工作场所社会支持对新民工工作投入的影响

冯欣　葛婷　蒋恬　李群

[摘 要]工作场所社会支持作为有效改善和提高员工工作态度和行为的主要措施之一，日益得到企业的关注。本文基于社会交换理论，以新生代农民工为样本，在深度访谈和问卷调查的基础上，讨论工作场所社会支持对新生代农民工工作投入的影响及其内在机制。在此基础上，提出企业应通过提高工作场所社会支持来提升新生代农民工的主观幸福感以增加其工作投入的建议。

[关键词]工作场所社会支持；新生代农民工；工作投入；主观幸福感

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

1 引 言

现有许多调查已表明，工作场所社会支持与工作投入之间是有关系的。根据目前对工作场所社会支持相关文献的查阅，可发现国内外学者在这方面均做了不少研究，但尚未较多关注工作场所社会支持与工作投入之间的联系。本文将对新生代农民工（以下简称新民工）进行调查研究，讨论其社会支持对其工作投入的影响，以及主观幸福感在工作场所社会支持和新民工工作投入之间的中介效应，这不仅可以丰富该领域的研究，也可以为企业在管理新民工方面提供一些启示。

国外研究表明，工作投入是员工可以充满激情并能长久地投入到工作中去的一种状态（Schaufeli，2002），其主要有两个方面的内容：工作伙伴、领导和所在的企业等来自多方面的支持；对工作场所社会支持的区分，有一般内容和特殊内容（Kossek et al.，2011）。Swanberg，等（2011）根据资源保存理论提出，当个体有足够多的资源，就有“获取螺旋（Gain Spiral）”的反应，继而提高他们的投入。简单来说，工作场所社会支持对工作投入有积极意义。在国内，侯典牧（2011）提出，具有性格优势的员工更容易营造和谐的人际关系，有助其提高主观幸福感[4]。荆建华，等（2013）从心理学的角度出发，探讨了新民工主观幸福感与工作场所社会支持、心理健康等因素的关系，试图从心理学角度研究对新民工主观幸福感产生影响的因素[5]。何谨，等（2014）调查研究发现，自尊、积极应对与主观幸福感明显正相关，消极应对与主观幸福感负相关；应对方式部分中介了自尊对主观幸福感的影响[6]。

目前有关新民工在企业工作投入方面的研究有限，社会对这一新兴群体也缺乏足够的关注。本研究把工作场所社会支持对新民工工作投入的影响作为一个突破口，研究新民工工作投入的影响机制，为管理新民工的各企业单位和各级政府提供一些管理建议与办法。

2 研究假设

2.1 工作场所社会支持与工作投入

企业员工如果在组织内有充足的工作场所社会支持，就会有更多精力和干劲，而且会很愿意为公司投入更多时间；另外，足够的工作场所社会支持也能使员工更加集中精神，从而降低其对时间流逝的敏感度；由此推论，新民工在获得足够工作场所社会支持时会更愿意对组织奉献时间和精力。根据JD-R模型的核心理论，工作场所社会支持能够帮助员工成长和发展，并且它本身还具有激励作用，所以能使员工有较高的工作投入。对新民工而言，其工作场所社会支持来源于同乡同事、当地同事以及上司等。工作场所社会支持能帮助他们加强对组织的认同，把自己当作组织中不可缺少的部分，从而更多地投入到自己的工作中去[7]。基于上述分析，提出假设1。

假设1：工作场所社会支持和新民工工作投入正相关。

2.2 主观幸福感与工作投入

现有研究证明了员工的工作投入与他们幸福感的关系即员工的工作投入与主观幸福感确有明显相关关系，员工的主观幸福感可以预测他们的工作投入。因此，新民工的工作投入与他们的主观幸福感之间存在关联。作为企业和各个城市的中坚力量，新民工主观幸福感的高低、工作投入的多少，不仅影响其自身的发展，还直接影响企业的整体绩效甚至整个城市的经济发展。基于上述分析，提出假设2。

假设2：主观幸福感和新民工的工作投入正相关。

2.3 主观幸福感的中介效应

根据社会交换理论，组织一旦通过提供各种支持满足员工的需要，基于互惠的原则，他们就变现出积极主动的态度和行为回报组织。对于新民工而言，他们一旦感受到来自同事和上级的支持，就可以更好地理解自己的工作及公司整体情况，主观幸福感得到提高，基于互惠的原则，他们就会加大自己的工作投入。基于此，本文提出假设3。

假设3：主观幸福感在部分中介了工作场所社会支持对新民工工作投入的影响。

综合上述，得出图1。

图1 综合假设模型

3 假设检验

3.1 研究对象

本研究采用问卷调查的方法，通过现场发放、邮寄和电子邮件等方式，对北京、上海、深圳、武汉、南京等12个城市的22家企业进行调研。共收回有效问卷339份。研究所使用的测量量表是基于本研究的目的，采用国外成熟的量表，同时考虑到我国的研究情境，对其中的用词进行了一定的修订，均采用李克特七点量表测量：工作场所社会支持的测量采用Karasek（1980）的工作场所社会支持量表，量表的Cronbachα为0.844；主观幸福感的测量采用了PANAS量表，量表的Cronbachα为0.791；工作投入的测量采用Schaufeli等（2002）的量表，量表的Cronbachα为0.826，上述量表均达到要求。另外，在以往对工作投入的研究中，员工的年龄、性别、教育程度、职位性质等都是不可缺少的控制变量，所以这个研究中，也用了这些变量作为控制变量。样本情况小结见表1。

3.2 假设检验

3.2.1 同源方差的控制及检验

由于问卷中的变量都是由同一名被调查者填写的，所以可能会带来同源方差的问题。本研究采用哈曼单因素检测法，检查了同源方差的严重程度，发现第一个主成分占了总方差的37.652%，并不是很大，所以对结论的可靠程度几乎没有影响。

3.2.2 变量区分效度的验证性因子分析

本研究用AMOS软件对数据进行了验证性因子分析，并采用χ2/df、RMSEA、CFI和NFI这四个指标对模型的拟合效果进行判断。结果表明，三因子模型的拟合效果最好（见表2），这说明本研究的三个变量之间区分效度较好。

3.2.3 描述性统计结果分析

表3是几个变量的均值、标准差及相关系数。可以看出，工作场所社会支持和工作投入之间是正相关关系，其中（r=0.501，p<0.01）。主观幸福感和工作投入之间是正相关关系（r=0.495，p<0.01），主观幸福感和工作场所社会支持之间是正相关关系（r=0.546，p<0.01）。

3.2.4 假设检验

（1）工作场所社会支持对工作投入的影响

如表4所示。工作场所社会支持对工作投入的回归效果显而易见，该回归方程的F值达到了显著性水平，说明回归应是显著的。其中，标准回归系数为0.501，t值为10.626，p<0.001，这说明工作场所社会支持对工作投入具有明显的正向影响，假设1得到了验证。

3.2.5 结构方程模型检验

由以上的几个分析表可以看出，工作场所社会支持、工作投入及主观幸福感这三者之间相关，但这种三者共同作用时方向和大小无法确定，所以，本研究用结构方程对假设模型进行路径分析和检验，假设模型分别为“M1：工作场所社会支持→工作投入”、“M2：主观幸福感→工作投入”、“M3：工作场所社会支持→主观幸福感”、“M4：工作场所社会支持→主观幸福感→工作投入”。

由表5可知，模型1结果显示，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。显示模型拟合不太理想，但基本通过，工作场所社会支持与工作投入关系显著，路径系数为0.558（P<0.001），验证了假设1，得出了工作场所社会对工作投入有正向影响的结果。模型2的结果显示，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。显示模型拟合不太理想，但基本通过，主观幸福感与工作投入关系显著，路径系数0.591（P<0.001），验证了假设2，得出了主观幸福感对工作投入有正向影响的结果。模型3结果显示，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。显示模型拟合理想，工作场所社会支持与主观幸福感关系显著，路径系数为0.563（P<0.001），支持了工作场所社会支持影响主观幸福感。

将主观幸福感作为中介变量加入到工作场所社会支持对工作投入的影响效果中，得到了模型4结果，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。显示模型拟合比较理想。所得模型见图2。

由模型可知，主观幸福感部分中介了工作场所社会支持对新民工工作投入的影响，假设3成立。

4 结 论

本研究为探讨工作场所社会支持、主观幸福感和工作投入之间的关系，共做了两个方面的工作：一是检验工作场所社会支持对工作投入的影响；二是检验主观幸福感在上述关系中的中介效应。本研究的主要结论。一是工作场所社会支持与新民工的工作投入之间有明显的相关关系，而且对新民工的工作投入有积极正向影响，即新民工获得的工作场所社会支持对工作投入的影响作用显著。二是主观幸福感与工作投入之间有明显正相关关系，并且主观幸福感对工作投入的影响很大，达到了0.591（P<0.001）。三是新民工的主观幸福感部分中介了工作场所社会支持对他们工作投入的影响。即新民工得到越多的工作场所社会支持，就会觉得越幸福，从而更多地投入到工作中去。

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