家庭支持型主管行为对科技人才工作幸福感的影响研究

杨月坤 朱奕瑾

(常州大学商学院,江苏 常州 213164)

0 引 言

在全球科技竞争新格局的大背景下,一个国家的科技水平将决定其经济实力和世界地位。当前,我国科技水平正处于从“量”的积累到“质”的飞跃、从点的突破到系统能力提升的关键节点,迫切需要实现高水平自强自立,这也是实现我国第二个百年奋斗目标的关键,因此,科技人才成为制胜的关键要素。然而,近年来,工作和家庭的冲突以及“内卷”等乱象的出现让科技人才的工作幸福感有些许匮乏,直接影响组织发展和组织绩效。工作幸福感反映了员工在工作场所的幸福感,即员工在工作过程中保持乐观向上,拥有愉悦轻松的工作体验[1]。如果员工长期处于较低的工作幸福感中,员工自身的表现和绩效等方面都会发生消极变化。主管为使员工更容易平衡工作与家庭生活而采取的行为即家庭支持型主管行为,是一种非正式组织支持[2]。员工所在企业的支持可以通过帮助员工平衡自身工作与家庭之间的关系来促进员工工作幸福感的提高[3]。社会交换理论认为,当主管对员工进行家庭支持型行为时,员工会感受到公司对自己的重视和爱护,并会在一定程度上减轻他们面临的工作家庭冲突的压力,同时也增强员工与企业之间的信任与联系。资源保存理论认为,工作家庭冲突会导致员工产生消极情绪和态度,这不利于员工的努力与成长,也不利于企业的发展。本文进一步丰富科技人才工作幸福感影响机制的研究、完善家庭支持型主管行为的相关理论体系以及揭示工作投入在家庭支持型主管行为与工作幸福感之间的中介效应。

1 理论分析与研究假设

1.1 家庭支持型主管行为与工作幸福感

鉴于主管在制定组织政策和经营实践中都起到关键作用,主管对员工工作和家庭的支持至关重要。家庭支持型主管行为(family supportive supervisor behavior,FSSB)被定义为主管表现出的支持员工家庭的行为,具有四个维度:情感支持、工具支持、角色建模行为和创造性工作家庭管理[2]。它不仅对员工本人具有积极影响,对员工家庭领域的重要他人也可能产生积极影响。苗元江等(2009)提出工作幸福感是指在特定的工作场所中,员工对具体工作场所的不同方面的看法、感受、动机和情感[4]。倪国栋等(2018)根据心理和主观两个方面将工作幸福感具体分为工作胜任感、工作中的人际关系、工作投入度、工作旺盛感、工作认可度、工作满意度和工作中的积极情感等7个维度[5]。

随着工作性质的不断演变,工作和家庭生活也越来越相互交织,给试图在这两个领域寻找平衡的员工带来压力。工作-家庭冲突已被证明会对员工、家庭和组织产生负面影响。家庭支持型主管行为作为一种非正式组织支持,可以影响员工自我效能感、员工对组织的情感承诺和员工对主管工作努力的感知,也可以帮助员工平衡其工作和家庭之间的冲突[6],减轻他们的压力,从而提高员工的工作幸福感。基于此,本文提出假设H1：家庭支持型主管行为正向影响科技人才工作幸福感。

1.2 工作投入的中介作用

工作投入被Schaufeli等(2002)定义为一种积极、充实、与工作相关的精神状态,其特征是活力、奉献和专注[7]。翁清雄等(2017)则认为工作投入指员工产生的主动投入工作的动机和行为,工作投入高的员工会有更充沛的精力和更积极的情绪[8]。从本质上看,工作投入的特点就是员工拥有高水平的能量和对工作的强烈归属感。

在情感支持方面,家庭支持型主管行为会对员工进行情感上的关注与帮助。在家庭支持型主管行为中,主管会根据工作和家庭具体的行为类型实行弹性计划工作,即工具性支持。这两者可以提供充足有效的资源,而员工为了实现个体现有资源的增加便会积极采取行动获取资源。角色建模行为是指主管给员工演示如何平衡工作和家庭,可以在企业内营造一种家庭氛围,从而提升主管与员工之间的信任感。创造性工作家庭管理是在组织层面采取行动,以减少工作家庭冲突、提高组织成果,兼顾工作与生活质量。这一系列行为都可以减少科技人才的工作家庭冲突,使其更加投入到工作中去。

员工在完成自己的工作和实现自己价值时获得的愉快感受和体验就是工作幸福感。工作投入越高的科技人才对其所从事的工作越专注、热衷、有认同感,这意味着其越容易获得工作给自己带来的幸福感和满足感。因此,在家庭支持型主管行为影响科技人才工作幸福感的过程中,科技人才的工作投入发挥重要的中介作用。基于此,本文提出假设H2：工作投入在家庭支持型主管行为和科技人才工作幸福感的关系中起部分中介作用。

1.3 主动性人格的调节作用

员工的主动性已被视为全球竞争和持续创新的关键驱动力。主动性人格是指个体在环境或其他情境中某些行为的主导影响下,为了寻找机会更好地了解外部世界而主动采取行动的倾向[9]。通过以往研究发现,积极进取是主动性人格的核心[10],拥有越强主动性的员工对自己所从事的工作就具有越明确的目的性,也就越有利于完成工作。

管理者给员工创造出富有挑战性、资源丰富的工作环境并不一定总是能收获员工积极的反馈,因为员工是否愿意表现出积极的行为并优化自己的工作环境可能尤为重要。主动性人格高的下属比主动性人格低的下属更容易发现积极的机会,表现出主动性、挑战性以改善现状[11]。资源保存理论中的投资原则阐明,高主动性人格的科技人才为了获取收益会充分利用积极的心理资源,并会进一步投入资源以避免资源的继续损失或从损失中恢复。高主动性人格的科技人才会对主管的家庭支持型行为有更主动的回应,呈现比较积极的反馈,并且为了回报主管会更加努力工作,工作投入也会更高。基于此,本文提出假设H3：主动性人格在家庭支持型主管行为和工作投入之间起正向调节作用。

结合假设H2与假设H3,本文作出更多推断,当高主动性人格的科技人才在面对家庭支持型主管行为这种有利于平衡自身工作与家庭关系的机会时,他们会在工作上付出更多的时间与努力来抓住这个机会,以便进行有意义的改变,即提高自己的工作幸福感。基于此,本文提出假设H4：主动性人格正向调节工作投入在家庭支持型主管行为与工作幸福感之间的部分中介作用。

本文的理论研究模型见图1。

图1 研究模型

2 研究设计

2.1 测量工具

家庭支持型主管行为采用Hammer等(2013)开发的简易版家庭支持型主管行为量表,简称FSSB-SF量表[12],Cronbach’sα值为0.71。工作投入采用的是Schaufeli等(2006)开发的UWES-9量表[13],Cronbach’sα值为0.873。主动性人格采用Seibert等(1999)开发的量表[14],Cronbach’sα值为0.803。工作幸福感采用Zheng等(2015)开发的员工幸福感量表中的工作幸福感维度的分量表[15],Cronbach’sα值为0.799。

现有研究表明,性别、年龄、受教育程度、工作年限和婚育状况等会影响员工的工作幸福感,因此本文为避免上述5个变量对研究结果的干扰将其设为控制变量。

2.2 样本与数据

本文采用问卷调查法收集数据,研究样本均是常州高新技术企业中从事科技工作的员工。本次调查共随机发放问卷360份,筛查并消除无效问卷后,最终得到318份有效问卷,有效问卷回收率为88.3%。有效问卷数据显示,在性别方面,男性占56.6%,女性占43.4%;在年龄方面,30岁以下占40.6%,30～39岁占35.8%,40～49岁占17.0%,50岁及以上占6.6%,说明科技人才呈现年轻化趋势;在受教育程度方面,大专及以下占7.5%,本科占47.2%,硕士占34.0%,博士占11.3%,说明科技人才大部分拥有较高的知识水平;在工作年限方面,1年及以下占23.6%,2～5年占36.8%,6～10年占26.4%,10年以上占13.2%;在婚育状况方面,未婚无孩占47.2%,未婚有孩占0.3%,已婚无孩占11.0%,已婚有孩占38.7%,离异无孩占1.9%,离异有孩占0.9%。

3 实证结果分析

3.1 验证性因子分析

采用Mplus8.3对家庭支持型主管行为、工作投入、工作幸福感以及主动性人格进行验证性因子分析。在统计学上相较于其他因子模型,四因子模型的拟合度最优(χ2/df=1.569<3,RMSEA=0.042<0.080,CFI=0.935>0.900,TLI=0.929>0.900,SRMR=0.049<0.050),表明本文的4个变量之间的区分效度良好。

3.2 共同方法偏差检验

为了控制共同方法偏差问题,本文运用Harman单因子检验法进行主成分分析,未旋转时得到第一主成分的贡献率为35.129%,小于40%的临界点。由此可见,本次调查的样本数据不存在严重的共同方法偏差问题,可以进行下一步研究。

3.3 描述性统计与相关性分析

各变量的均值、标准差及相关系数见表1。家庭支持型主管行为与主动性人格(R=0.564,p<0.01)、工作投入(R=0.706,p<0.01)、工作幸福感(R=0.720,p<0.01)均显著正相关,工作投入与工作幸福感(R=0.768,p<0.01)显著正相关,主动性人格与工作投入(R=0.602,p<0.01)显著正相关。上述结果初步支持本文假设。

表1 描述性统计与相关性分析结果

3.4 假设检验

本文采用SPSS26.0进行多层次回归分析,检验家庭支持型主管行为对工作幸福感的影响,以及工作投入的部分中介作用和主动性人格的调节作用,具体见表2。

表2 多层次回归分析检验结果

3.4.1 主效应和中介效应检验

由表2中M5可知,家庭支持型主管行为对科技人才工作幸福感有显著正向影响(β=0.723,p<0.001),假设H1得到支持;由M2可知,家庭支持型主管行为对工作投入有显著正向影响(β=0.714,p<0.001);由M6可知,工作投入对工作幸福感有显著正向影响(β=0.768,p<0.001);由M7可知,在加入中介变量后,自变量对因变量的影响系数下降,但仍然显著(β=0.355,p<0.001),同时中介变量对因变量的影响也显著(β=0.516,p<0.001),表明中介变量在自变量与因变量之间起部分中介作用,假设H2得到支持。本文在SPSS中运用Process插件,采用Bootstrap方法检验中介效应,样本抽取为5 000次,95%的置信区间为[0.447 7,0.715 0],不包含0,假设H2再一次得到支持。

3.4.2 调节效应检验

由M3可知,家庭支持型主管行为正向影响工作投入(β=0.509,p<0.001),主动性人格正向影响工作投入(β=0.342,p<0.001),家庭支持型主管行为与主动性人格的交互项正向影响工作投入(β=0.171,p<0.001),表明主动性人格在家庭支持型主管行为对科技人才工作投入的影响中起正向调节作用,假设H3得到支持。

主动性人格的调节效应见图2。简单斜率的检验结果表明,低主动性人格时,家庭支持型主管行为对科技人才工作投入的正向影响较弱,而高主动性人格时,家庭支持型主管行为对科技人才工作投入的正向影响较强,假设H3再次得到验证。

图2 主动性人格的调节效应

3.4.3 被调节的中介效应检验

本文运用Process插件,采用Bootstrap方法检验主动性人格对工作投入的调节作用。结果表明,主动性人格水平较高时,工作投入的中介效应较强,其效应值为0.535 0,置信区间为[0.416 3,0.649 7];主动性人格水平较低时,工作投入的中介效应较弱,其效应值为0.285 4,置信区间为[0.180 8,0.393 8]。由此可知,主动性人格正向调节工作投入在家庭支持型主管行为与工作幸福感之间的部分中介作用,假设H4得到验证。

4 结论与建议

本文构建并检验家庭支持型主管行为与科技人才工作幸福感之间被调节的中介效应模型。基于资源保存理论和社会交换理论,本文通过对318份科技人才有效问卷数据的实证分析,得出结论:家庭支持型主管行为正向影响科技人才工作幸福感;工作投入在家庭支持型主管行为与科技人才工作幸福感之间起部分中介作用;主动性人格在家庭支持型主管行为和工作投入之间起正向调节作用,并正向调节工作投入在家庭支持型主管行为与工作幸福感之间的部分中介作用。

基于上述结论,本文提出相关建议。

培育家庭支持型企业文化。企业文化可以在潜移默化中影响员工行为。家庭支持型主管行为通过影响科技人才的工作行为和绩效,进一步影响企业的发展。企业应认识到家庭支持型主管行为的优势,提高主管为科技人才提供家庭支持行为的意识与能力,形成家庭支持型企业文化氛围,从而更多地满足科技人才的需求。

提升科技人才的工作投入水平。科技人才工作投入水平越高,越有助于科技人才工作幸福感的提升。为了提高科技人才的工作投入水平,企业要表现出对科技人才的尊重和关心,并经常主动询问其工作感受;企业还应注重科技人才的职业规划和职业培训,以及关注科技人才对每件事情的参与度,让其感受到企业与他们存在深刻的联系。

培养科技人才的主动性人格。企业可以通过加强对科技人才的教育培训与指导,帮助他们形成积极主动的人格特征,促进科技人才的工作投入。

制定提高科技人才工作幸福感的管理方式。当今社会充满竞争与压力,生活和工作中的负面情绪导致科技人才的工作幸福感不断降低。研究表明,家庭支持型主管行为对科技人才工作幸福感存在正向影响,可以提高企业对科技人才工作幸福感的重视,加深对其的认识,也有助于企业制定提高科技人才工作幸福感的管理方式。