“ 內(nèi)卷” 感知對“ 躺平” 狀態(tài)的影響機(jī)制

摘 要：“內(nèi)卷”與“躺平”已成為近年來青年職場心態(tài)的典型素描，但兩者聯(lián)動機(jī)制及邊界條件等仍缺乏經(jīng)驗證據(jù)的檢驗。通過問卷調(diào)查了546 名職場青年，構(gòu)建并檢驗包含“內(nèi)卷”感知、基本心理需求、組織容錯氛圍和“躺平”狀態(tài)的有調(diào)節(jié)中介模型。實證結(jié)果顯示：“內(nèi)卷”感知顯著正向影響職場青年“躺平”狀態(tài);基本心理需求是“內(nèi)卷”感知對“躺平”狀態(tài)影響的中介變量;組織容錯氛圍負(fù)向調(diào)節(jié)了“內(nèi)卷”感知通過基本心理需求對“躺平”狀態(tài)的影響，進(jìn)一步驗證了有調(diào)節(jié)的中介模型。組織可通過降低“內(nèi)卷”感知、滿足基本心理需求、營造容錯氛圍等方式緩解職場青年的“躺平”行為。

關(guān)鍵詞：“內(nèi)卷”感知;“躺平”;基本心理需求;組織容錯氛圍

中圖分類號：F246;F272. 92 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-3890（2025）01-0085-09

一、研究背景

數(shù)字技術(shù)的高速迭代和突發(fā)事件的頻繁發(fā)生，使當(dāng)代商業(yè)環(huán)境呈現(xiàn)不確定性、模糊性、復(fù)雜性和動態(tài)性等特征，員工長期處于競爭與壓力環(huán)境中。《中國國民心理健康發(fā)展報告（2021—2022）》顯示，18 歲至34 歲的青年焦慮程度較高，因其處于職業(yè)生涯的起步階段，對社會現(xiàn)實高度敏感，而導(dǎo)致“內(nèi)卷”和“躺平”成為典型職場心態(tài)，引發(fā)了學(xué)術(shù)界和實踐界的廣泛關(guān)注。

既有研究多從社會文化學(xué)和社會心理學(xué)視角解析“內(nèi)卷” 和“躺平”。在社會文化學(xué)領(lǐng)域，“內(nèi)卷”源于青年群體在追崇效率、成功等文化影響下，參與競爭卻陷入持續(xù)追尋“勝過他人分毫”的狀態(tài)?！疤善健狈从沉藗€體在社會結(jié)構(gòu)性約束下的低迷心理。社會心理學(xué)領(lǐng)域，“內(nèi)卷”表現(xiàn)為人生定位不清晰、自我存在價值模糊而漫無目標(biāo)努力的心理狀態(tài)，“躺平”則是順從現(xiàn)狀、安于現(xiàn)狀的心理和行為。兩者均反映個體在加速社會中自主性被削弱和異化的困境。

這些研究具有典型的社會學(xué)印記，推進(jìn)了對“內(nèi)卷”和“躺平”的認(rèn)知深度，在一定程度上闡述了“內(nèi)卷”和“躺平”的潛在關(guān)聯(lián)。然而，當(dāng)前研究多采用經(jīng)驗性、思辨式的研究范式，缺乏量化研究來探索兩者的內(nèi)在機(jī)制，尤其需要在跨學(xué)科視野下對“內(nèi)卷”與“躺平”內(nèi)在機(jī)制開展?fàn)庿Q與討論[1] 。本文將“內(nèi)卷”這一社會現(xiàn)象凝練為“內(nèi)卷”感知這一個體概念，認(rèn)為其是個體在面對高度競爭和資源稀缺的外部環(huán)境（社會層面的“內(nèi)卷”）時產(chǎn)生的心理反應(yīng)，探索其與“躺平” 狀態(tài)的關(guān)聯(lián)機(jī)制與權(quán)變條件。這種區(qū)分有助于更好理解外部社會壓力通過個體“內(nèi)卷”感知影響其職場行為的機(jī)制，不僅推進(jìn)了相關(guān)研究，也對培育青年積極職場心態(tài)、夯實人才基礎(chǔ)具有參考價值。

自我控制資源模型表明，作為一種有限資源，自我控制會因過度消耗而枯竭，并需較長時間恢復(fù)[2] 。“內(nèi)卷”作為一種持續(xù)消耗自我控制資源的行為傾向，使個體長期處于資源枯竭狀態(tài)，加之其努力缺乏明確目標(biāo)與意義，易引發(fā)低成就動機(jī)、低自我概念、消極情緒、低自我效能感，從而陷入“習(xí)得性無助”狀態(tài)，即“躺平”。值得注意的是，“內(nèi)卷”感知對“躺平”狀態(tài)的影響并非一蹴而就，可能與基本心理需求的不滿足相關(guān)?；拘睦硇枨笫莻€體健康成長和積極績效的關(guān)鍵[3] ，其滿足有助于激發(fā)自主型努力動機(jī)和創(chuàng)造性績效。當(dāng)“內(nèi)卷”感知損耗自我控制資源并破壞其基本心理需求滿足時，個體更易陷入“躺平”狀態(tài)，表明基本心理需求可能在“內(nèi)卷”感知與“躺平”狀態(tài)之間起中介作用。此外，自我控制資源模型表明，組織可通過提供支持性資源幫助恢復(fù)自我控制資源，其中組織容錯氛圍尤為重要。組織容錯氛圍通過鼓勵創(chuàng)新、包容失敗的政策與環(huán)境，能提升員工積極情緒和工作幸福感，從而緩解“內(nèi)卷”感知形成的工作倦怠。

鑒于此，本文基于自我控制資源模型，以職場青年群體為研究對象，構(gòu)建并檢驗“內(nèi)卷” 感知對“躺平”狀態(tài)的影響效果，通過引入基本心理需求作為中介變量、組織容錯氛圍作為調(diào)節(jié)變量，進(jìn)一步探索“內(nèi)卷”感知與“躺平”狀態(tài)的作用機(jī)制和邊界條件，構(gòu)建有調(diào)節(jié)的中介模型（見圖1）。本文不僅為相關(guān)研究提供新視角和新的經(jīng)驗證據(jù)，也為制定緩解職場青年“內(nèi)卷”“躺平”狀態(tài)的政策提供參考。

二、文獻(xiàn)回顧及研究假設(shè)

（一）“內(nèi)卷”感知對“躺平”狀態(tài)的正向影響

“內(nèi)卷”指因價值導(dǎo)向、目標(biāo)追求、行為模式等的過度單一同質(zhì)，導(dǎo)致群體及個體雖持續(xù)努力但無果無終的非理性競爭狀態(tài)[4] ?！皟?nèi)卷”源于環(huán)境資源相對稀缺，迫使個體以非理性且無目標(biāo)的競爭行為來尋求更多資源，并伴隨持續(xù)的消極情緒和高心理壓力。當(dāng)個體所處環(huán)境中多數(shù)成員呈現(xiàn)一致性的行為傾向時，具有典型“內(nèi)卷”特征的組織規(guī)范得以形成。因此，“內(nèi)卷”作為社會現(xiàn)象，涉及個體心理、群體行為、組織文化與社會生態(tài)等多個維度。借鑒張雯等[4] ，本文在個體維度對“內(nèi)卷”現(xiàn)象進(jìn)行拓展，將其界定為個體對“內(nèi)卷”現(xiàn)象產(chǎn)生的系統(tǒng)性感知。當(dāng)個體感知到組織環(huán)境資源稀缺程度較高、同事具有一致性競爭行為、具有較強(qiáng)的競爭組織規(guī)范且伴隨著較大心理壓力時，個體就形成了更高水平的系統(tǒng)化“內(nèi)卷”感知。

“躺平”是因生存焦慮無法排解而產(chǎn)生的倦怠感和疏離感，是面對社會約束的權(quán)宜之計。“躺平”青年多呈現(xiàn)焦慮、恐懼、抑郁、自我懷疑等表現(xiàn)[5] 。當(dāng)員工普遍陷入“躺平”狀態(tài)時，企業(yè)會陷入“低效率”漩渦，既不利于高質(zhì)量發(fā)展，又限制了員工成長。朱飛等[6] 發(fā)現(xiàn)當(dāng)任務(wù)復(fù)雜程度較高時，團(tuán)隊斷裂帶會誘發(fā)員工的情緒耗竭，導(dǎo)致其因“躺平”心理而減少創(chuàng)新行為。

“內(nèi)卷”感知與“躺平”狀態(tài)關(guān)系的研究存在三種邏輯：順序邏輯、相關(guān)邏輯和因果邏輯。順序邏輯將青年群體的“躺平”狀態(tài)視為社會結(jié)構(gòu)困境下的行為決策，是對高房價、低薪酬、少機(jī)會等“內(nèi)卷”社會現(xiàn)實的無奈回應(yīng)。相關(guān)邏輯認(rèn)為，“內(nèi)卷” 和“躺平”是共生概念，是青年面對焦慮心態(tài)泛濫而作出的不同行為決策：“卷”得動就用“內(nèi)卷”對抗焦慮，“卷”不過則選擇“躺平”對抗焦慮。因果邏輯認(rèn)為“內(nèi)卷”是“躺平”的前因變量，“躺平”源于過度“內(nèi)卷”的不可持續(xù)。例如，王鈺文等[7] 將“躺平”分為抵抗型、搖擺型和儀式型三種類型。其中，抵抗型“躺平”源于在認(rèn)知上認(rèn)可“內(nèi)卷”文化，但在行動上缺乏可行途徑而形成價值觀念與行動之間的巨大張力，導(dǎo)致憤懣不平、物質(zhì)焦慮，乃至厭世頹喪的精神樣貌。

遵循二者關(guān)系的因果邏輯，本文認(rèn)為“內(nèi)卷”感知會顯著促進(jìn)“躺平”狀態(tài)的形成。張雯等[4] 指出，“內(nèi)卷”感知包含有資源稀缺、社會規(guī)范、心理壓力和行為競爭四個維度。資源稀缺是個體產(chǎn)生“內(nèi)卷”感知的情景條件，個體為爭奪資源而頻繁引發(fā)組織內(nèi)部的競爭行為，進(jìn)而導(dǎo)致新的群體規(guī)范形成。此時，面臨資源稀缺且組織內(nèi)競爭激化，個體會產(chǎn)生高壓力、焦慮等不良情緒。在自我控制資源模型中，個體在社會規(guī)范和內(nèi)外部壓力的共同作用下會實施競爭行為，這往往需要大量自我控制資源的支撐。對個體而言，自我控制資源是有限的，其損耗具有序列特征，前一階段任務(wù)中大量消耗的自我控制資源勢必對后一任務(wù)產(chǎn)生影響[2] 。當(dāng)個體長久處于自我控制資源損耗嚴(yán)重且無法得到及時補(bǔ)充時，個體會產(chǎn)生持續(xù)的壓力、焦慮等不良情緒，陷入無能為力、隨遇而安的狀態(tài)。這與“躺平”典型的倦怠感、疏離感、無力感等不謀而合。由此，提出假設(shè)1：

假設(shè)1：“內(nèi)卷” 感知正向影響員工“ 躺平”狀態(tài)。

（ 二）基本心理需求的中介效應(yīng)

Deci et al. [8] 認(rèn)為只有滿足了基本心理需求，人類才可能積極、健康成長，并體驗更多積極心理狀態(tài)、展現(xiàn)更多積極成長行為，具體包括自主需求、關(guān)系需求和勝任需求[9] 。自主需求指個體根據(jù)自己獨立意志開展決定、行為的需求;關(guān)系需求指個體渴望被接納并與他人形成尊重信任關(guān)系的需求;勝任需求指個體相信自身能力、行動能達(dá)成目標(biāo)的信念，是相信自身能夠勝任的需求。研究發(fā)現(xiàn)，包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和差錯管理氛圍等能夠通過滿足員工基本心理需求而促進(jìn)員工工作重塑和創(chuàng)新行為[10] 。因此，基本心理需求的滿足是一種員工與組織互動中形成的心理反應(yīng)，可能是“內(nèi)卷” 感知影響員工“躺平”狀態(tài)的關(guān)鍵傳導(dǎo)機(jī)制。

當(dāng)外部環(huán)境支持并滿足基本心理需求時，個體內(nèi)在動機(jī)得以增強(qiáng)，會形成一種積極心理狀態(tài)并展現(xiàn)主動工作行為[8] 。然而，在“內(nèi)卷”激化的組織環(huán)境中，員工不僅難以從外部得到足以支撐其基本心理需求滿足的組織資源[10] ，還會因持續(xù)、非理性的競爭而過度消耗自我控制資源[2] 。首先，“內(nèi)卷”感知的形成，意味著員工感受到極明顯的組織規(guī)制和行為競爭，這會破壞員工自主需求的滿足，導(dǎo)致其更多地實施非自我意識的行為。其次，因“內(nèi)卷”環(huán)境下的資源稀缺和同事間競爭行為導(dǎo)致員工難以從組織中獲得足夠的支持和幫助，難以實現(xiàn)個體對關(guān)系需求的滿足。最后，“內(nèi)卷”感知程度越高，個體越會因持續(xù)努力且無果無終、遭遇職場天花板等對自身創(chuàng)造力、執(zhí)行力等產(chǎn)生懷疑，從而破壞勝任需求的滿足。由此，提出假設(shè)2：

假設(shè)2：“內(nèi)卷”感知負(fù)向影響基本心理需求。

基于自我控制資源模型，基本心理需求的不滿足意味著員工在自我控制資源持續(xù)枯竭時已無法滿足自身基本需求，從而導(dǎo)致個體員工陷入“躺平”狀態(tài)。首先，自主需求的不滿足，意味著個體在組織中無法根據(jù)自我意志開展工作，進(jìn)而導(dǎo)致其消極情緒高漲。其次，關(guān)系需求的不滿足，意味著個體認(rèn)為自己不被組織和同事接納，因此面對困難時既不會主動尋求他人的幫助又懼怕外部負(fù)面評價，導(dǎo)致盡可能逃避責(zé)任、躲避任務(wù)。最后，勝任需求的不滿足，意味著個體會形成一種將失敗歸因為自身的思維習(xí)慣，進(jìn)而放棄尋求突破、應(yīng)對困難的可能性。無論是消極情緒的高漲、逃避責(zé)任與躲避任務(wù)，還是放棄應(yīng)對挑戰(zhàn)與困難，都是“躺平”狀態(tài)的典型特征。由此，提出假設(shè)3：

假設(shè)3：基本心理需求負(fù)向影響“躺平”狀態(tài)。

綜上，“內(nèi)卷”感知不僅直接影響員工基本心理需求，還通過對基本心理需求的負(fù)向影響，導(dǎo)致員工陷入“躺平”狀態(tài)。由此，提出假設(shè)4：

假設(shè)4：基本心理需求在“內(nèi)卷”感知與“躺平”狀態(tài)的關(guān)系中起中介作用。

（三）組織容錯氛圍的調(diào)節(jié)效應(yīng)

自我控制資源模型表明，組織提供的資源能夠幫助個體恢復(fù)其自我控制資源[2] 。其中，組織容錯氛圍是近年來備受關(guān)注的組織資源之一[11] 。企業(yè)可通過制定系列政策、制度和實踐，在組織中營造一種減輕對工作失誤和損失等的處罰、包容失敗的氛圍[12] 。組織容錯氛圍有助于提高員工工作動機(jī)的關(guān)鍵在于能夠給予員工支持性資源，幫助其減少在工作中可能產(chǎn)生的不安感，使其能夠無所顧忌地開展工作。組織容錯氛圍的形成不僅意味著企業(yè)在制度層面上為員工提供保障，也體現(xiàn)在員工在面臨工作挑戰(zhàn)和難題時能夠得到同事、領(lǐng)導(dǎo)的幫助與支持。因此，組織容錯氛圍能有效抑制員工因“內(nèi)卷”感知而陷入“躺平”狀態(tài)。

在高組織容錯氛圍的情境下，具有“內(nèi)卷”感知的個體并不會因自身努力無果而擔(dān)心組織處罰，亦不會因感知到競爭壓力而懼怕受到組織排斥，這有效弱化了員工非理性競爭行為的實施，緩解了因“內(nèi)卷”感知陷入“躺平”狀態(tài)的可能性。由此，提出假設(shè)5：

假設(shè)5：組織容錯氛圍負(fù)向調(diào)節(jié)“內(nèi)卷”感知對員工“躺平”狀態(tài)的影響。即組織容錯氛圍越高，越能夠緩解“內(nèi)卷”感知對“躺平”狀態(tài)的影響。

高水平組織容錯氛圍一方面會強(qiáng)化員工對組織支持其創(chuàng)新工作方式和嘗試新工作流程的認(rèn)知，使其敢于突破組織慣例，嘗試效率更高、創(chuàng)意更強(qiáng)的工作行為，滿足其自主需求和勝任需求。另一方面，形成組織容錯氛圍的前提是領(lǐng)導(dǎo)和同事在個體員工應(yīng)對困難時施以援手，以弱化“內(nèi)卷”感知導(dǎo)致的關(guān)系需求不滿足。因此，組織容錯氛圍作為一種組織資源，通過為員工提供試錯機(jī)會、包容失敗、緩解焦慮等方式，弱化其“內(nèi)卷”感知、基本心理需求與“躺平”狀態(tài)的消極關(guān)聯(lián)?！皟?nèi)卷”感知程度較高的員工，由于自我控制資源的過度消耗，基本心理需求難以滿足，進(jìn)而更容易陷入“躺平” 狀態(tài)。此時，當(dāng)組織容錯氛圍較高時，能夠及時補(bǔ)充員工自我控制資源，弱化其基本心理需求的不滿足狀態(tài)，進(jìn)而緩解其陷入“躺平”狀態(tài)的可能。由此，提出假設(shè)6：

假設(shè)6：組織容錯氛圍負(fù)向調(diào)節(jié)“內(nèi)卷”感知通過基本心理需求對“躺平”狀態(tài)的間接影響。即組織容錯氛圍越高，越能夠緩解“內(nèi)卷”感知通過基本心理需求對“躺平”狀態(tài)的間接影響。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)收集與研究過程

研究采用方便抽樣方式，選擇在時間和地點上易于接觸的某高校MBA 學(xué)員進(jìn)行問卷調(diào)查。MBA 學(xué)員年齡層相對較低，多為不同企業(yè)基層員工，一方面符合本文選題，另一方面也能較低成本地收集到不同企業(yè)的經(jīng)驗數(shù)據(jù)。為確保問卷回收數(shù)據(jù)質(zhì)量，先開展預(yù)調(diào)查并確保調(diào)查結(jié)果具有一致性后，再開展正式調(diào)查并回收問卷558 份，分別來自河北、廣東、陜西等多個省份。剔除亂選亂答、遺漏題項等無效問卷后，最終獲得有效問卷546 份，回收率為97. 8%。樣本人口統(tǒng)計學(xué)分布情況，如表1 所示。

（二）測量工具

采用李克特五點量表設(shè)計問卷，其中1 表示非常不同意，5 表示非常同意。英文量表按照“翻譯-回譯”程序譯為中文，并結(jié)合研究目的修訂。核心變量的整體Cronbach's α 系數(shù)、建構(gòu)信度和收斂效度等均大于0. 8，表明量表的信效度良好（見表2）。

“內(nèi)卷”感知采用張雯等[4] 開發(fā)的“內(nèi)卷”感知量表，包含社會規(guī)范、心理壓力、競爭行為和資源稀缺4 個維度，共18 個題項，如“周圍大多數(shù)人即便完成了最低任務(wù)要求，還是會繼續(xù)做出更多工作量”等。各維度及整體Cronbach ' s α 系數(shù)， 分別為0. 829、0. 876、0. 811、0. 814 和0. 856。

“躺平”狀態(tài)借鑒李超平等[13] 修訂后的職業(yè)倦?。∕BI-GS）量表。當(dāng)前“躺平”研究多基于非量化范式，處于前理論化狀態(tài)。通過對現(xiàn)有“躺平”成果的梳理，發(fā)現(xiàn)這些文獻(xiàn)對“躺平”狀態(tài)的界定、描述與職業(yè)倦怠具有高度一致性，兩者在情緒衰竭、玩世不恭和成就感低落等特征方面存在明顯的相通性;朱飛等[6] 曾將情緒衰竭等同于“躺平”狀態(tài)。本文的題項示例，如“目前的工作讓我感到身心俱?！钡?。各維度及整體Cronbach ' s α 系數(shù)， 分別為0. 943、0. 852、0. 956 和0. 893。

基本心理需求選擇由Broeck et al. [9] 編制的工作相關(guān)基本需求量表（W-BNS），包含自主需求、勝任需求、關(guān)系需求3 個維度，共18 個題項，如“我可以按照我認(rèn)為最好的方式來完成我的工作”等。各維度及整體Cronbach's α 系數(shù)分別為0. 943、0. 852、0. 956 和0. 893。

組織容錯氛圍參考劉倩等[14] 編制的組織容錯氛圍量表，包含上級容錯、同事容錯、制度容錯和公眾容錯4 個維度，共14 個題項，如“我的上級不會一味追究員工在工作中不可避免的錯誤”等。各維度及整體Cronbach's α 系數(shù)，分別為0. 865、0. 874、0. 853、0. 914 和0. 817。

選擇性別、年齡、工作年限、所處職位和企業(yè)性質(zhì)等人口統(tǒng)計學(xué)信息作為控制變量。以往研究[6，11]發(fā)現(xiàn)，這些人口統(tǒng)計學(xué)變量與個體在職場中的心理需求和行為表現(xiàn)存在潛在關(guān)聯(lián)，會影響“內(nèi)卷”感知對“躺平”狀態(tài)的影響機(jī)制。

（三）驗證性因子分析與競爭模型比較

為檢驗變量間的區(qū)分效度，采用驗證性因子分析和競爭模型策略檢驗，結(jié)果見表3。其中，四因素模型擬合指標(biāo)均滿足標(biāo)準(zhǔn)且優(yōu)于其他模型，擬合效果最佳。這表明在四因素模型中，“內(nèi)卷”感知、基本心理需求、組織容錯氛圍和“躺平”狀態(tài)作為獨立變量具有良好的區(qū)分效度。相對于三因素、兩因素和單因素模型，四因素模型能夠更好地反映各變量之間的理論關(guān)系。

（四）共同方法偏差與多重共線性檢驗

問卷采用匿名形式發(fā)放，且采用反向計分、隨機(jī)編排、信息藏匿等方式控制共同方法偏差。在此基礎(chǔ)上，采用Harman 單因素檢驗進(jìn)行共同方法偏差檢測。未旋轉(zhuǎn)的探索性因素分析結(jié)果顯示，第一主成分的方差解釋率為22. 10%，遠(yuǎn)小于40%，故不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。對所有預(yù)測變量進(jìn)行多重共線性檢測，顯示所有預(yù)測變量的方差膨脹因子（VIF）均不高于1. 4，故不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

四、實證結(jié)果及分析

（一）變量相關(guān)分析

核心變量的描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析結(jié)果見表4?！皟?nèi)卷”感知與“躺平”狀態(tài)正相關(guān)（r =0. 684，Plt;0. 001），“內(nèi)卷” 感知與基本心理需求負(fù)相關(guān)（r =-0. 456，Plt;0. 01），基本心理需求與“躺平”狀態(tài)負(fù)相關(guān)（r =-0. 317，Plt;0. 01），組織容錯氛圍與“躺平”狀態(tài)負(fù)相關(guān)（r = -0. 201，Plt;0. 01）。核心變量的相關(guān)系數(shù)均達(dá)到顯著水平。進(jìn)一步檢驗了量表的信效度，其相關(guān)分析結(jié)果亦基本符合理論預(yù)期，初步檢驗了本文的研究假設(shè)。

（二）假設(shè)檢驗分析

1. 直接效應(yīng)檢驗。在控制了性別、年齡、工作年限、所處職位和企業(yè)性質(zhì)后，檢驗“內(nèi)卷”感知對“躺平”狀態(tài)的直接效應(yīng)，實證結(jié)果見表5。由表5的M1 可知，加入控制變量后，“內(nèi)卷” 感知對“躺平”狀態(tài)具有顯著正向影響（β = 0. 259，Plt;0. 001），假設(shè)1 得到支持。這與自我控制資源理論一致，當(dāng)員工感知到工作環(huán)境的“內(nèi)卷”激化會導(dǎo)致自身陷入消極心理狀態(tài)。

2. 中介效應(yīng)檢驗。本文遵循因果步驟法檢驗中介效應(yīng)。首先，檢驗“內(nèi)卷”感知對“躺平”狀態(tài)的影響，已得到支持。其次，檢驗“內(nèi)卷”感知對基本心理需求的影響。由表5 的M2 可知，“內(nèi)卷”感知顯著負(fù)向影響基本心理需求（β =-0. 448，Plt;0. 01），假設(shè)2 得以支持。最后，將“內(nèi)卷”感知納入控制變量后，檢驗中介變量基本心理需求對“躺平”狀態(tài)的影響。由表5 的M3 可知，在控制了“內(nèi)卷”感知的基礎(chǔ)上，基本心理需求顯著負(fù)向影響“躺平” 狀態(tài)（β =-0. 705，Plt;0. 01），假設(shè)3 得以支持。同時，“內(nèi)卷”感知對“躺平”狀態(tài)的影響不再顯著（β =0. 057，Pgt;0. 05）。上述結(jié)果符合中介效應(yīng)顯著的檢驗標(biāo)準(zhǔn)，即基本心理需求在“內(nèi)卷”感知與“躺平”狀態(tài)間具有中介效應(yīng)，且為完全中介，支持假設(shè)4。這一結(jié)果支持了自我控制資源理論，“內(nèi)卷”感知導(dǎo)致的高壓競爭環(huán)境消耗了員工心理資源，使其無法滿足自主、關(guān)系和勝任需求，從而最終表現(xiàn)為陷入“躺平”狀態(tài)。

為確保中介效應(yīng)檢測的穩(wěn)健性，參考汪林等[15]使用SPSS Process V3. 4 的Model 4 對基本心理需求的中介效應(yīng)進(jìn)行基于Bootstrap 分析檢驗。將重復(fù)抽樣次數(shù)設(shè)定為5 000，結(jié)果表明“內(nèi)卷”感知通過基本心理需求影響“躺平”狀態(tài)的總效應(yīng)為0. 138，95%的置信區(qū)間為[0. 073，0. 198]。其中，直接效應(yīng)值為-0. 031，95%的置信區(qū)間為[-0. 081，0. 023];間接效應(yīng)值為0. 166，95%的置信區(qū)間為[0. 076，0. 291]。由此可知，基本心理需求在“內(nèi)卷”感知與“躺平”狀態(tài)之間發(fā)揮完全中介效應(yīng)，假設(shè)4 再次得以支持。

3. 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。遵循調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗方法，標(biāo)準(zhǔn)化“內(nèi)卷”感知、組織容錯氛圍和“躺平”狀態(tài)后，將“內(nèi)卷”感知、組織容錯氛圍加入回歸模型，實證結(jié)果見表5 的M4。由此可知，“內(nèi)卷”感知顯著正向影響“躺平”狀態(tài)（β =0. 314，Plt;0. 001），組織容錯氛圍負(fù)向影響“ 躺平” 狀態(tài)（ β = - 0. 138， P lt;0. 01）。在M4 的基礎(chǔ)上，加入標(biāo)準(zhǔn)化后的“內(nèi)卷”感知與組織容錯氛圍的交互項，并對“躺平”狀態(tài)進(jìn)行回歸，實證結(jié)果見表5 中的M5。其中，“內(nèi)卷”感知與組織容錯氛圍的交互項負(fù)向影響“躺平”狀態(tài)（β =-0. 237，Plt;0. 01）。換言之，組織容錯氛圍調(diào)節(jié)了“內(nèi)卷”感知與“躺平”狀態(tài)兩者之間的關(guān)系，假設(shè)5 得以支持。這表明，在高容錯氛圍下，員工能夠感知到更多的支持和寬容，能夠獲取更多組織資源應(yīng)對“內(nèi)卷”帶來的壓力，從而降低了陷入“躺平”狀態(tài)的可能。

為明確組織容錯氛圍的調(diào)節(jié)作用的方向和程度，參考汪林等[15] ，以均值加減一個標(biāo)準(zhǔn)差為基準(zhǔn)將組織容錯氛圍劃分為強(qiáng)組織容錯氛圍和弱組織容錯氛圍后，開展回歸分析。結(jié)果表明：對任職于強(qiáng)容錯氛圍組織中的員工而言，“內(nèi)卷”感知正向影響員工“躺平” 狀態(tài)，且影響程度較低（β = 0. 187，95%CI=[0. 693，0. 861]）;對任職于弱容錯氛圍組織中的員工而言，“內(nèi)卷”感知正向影響員工“躺平”狀態(tài)，且影響程度較高（β = 0. 317，95%CI=[0. 693，0. 861]）。亦即，組織容錯氛圍越強(qiáng)，“內(nèi)卷”感知對“躺平”行為的影響越小，意味著組織容錯氛圍能緩解“內(nèi)卷”感知對“躺平”行為的消極影響，再次支持假設(shè)5。這意味著，高容錯氛圍緩解員工因“內(nèi)卷”感知陷入“躺平”狀態(tài)的原因在于，其通過緩解員工的心理壓力，減少其自我控制資源的消耗而增強(qiáng)了基本心理需求的滿足。組織容錯氛圍的調(diào)節(jié)作用如圖2 所示。

4. 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢測。參考汪林等[15] 的研究，使用SPSS Process V3. 4 的Model 15 對有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)進(jìn)行基于Bootstrap 分析的檢驗，將重復(fù)抽樣次數(shù)設(shè)置為5 000，檢驗結(jié)果如表6 所示。

由表6 可知，對任職于強(qiáng)容錯氛圍組織的員工而言，“內(nèi)卷”感知通過基本心理需求影響“躺平”狀態(tài)的間接效應(yīng)顯著存在， 且影響程度較弱（ β =0. 076，95%CI = [0. 025，0. 154]）;對任職于弱容錯氛圍組織的員工而言，“內(nèi)卷”感知通過基本心理需求影響“躺平”狀態(tài)的間接效應(yīng)顯著存在，且影響程度較強(qiáng)（β =0. 217，95%CI=[0. 112，0. 329]）。在此基礎(chǔ)上，處于強(qiáng)弱組織容錯氛圍下，“內(nèi)卷”感知通過基本心理需求影響“躺平”狀態(tài)的中介效應(yīng)的差異顯著性進(jìn)行檢測發(fā)現(xiàn)，間接效應(yīng)差值為0. 141，且在95% 水平下的置信區(qū)間不包含0 （[ 0. 040，0. 226]）。這表明，組織容錯氛圍越高，“內(nèi)卷”感知通過基本心理需求對“躺平”狀態(tài)的間接效應(yīng)越小。換言之，組織容錯氛圍負(fù)向調(diào)節(jié)“內(nèi)卷”感知通過基本心理需求對“躺平”狀態(tài)的間接影響，假設(shè)6 得以支持。

（ 三）拓展性分析

1. 異質(zhì)性分析。為增強(qiáng)本文結(jié)論的普適性與準(zhǔn)確性開展異質(zhì)性分析。Bootstrap 統(tǒng)計分析結(jié)果具有穩(wěn)定性的前提是樣本量至少高于100，本文選擇性別與工作年限進(jìn)行樣本分組后開展Bootstrap 分析檢驗。

第一，性別按照男性（n =239）與女性（n = 307）分組。在男性組中，“內(nèi)卷”感知通過基本心理需求影響“躺平”狀態(tài)的總效應(yīng)值為0. 145，95% 的置信區(qū)間為[ 0. 061， 0. 176]。其中， 直接效應(yīng)值為-0. 041，95%的置信區(qū)間為[-0. 094，0. 015];間接效應(yīng)值為0. 186， 95% 的置信區(qū)間為[ 0. 072，0. 301]。在女性組，“內(nèi)卷”感知通過基本心理需求影響“躺平”狀態(tài)的總效應(yīng)值為0. 017，95% 的置信區(qū)間為[-0. 061，0. 013]。即在男性組，“內(nèi)卷”感知通過基本心理需求影響“躺平”狀態(tài)這一中介機(jī)制成立，但在女性組并不存在“內(nèi)卷”感知對“躺平”狀態(tài)的影響效果。造成差異的原因在于：男女性別角色和社會化過程存在差異，男性普遍面臨更高競爭壓力和角色期望，也更被鼓勵參與競爭與奮斗之中，從而更容易感知“內(nèi)卷”壓力并陷入無法滿足基本心理需求的挫敗狀態(tài)，從而導(dǎo)致“躺平”狀態(tài)的產(chǎn)生。與之相對，女性更關(guān)注尋求穩(wěn)定與合作、工作與家庭的平衡，在遭遇“內(nèi)卷”感知后的無力感與挫敗感時，會尋求諸如社會支持、情感交流等不同應(yīng)對策略。

第二，工作年限按照1 至3 年（含3 年） （n =248）、3 至5 年（含5 年）（n =153）、5 至10 年（含10年）（n =145）分組。工作年限為1 至3 年（含3 年）的組別中，“內(nèi)卷”感知通過基本心理需求影響“躺平”狀態(tài)的總效應(yīng)值為0. 167，95%的置信區(qū)間為[0. 053，0. 181]。其中，直接效應(yīng)值為-0. 039，95%的置信區(qū)間為[ - 0. 049，0. 097]; 間接效應(yīng)值為0. 206，95%的置信區(qū)間為[0. 067，0. 213]。工作年限為3 至5 年（含5 年）的組別中，“內(nèi)卷”感知通過基本心理需求影響“ 躺平” 狀態(tài)的總效應(yīng)值為0. 098，95%的置信區(qū)間為[0. 047，0. 211]。其中，直接效應(yīng)值為-0. 025，95%的置信區(qū)間為[ -0. 034，0. 104];間接效應(yīng)值為0. 123，95%的置信區(qū)間為[0. 057，0. 147]。在工作年限為5 至10 年（含10年）的組別中，“內(nèi)卷”感知通過基本心理需求影響“躺平”狀態(tài)的總效應(yīng)為0. 011，95%的置信區(qū)間為[-0. 078，0. 097]。綜上，“內(nèi)卷”感知通過基本心理需求影響“躺平”狀態(tài)這一中介機(jī)制在1 至3 年（含3 年）、3 至5 年（含5 年）這兩個組別中顯著，在5至10 年（含10 年）組別中不顯著，且1 至3 年（含3年）的顯著性強(qiáng)于3 至5 年（含5 年）。原因在于：伴隨職業(yè)生涯的發(fā)展，員工積累的經(jīng)驗與資源、職業(yè)動機(jī)以及組織支持等因素之間存在不一致性。在職業(yè)生涯初期，員工通常面臨強(qiáng)學(xué)習(xí)壓力和環(huán)境挑戰(zhàn)，會更積極主動地參與到競爭狀態(tài)中，更容易感知到“內(nèi)卷”及其潛在的無力感與挫敗感。此時，他們?nèi)狈δ軌蛱峁┗拘睦硇枨鬂M足的個人資源與組織資源，從而導(dǎo)致更容易陷入“躺平”狀態(tài)。隨著工作年限的增加，員工逐漸積累了更為豐富的經(jīng)驗與資源，也更容易從個人能力與社交網(wǎng)絡(luò)中獲取滿足自身基本心理需求的各類資源，從而弱化了陷入“內(nèi)卷”感知的可能。隨著時間推移，積累了足夠工作經(jīng)驗和資歷的員工可能將工作動機(jī)轉(zhuǎn)向工作與家庭平衡或個人價值實現(xiàn)等目標(biāo)上，這也在一定程度上弱化了“內(nèi)卷” 感知與“躺平” 狀態(tài)的潛在關(guān)聯(lián)。

2. 穩(wěn)健性與內(nèi)生性檢驗。為檢驗研究結(jié)論的穩(wěn)健性并排除互為因果可能，選擇一家中型制造業(yè)企業(yè)開展兩階段現(xiàn)場問卷調(diào)查。新增樣本可以增強(qiáng)本文結(jié)論的穩(wěn)健性，二階段問卷收集方法能夠在一定程度上規(guī)避互為因果性。在第一階段，員工主要針對個人基礎(chǔ)信息、“內(nèi)卷”感知和組織容錯氛圍等進(jìn)行問卷填答。該輪共計發(fā)放問卷250 份，回收有效問卷186 份（有效回收率為74. 40%）。一周后開展第二輪問卷調(diào)查，員工主要針對基本心理需求、“躺平” 狀態(tài)等進(jìn)行問卷填答。該輪發(fā)放問卷250 份， 回收有效問卷169 份（ 有效回收率為67. 60%）。所有問卷填答者均通過紙質(zhì)版問卷進(jìn)行填答，并通過獨特編號進(jìn)行兩輪問卷的匹配，最終得到163 份有效配對樣本。最終樣本中，女性占比42. 6%，年齡均值為32. 42 歲; 一般員工占比73. 61%，工作年限均值為3. 67 年。

對上述數(shù)據(jù)的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示，“內(nèi)卷”感知通過基本心理需求影響“躺平”狀態(tài)的總效應(yīng)為0. 157，95%的置信區(qū)間為[0. 087，0. 201]。其中，直接效應(yīng)值為- 0. 054， 95% 的置信區(qū)間為[-0. 079，0. 017];間接效應(yīng)值為0. 211，95%的置信區(qū)間為[0. 068，0. 179]。即基本心理需求在“內(nèi)卷”感知與“躺平”狀態(tài)間具有完全中介效應(yīng)。有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析見表7。當(dāng)員工感知到較強(qiáng)的組織容錯氛圍時，“內(nèi)卷” 感知通過基本心理需求影響“躺平”狀態(tài)的間接效應(yīng)顯著存在（β = 0. 083，95%CI=[0. 031，0. 214]）;當(dāng)員工感知到較弱的組織容錯氛圍時，“內(nèi)卷”感知通過基本心理需求影響“躺平”狀態(tài)的間接效應(yīng)亦顯著存在（β = 0. 197，95%CI=[0. 079，0. 253]）。從數(shù)值對比來看，弱組織容錯氛圍下的中介效應(yīng)更為顯著，兩種場景下間接效應(yīng)的差值為0. 114， 95% 的置信區(qū)間不包含0（[0. 061，0. 125]。這證實了有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)穩(wěn)健存在。

五、結(jié)論及啟示

基于自我控制資源模型，本文構(gòu)建并檢驗了“內(nèi)卷”感知對“躺平”狀態(tài)的有調(diào)節(jié)的中介模型。首先，“內(nèi)卷”感知正向顯著影響員工“躺平”行為。這一結(jié)論不僅為探索“躺平”與“內(nèi)卷”的因果邏輯提供了基于實證結(jié)果的經(jīng)驗證據(jù)，也探討了自我控制資源模型[2] 的潛在后果。其次，基本心理需求在“內(nèi)卷”感知與“躺平”狀態(tài)的關(guān)系中發(fā)揮完全中介作用。引入基本心理需求作為中介機(jī)制，既明晰了“內(nèi)卷”感知與“躺平”狀態(tài)的核心內(nèi)在機(jī)制，也豐富了自我控制資源模型中潛在的自我控制資源類型。最后，組織容錯氛圍負(fù)向調(diào)節(jié)基本心理需求在“內(nèi)卷”感知與員工“躺平”狀態(tài)之間的中介作用?；谧晕铱刂瀑Y源視角，組織容錯氛圍是組織實施的能夠有效補(bǔ)充個體自我控制資源、提高職場基本心理需求滿足感的援助舉措。

本文結(jié)論對管理實踐有以下啟示：首先，弱化無效競爭，緩解“內(nèi)卷”感知對員工的負(fù)面影響。研究結(jié)果表明，“內(nèi)卷”感知顯著增加了員工“躺平”傾向。因此，管理者應(yīng)審視并調(diào)整組織中的激勵機(jī)制，避免過度競爭為導(dǎo)向的績效評估體系，防止員工在資源稀缺和過度競爭中陷入“躺平”狀態(tài)。同時，應(yīng)優(yōu)化團(tuán)隊合作機(jī)制，鼓勵協(xié)同創(chuàng)新而非盲目競爭，以維護(hù)、提升和優(yōu)化員工的健康工作動機(jī)。其次，滿足員工的基本心理需求，避免心理資源耗竭。因此，管理者可通過賦予員工更多決策權(quán)和靈活性來增強(qiáng)其自主感，通過提供技能提升機(jī)會和清晰職業(yè)發(fā)展規(guī)劃路徑等來增強(qiáng)其勝任感，同時促進(jìn)良好的同事關(guān)系和團(tuán)隊合作，滿足員工的歸屬感，從而減少心理資源的消耗，防止員工陷入“躺平”狀態(tài)。最后，營造支持性組織氛圍，提升員工工作韌性。企業(yè)應(yīng)構(gòu)建包容失敗、鼓勵創(chuàng)新的工作氛圍，減少員工因“內(nèi)卷”感知而產(chǎn)生的無助感。管理者可通過設(shè)置鼓勵創(chuàng)新和試錯的政策，提供充足的心理支持資源，幫助員工在面對挫折時迅速恢復(fù)，避免心理資源枯竭。同時，適當(dāng)減少對錯誤的懲罰性機(jī)制，通過建設(shè)性反饋和幫助員工從錯誤中學(xué)習(xí)，提升員工心理韌性與積極性。這些管理啟示為組織提供了有效的干預(yù)途徑，有助于提升員工的工作滿意度和整體績效，促進(jìn)組織的長期發(fā)展和競爭力。

盡管本文具有一定的理論與實踐價值，但仍存在以下局限：第一，共同方法偏差的潛在可能，未來可采用多時點、多來源數(shù)據(jù)及潛在因素控制方法進(jìn)行控制。第二，受制于研究樣本的限制，未來研究可在特定行業(yè)或企業(yè)開展，以深化對“內(nèi)卷”感知和“躺平”狀態(tài)的理解;亦可選擇諸如實驗研究、準(zhǔn)實驗研究等方式進(jìn)行更有因果效應(yīng)的檢驗。第三，考慮更豐富的內(nèi)在機(jī)制與邊界條件，例如，社會交換理論和復(fù)雜適應(yīng)理論，以探討其更復(fù)雜的作用機(jī)制。

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