙性壓力源總是帶來消極影響，管理者在工作過程中應為員工在完成工作任務的過程中掃清障礙，減少因工作阻礙對員工心理和生理等個體資源的消耗。

5.2 研究局限和未來研究

雖然論文在以上幾個方面的結論具有重要的理論和實踐意義，但是，以下幾個方面需要進一步解釋，第一、由于本研究的每份問卷是由同一位被調查者填寫，所以，調查數(shù)據(jù)可能存在共方法偏差問題。從同一來源收集數(shù)據(jù)，其中一個原因是由本研究的目的決定的，本研究探討挑戰(zhàn)性壓力源、心理彈性、角色超載和情緒枯竭之間的關系，研究中關于工作態(tài)度和狀態(tài)的數(shù)據(jù)只能通過自評方式獲得。更重要的是，本研究在研究過程中采用匿名調查的方式，在程序上盡量減小共方法偏差的影響。另外，Harman單因子檢驗結果表明（如表1“M3”所示），Harman單因子擬合優(yōu)度非常差，而且研究中變量測量題目都負荷在各自的理論維度的擬合優(yōu)度較好，這表明共方法偏差對本研究結果的有效性影響不大，本研究結果有較好的可靠性。第二、本研究設計屬于橫斷面研究設計，雖然有理論依據(jù)說明挑戰(zhàn)性壓力源和情緒枯竭之間的邏輯關系.但研究結論不能真正解釋挑戰(zhàn)性壓力源和情緒枯竭之間的因果關系，將來研究可以對這一主題采用縱向研究設計方法和從多方面搜集數(shù)據(jù)信息進一步分析.這種研究設計方法既可以明確它們之間的因果關系，同時又可以避免同源方差問題。此外，這種研究設計方法還可以將個體資源的動態(tài)變化等因素考慮進來，為進一步揭示資源消耗和資源獲得給個體帶來的影響。第三，在本研究中，阻礙性壓力源的內部一致性系數(shù)（α=0.640）比較低，但和Boswell等（ 2004）與劉得格等（2011）的研究中阻礙性壓力源內部一致性系數(shù)（α=0.68）相近，考慮到阻礙性壓力源只有四個題目，較低的內部一致性系數(shù)也是可以理解的，對此，有些研究者認為大于0.6的內部一致性系數(shù)是可以接受的（ Luthans，Avolio，Walumbwa，& Li，2005），將來的研究可進一步探討這兩類壓力源的內容。

6 結論

論文研究結果揭示了挑戰(zhàn)性和阻礙性壓力源與情緒枯竭之間的作用機制，角色超載在這兩類壓力源和情緒枯竭之間起部分中介作用，進一步補充了“壓力源一壓力”關系的內容。心理彈性較低時.挑戰(zhàn)性壓力源會對情緒枯竭產(chǎn)生直接影響，角色超載在它們中間不起中介作用；此時，角色超載在阻礙性壓力源和情緒枯竭之間起部分中介作用。心理彈性較高時，挑戰(zhàn)性壓力源會對情緒枯竭的直接影響不再顯著，而是通過角色超載對情緒枯竭產(chǎn)生影響；此時，阻礙性壓力源同樣通過角色超載對情緒枯竭產(chǎn)生影響。研究結論說明，企業(yè)實踐者要想緩解或減小壓力對員工的消極影響，并提高員工的心理健康和工作積極性，不能僅通過個體資源減少壓力源對員工的消極影響，領導者和組織必須提供必要的支持。