挑战型－阻碍型时间压力对员工职业幸福感的影响研究

张军成 凌文辁

一、引言

幸福（happiness）作为人类永不停歇的追求，与之相关的话题近年也引起了企业管理实务工作者与学术研究人员的高度关注，尤其是从员工心理层面出发界定并探讨的主观幸福感（subjective well-being）议题，更是近年组织行为与人力资源管理研究的一个热点。鉴于主观幸福感涉及的范围较为宽泛，最近已有研究人员开始把该研究框架应用于员工实际工作情境并发现，改善员工与工作相关的幸福感，尤其是能够反映员工与职业相关的胜任感、受认可度和理想抱负得以施展三方面积极体验的职业幸福感（professional well-being）［1］，能够有效提高员工个人的绩效水平及其所在组织的业绩表现。［2－4］鉴于员工工作相关幸福感的重要意义，弄清员工的工作相关幸福感可能受哪些因素影响，以及这些因素的具体影响如何，已经成为亟待相关领域实务工作者与学术研究人员有效解答的重要议题。

然而，虽然国内外已有学者围绕员工个体特征、工作环境和工作事件等方面因素对员工幸福感的影响展开了颇有成效的探讨，但关于当代快节奏的职场生活给员工带来的时间压力可能对其职业幸福感的影响这个话题，理论界和实务界迄今并未予以足够有针对性的关注。事实上，由于当代动态变化的政治、经济、社会、文化和技术环境对组织柔性的要求日益提高，员工在这样的背景下将可能频频被要求在多项任务之间实现有效的动态协调，随时应对迫在眉睫的截止日期，并按时、高效地完成经常性调整的任务目标，从而时间视角（temporal lens）［5］所强调的时间和时机问题无疑将影响员工的压力体验。但遗憾的是，以往有关压力与员工幸福感关系的研究并没有专门关注这一特殊的压力形式。而且，即使有相关研究，大都也只是把压力作为一个整体概念加以探讨，并发现工作压力对员工幸福感具有负面的影响。［6－7］虽然近年已有个别学者开始借鉴Cavanaugh等人的观点［8］，把压力细分为挑战型压力（challenge stress）和阻碍型压力（hindrance stress）两种类型，并同时引入研究模型探讨二者分别对员工幸福感的影响［9－10］，但究竟员工因为时间紧迫而引起的压力是否也可能存在类似的影响，目前仍不得而知。

为了弥补以往研究存在的上述不足，本研究拟从时间视角［5］切入，同时顺应挑战型－阻碍型压力研究的学术动向［8］［11］，尝试同时引入挑战型时间压力和阻碍型时间压力作为解释因素，并参照以往员工幸福感研究特别关注员工在幸福感各个具体维度的体验这种做法［9－10］，构建并检验它们对员工职业幸福感中的职业胜任感、职业抱负感和职业认可感三个幸福体验指标的个别和交互影响模型（如图1所示）。如此，希望能够丰富压力对员工幸福感的影响方面研究成果，并为指导企业管理者通过有效配置员工的时间资源来提升员工职业幸福感的努力提供某些启示。

图1 研究概念模型

二、理论基础与研究假设

（一）工作场所压力的两个维度

在过去很长一段时期，组织管理领域的理论研究人员和实务工作者普遍认为，工作场所的压力对员工身心健康、工作态度和业绩表现的影响都是有害的。然而，自从Selye（1955）［12］创造性地提出需要按工作要求的内容与强度两个标准对压力进行区分以来，人们逐渐认识到并非所有压力都有害，而是可能有“好”、“坏”之分。在此基础上，先后有研究者提出能够按照作用效果的 “好”与 “坏”对压力进行区分的，包含正面压力（eustress）和负面压力（distress）的压力二维观点［13］，以及包含挑战型压力源（challenge stressor）和 阻 碍 型 压 力 源（hindrance stressor）的压力源二维观点［8］。基于这样的区分模型，作为解释挑战型－阻碍型压力源模型的重要理论基础——认知交互理论指出，当员工面对工作情境中的各种要求时，既可能做出威胁性评价，也可能做出挑战性评价。若员工做出挑战性评价，则可能体验到正面压力或挑战型压力；若员工做出阻碍性评价，则可能体验到负面压力或阻碍型压力。［14－15］一般而言，挑战型压力通常被认为是有益的，它能够为员工带来某些收益；而阻碍型压力则通常被认为是有害的，它可能限制或阻碍员工取得更高的个人工作成就。［8］

（二）挑战型时间压力与员工职业幸福感

挑战型时间压力是个体在面对时间紧迫的情境时所体验到的一种正面压力。这就意味着，当面对快节奏职场生活在多重任务、截止日期和进度调整等方面向员工提出的时间紧迫性要求时，员工将把该要求视为对自己能力的一次检验，并认为在自己的能力范围内足以应付。根据目标设置理论的观点［16－17］，困难的目标一旦被人们所接受，将可能比容易的目标带来更出色的工作表现。由此或可推测，员工面对的时间紧迫性虽然难以克服，但却可能成为员工为实现某个目标而工作的内在动机来源，进而激励员工更加专注、投入和持久地采取积极的应对措施来完成工作任务。在这个过程中，员工又将可能因为在时间紧迫的情境下想方设法按时、高效地完成各项极具挑战性的工作任务而体验到工作的意义。［18］从而，或许可以合理地预期，挑战型时间压力有可能提升员工在工作胜任、他人认可和抱负实现等方面的幸福体验。事实上，已有一些实证研究结果表明，一般意义上的挑战型压力能够正向预测员工的主观幸福感［9］和工作满意度［10］。另外，虽然目前尚无挑战型时间压力与员工幸福感关系的公开研究成果，但也有研究发现，挑战型时间压力与员工创造力、工作质量和团队合作行为等正面指标显著正相关。［19］由此，本研究提出以下假设：

假设1a：挑战型时间压力对员工职业胜任感具有正向预测作用。

假设1b：挑战型时间压力对员工职业抱负感具有正向预测作用。

假设1c：挑战型时间压力对员工职业认可感具有正向预测作用。

（三）阻碍型时间压力与员工职业幸福感

阻碍型时间压力是指个体在面对时间紧迫的情境时所体验到的一种负面压力。这就意味着，员工将可能认为此时要想在多项任务之间实现有效的动态协调，随时应对迫在眉睫的截止日期，并按时、高效地完成经常性调整的任务目标等，已经远远超出自己力所能及的范围。此时，将很容易得出与过去压力研究文献中类似的观点，即阻碍型时间压力可能对员工身心健康、工作态度和业绩表现产生负面的影响。这是因为，阻碍型时间压力意味着员工能力已无法有效应对快节奏职场生活在多重任务、截止日期和进度调整等方面对他们提出的要求，这将可能扰乱员工的工作进程，使得他们难以高效地完成自己的工作任务，从而可能限制或阻碍员工取得更高的个人工作成就。［8］从而，或许可以合理地预期，阻碍型时间压力有可能降低员工在工作胜任、他人认可和抱负实现等方面的幸福体验。对此，已有一些实证研究结果表明，一般意义上的阻碍型压力能够负向预测员工的主观幸福感［9］和工作满意度［10］。 另外，虽然目前尚无阻碍型时间压力可能伤害员工幸福感的直接证据，但也有研究指出，阻碍型时间压力对员工在新产品研发项目中的行为表现会产生与挑战型时间压力相反的负面影响。［20］由此，本研究提出以下假设：

假设2a：阻碍型时间压力对员工职业胜任感具有负向预测作用。

假设2b：阻碍型时间压力对员工职业抱负感具有负向预测作用。

假设2c：阻碍型时间压力对员工职业认可感具有负向预测作用。

（四）挑战型－阻碍型时间压力的不同组合类型与员工职业幸福感

按照工作要求 －资源模型（Job Demands-Resources Model，简称JD－R模型）的界定方式，工作要求主要包括那些需要员工持续付出生理和心理努力或成本的工作因素，当这种要求成本过高时将对员工造成消极的影响；而工作资源则主要包括那些能够降低员工的体力和心理成本，有助于员工达成工作目标，或者能够促进员工学习、发展和成长等方面的工作因素。［21］对比前文关于挑战型时间压力和阻碍型时间压力的有关论述不难发现：前者属于能够激励员工更加专注、投入和持久地采取积极的应对措施来完成工作任务的一种正面压力，它可以被归类为一种工作资源；而后者则源于时间紧迫对员工提出的要求超出了其力所能及的范围，导致员工不得不持续地付出更大的生理和心理努力或成本来应对时间紧迫性工作情境对他们提出的要求，从而它可以被归类为一种工作要求。 根据 Bakker和 Demerouti（2007）［22］提出的 JD－R双过程模型可知，工作要求和工作资源除了对员工产生分别影响外，它们二者还可能产生交互影响。若按照工作要求和工作资源各自的高低水平构成的2×2种组合情境来分析，高要求－低资源的情境将引起较高的压力和较低的动机水平，而低要求－高资源的情境则会引起较低的压力和较高的动机水平。鉴于员工的挑战型时间压力和阻碍型时间压力分别可以归类为工作资源和工作要求，从而也许可以合理地进行与JD－R双过程模型类似的推测，即挑战型时间压力和阻碍型时间压力的不同组合类型也可能导致员工的职业幸福感表现出相应差异。由此，本研究提出以下假设：

假设3a：高挑战型时间压力－低阻碍型时间压力时，员工的职业胜任感较高；低挑战型时间压力－高阻碍型时间压力时，员工的职业胜任感较低。

假设3b：高挑战型时间压力－低阻碍型时间压力时，员工的职业抱负感较高；低挑战型时间压力－高阻碍型时间压力时，员工的职业抱负感较低。

假设3c：高挑战型时间压力－低阻碍型时间压力时，员工的职业认可感较高；低挑战型时间压力－高阻碍型时间压力时，员工的职业认可感较低。

三、研究方法

（一）研究样本及数据采集

本研究的调查对象主要是广东、湖南和贵州等地的电子与信息制造企业中的行政、营销、技术与研发等职能类型的员工及中、基层管理者。通过发放纸质问卷和网络问卷进行调查，最后共回收260份有效问卷。从样本的性别构成情况来看，男女总体比例比较均衡，二者在总人数中所占的比例分别为58.8%和41.2%。从样本的年龄分布情况来看，大部分员工年龄在25岁以下，占总人数的53.5%，26～30岁的员工占总人数的21.9%，31～35岁的员工占总人数的11.2%，36～40岁的员工占总人数的5.4%，41～45岁的员工占总人数的5.0%，46岁及以上的员工占总人数的3.1%。从样本的岗位级别分布情况来看，普通员工占总人数的69.6%，基层管理者占总人数的19.2%，中层管理者占总人数的7.7%，高层管理者占总人数的3.5%。从样本所服务企业的所有制类型来看，国有企业员工占总人数的35.8%，民营企业员工占总人数的44.6%，外资企业员工占总人数的4.6%，其他类型企业员工占总人数的15.0%。从样本的工作年限情况来看，参加工作不足1年的占总人数的31.2%，1～3年的占总人数的29.2%，4～6年的占总人数14.6%，7～9年的占总人数的9.2%，10年及以上的占总人数的15.8%。

（二）变量测量

本研究主要采用了以下三份已经在其他研究中得到采用并具有较好信度和效度的量表。

1.挑战型时间压力量表。该量表根据 Op'T Hogg［19］在其研究中基于时间视角编制的挑战型压力量表进行翻译修订而得，总共包含4个条目，在本研究中的Cronbach's α系数为0.78。

2.阻碍型时间压力量表。该量表根据 Op'T Hogg［19］在其研究中基于时间视角编制的阻碍型压力量表进行翻译修订而得，总共包含5个条目，在本研究中的Cronbach's α系数为0.85。

3.职业幸福感量表。该量表直接采用黄亮［1］所编制的中国企业员工工作幸福感测量量表中的职业幸福感子量表，该子量表总共包含10个条目，在本研究中的Cronbach's α系数为0.92。其中，该子量表又可分为用以具体测量员工职业胜任感、职业认可感和职业抱负感的三个维度，它们各自包含的条目依次为3个、3个和4个，在本研究中的相应Cronbach's α系数依次为0.86、0.85和0.90。

在设计调查问卷时，挑战型时间压力和阻碍型时间压力都采用了Likert 5点计分方式进行测量，要求参与者对条目做出从1（从未如此）到5（总是如此）的等级评价，而职业幸福感则采用了Likert 6点计分方式进行测量，要求参与者对条目做出从1（完全不符合）到6（完全符合）的等级评价。另外，本研究还根据现有研究结论选取了员工的性别、年龄、岗位级别、企业所有制性质和工作年限等因素作为控制变量，并要求参与者对问卷中提供的分类选项做出单项选择以获得相关数据。

四、分析结果

（一）共同方法偏差检验

由于本研究所涉及的全部变量数据都由一名参与者填写自我报告问卷来收集，这也许会存在可能干扰研究结果的共同方法偏差问题。虽然在设计问卷时对不同量表采用了不同的计分方式，并在实施调查过程中也向参与者特别强调和保证问卷填写的匿名性和保密性，这些措施能在一定程度上控制共同方法偏差，但仍有必要根据调查数据对此进行事后检验。因此，本研究运用Harman单因素检验方法对调查所得的挑战型时间压力、阻碍型时间压力和职业幸福感数据执行探索性因子分析，在未旋转情况下析出的最大因子也只能解释所有测量题目变异的35.41%，低于40%的临界值标准，说明调查所得数据的共同方法偏差影响并不严重。

（二）验证性因子分析

为了检验本研究主要关注的挑战型时间压力、阻碍型时间压力、职业胜任感、职业抱负感和职业认可感五个变量的测量条目能否聚合在各自所对应的理论构念，以及该五个变量相互间能否有效区分，本研究应用LISREL8.70软件按照表1所界定的模型结构执行验证性因子分析。由表1可知：五因子模型拟合最好，χ2＝347.20，df＝142，χ2／df＝2.45＜5，RMSEA＝0.08＜0.10，SRMR＝0.06＜0.08，CFI＝0.96＞0.90，各项拟合指数均达到模型拟合良好的标准。当把本研究关注的五个变量按照相应规则进行因子合并构建其他四因子、三因子、二因子和一因子比较模型时，相应模型拟合指数大都表明这些比较模型与数据的拟合情况不理想，而且拟合情况也不如五因子模型。这就说明本研究所用的量表具有较好的区分效度，并且本研究参照以往员工幸福感研究重点关注幸福感具体维度的做法来探讨相应变量关系也是合理的。另外，五因子模型中所有测量条目在各自相应因子上的因子载荷也都大于0.50，说明本研究所用量表也具有较好的聚合效度。

表1 验证性因子分析模型拟合指数（N＝260）

（三）描述性统计与相关分析

表2呈现了本研究主要变量的均值、标准差、相关系数及平均变异提取量（AVE）的平方根。由表2可知：挑战型时间压力与职业胜任感、职业抱负感和职业认可感的相关系数依次为0.37、0.44和0.33，阻碍型时间压力与职业胜任感、职业抱负感和职业认可感的相关系数依次为 －0.13、 －0.22和 －0.22，并且上述相关系数均在统计上显著，这为本研究将要检验的假设提供了初步的证据基础。另外，表2中括号内呈现的各变量相应的平均变异提取量的平方根介于0.69和0.84之间，均高于0.50，并且都大于相应变量与其他所有变量之间相关系数的绝对值，这不仅为本研究主要探讨的五个变量的聚合效度和区分效度提供了又一项证据，而且也为本研究探讨这五个变量之间的关系提供了合理的测量学基础。

表2 变量均值、标准差及变量之间的相关系数（N＝260）

（四）假设检验

为了检验挑战型时间压力和阻碍型时间压力对员工职业幸福感的分别影响，本研究通过层级回归法，分别以职业胜任感、职业抱负感和职业认可感三个变量作为被解释变量，挑战型时间压力和阻碍型时间压力作为解释变量构建三个回归模型，从而根据两类时间压力的偏回归系数就它们分别影响员工职业幸福感的关系进行检验。在具体构建回归模型时，三个回归模型都将按照以下两个步骤先后执行。第一步，把性别、年龄、岗位级别、企业所有制性质和工作年限等五个控制变量纳入回归模型。鉴于在问卷调查阶段上述控制变量全部按照分类变量来收集数据，所以在回归分析前需要先把它们转换为虚拟变量。第二步，把挑战型时间压力和阻碍型时间压力同时纳入回归模型。经过以上分析步骤，把检验研究假设需要的关键回归分析结果整理成表3。

表3 层级回归分析结果摘要（N＝260）

由表3可以看出：（1）以职业胜任感为被解释变量的模型中，在已经考虑控制变量的影响之后，两类时间压力对员工职业胜任感的变异解释能力显著增加了13%；另外，挑战型时间压力对它具有显著的正向作用（β＝0.35，P＜0.001），而阻碍型时间压力对它的负向影响在统计上并不显著（β＝－0.05，n.s.），所以假设1a得到验证，而假设2a没有得到验证。（2）以职业抱负感为被解释变量的模型中，在已经考虑控制变量的影响之后，两类时间压力对员工职业抱负感的变异解释能力显著增加了20%；另外，挑战型时间压力对它具有显著的正向作用（β＝0.40，P＜0.001），而阻碍型时间压力对它具有显著的负向作用（β＝－0.13，P＜0.05），所以假设1b和假设2b均得到验证。（3）以职业认可感为被解释变量的模型中，在已经考虑控制变量的影响之后，两类时间压力对员工职业认可感的变异解释能力显著增加了12%；另外，挑战型时间压力对它具有显著的正向作用（β＝0.28，P＜0.001），而阻碍型时间压力对它具有显著的负向作用（β＝－0.15，P＜0.05），所以假设1c和假设2c均得到验证。

为了检验挑战型时间压力和阻碍型时间压力不同的组合类型与员工职业幸福感的关系，本研究通过执行LSD事后比较的方差分析，分别以职业胜任感、职业抱负感和职业认可感三个变量为被解释变量，由两类时间压力高低不同水平组成的2×2种组合类型作为解释因素构建方差分析模型，从而根据LSD事后比较结果（见表4）就两类时间压力对职业幸福感的交互影响进行检验。

根据表4呈现的结果可知：（1）以职业胜任感为被解释变量的模型中，在代表高挑战型时间压力－低阻碍型时间压力的组合2时，职业胜任感显著高于组合3和组合4的情形，虽然略低于组合1的情形，但与组合1时的情形在统计上并无显著差异；而在代表低挑战型时间压力－高阻碍型时间压力的组合3时，职业胜任感显著低于组合1和组合2的情形，虽然略高于组合4的情形，但与组合4的情形在统计上并无显著差异，所以该检验结果基本验证了假设3a的说法。（2）以职业抱负感为被解释变量的模型中，在代表高挑战型时间压力－低阻碍型时间压力的组合2时，职业抱负感依次显著高于组合4和组合3的情形，虽然略低于组合1的情形，但与组合1时的情形在统计上并无显著差异；而在代表低挑战型时间压力－高阻碍型时间压力的组合3时，职业抱负感显著低于其他任何组合的情形，所以该检验结果基本验证了假设3b的说法。（3）以职业认可感为被解释变量的模型中，在代表高挑战型时间压力－低阻碍型时间压力的组合2时，职业认可感仅显著高于组合3的情形，并且与另外两种组合的情形在统计上不存在显著差异；而在代表低挑战型时间压力－高阻碍型时间压力的组合3时，职业认可感显著低于其他任何组合的情形，所以该检验结果也基本验证了假设3c的说法。另外，为清晰起见，上述三个检验结果可以用图2中的 a、b、c三个交互效应模式依次进行描绘。

表4 方差分析的多重比较结果摘要（N＝260）

图2 挑战型时间压力与阻碍型时间压力对员工职业幸福感的交互效应模式图

五、结论与讨论

（一）主要结论

本研究旨在基于时间视角［5］的关注重点，借鉴Cavanaugh等（2000）［8］的观点同时引入挑战型时间压力和阻碍型时间压力作为解释因素，探讨它们对员工职业幸福感三个具体维度的分别和交互影响。根据实证分析结果可以得到以下主要结论。

第一，挑战型时间压力可能促进员工在职业胜任、职业抱负和职业认可等方面的幸福体验。这与现有文献关于压力可能引发正面影响的研究结果是一致的。与认为压力有害无益的一般倾向不同，既有文献中关于压力或压力源的二维观点［8］［13］为确立压力在改善个体幸福感方面的有益角色奠定了合理的解释基础，而近年国内外学术界有关挑战型压力有助于提升员工幸福感的研究发现［9－10］，也为上述理论解释提供了支持证据。在本研究回归分析结果中，挑战型时间压力对员工职业胜任感、职业抱负感和职业认可感三个结果指标都具有正向的影响，这不仅为压力可能引起员工积极体验的观点提供了新的支持证据，而且从侧面印证了目标设置理论关于具有挑战性的目标有助于激励员工这个观点的合理性。

第二，阻碍型时间压力可能削弱员工在职业抱负和职业认可两方面的幸福体验。这与现有大多数压力研究发现的负面效果基本是一致的，尤其为阻碍型压力可能伤害员工幸福感的研究结果［8－10］提供了又一项支持证据。需要注意的是，尽管起初按好坏对压力进行划分时，人们通常把时间紧迫性当作更倾向于能引发个体正面压力的挑战型压力源［8］［23］，但随后有研究人员指出，时间紧迫性也可能导致个体产生负面的压力体验［19－20］。对此，本研究的回归分析结果也能提供一定的支持证据。另外，虽然阻碍型时间压力可能负向影响员工职业胜任感，但该影响在统计上却并未达到显著水平，这可能跟员工评判自己能否胜任工作岗位要求的主要依据与时间因素关系不太密切有关；当然，其中更深层次的原因仍有待研究考证。

第三，当员工同时承受较高的挑战型时间压力和较低的阻碍型时间压力时，他们在职业胜任、职业抱负和职业认可等方面通常拥有较高的幸福体验；而当员工同时承受较低的挑战型时间压力和较高的阻碍型时间压力时，他们在职业胜任、职业抱负和职业认可等方面的幸福体验通常较低。虽然既有文献中尚未发现上述交互影响的直接证据，但本研究的方差分析结果与JD－R双过程模型的交互效应观点［22］基本是一致的。当然，本研究的方差分析结果也发现，除员工在低挑战型时间压力－高阻碍型时间压力时，其职业幸福感指标基本上都跟理论预期那样显著低于其他任何情形外，只要员工面临高挑战型时间压力，不管其阻碍型时间压力水平高低，他们的三个职业幸福感指标都表现出较高的水平。尽管在统计上并无可靠证据推翻此前的研究假设，但分析结果却也未能完美地吻合 Bakker和 Demerouti（2007）［22］的研究结果，这是否意味着他们的JD－R双过程模型需要根据文化背景、组织情境、工作条件和参与者特征等因素进行修正，则仍有待探讨。

（二）管理启示

在时间紧迫性普遍存在的当代组织情境中，本研究对企业在提升员工幸福感，建设幸福组织方面的管理实践可能具有以下主要启示。首先，企业管理者需要更新时间管理观念，在适当规避阻碍型时间压力的负面影响的前提下，正确认识挑战型时间压力可能给员工带来的正面影响，从而在设计和采取对员工时间压力进行管理的具体措施时，适当地通过调整任务进度，提醒截止日期和协调工作节奏等时间领导行为［24］，为员工创设一个时间要求适当紧迫，但又不至于超出员工力所能及的范围，相反还能激励员工斗志和工作激情的任务情境，从而充分发挥挑战型时间压力对员工职业幸福感的正面影响。其次，企业管理者在对待时间压力时还应该摒弃非此即彼的片面思维，而应该充分发挥挑战型时间压力和阻碍型时间压力的 “组合拳”效果，确保通过采取有效的时间领导行为及提出相应的工作任务要求，使得员工在面对时间紧迫性时保持较高水平的挑战型时间压力，同时把阻碍型时间压力控制在较低的水平，尽量避免出现二者相反的组合情形。如此，将有望最大化地发挥时间压力的正面效应，从而有效提升员工职业幸福感，进而为建立和维持企业在当代动态变化的商业环境中可持续的竞争优势奠定基础。

（三）研究的创新、局限与未来展望

本研究从组织管理研究中近年兴起的时间视角切入，构建并检验了挑战型时间压力和阻碍型时间压力分别和交互地影响员工职业幸福感的关系模型，为丰富员工职业幸福感的相关研究内容和推动时间视角在组织管理研究中的应用积累了若干新颖的知识。但本研究也存在一定的局限，例如：研究样本的数量及构成还不太理想，这可能制约研究结论的推广能力；对挑战型时间压力和阻碍型时间压力的测量都采用西方量表进行翻译修订，这也许会存在测量偏差，从而可能对研究结论产生干扰；实证分析采用的是截面数据，难以保证变量之间确实存在因果关系。对此，今后应该在时间紧迫性表现得更加明显的行业邀请数量更多、结构更加丰富的人员参加调查，并且根据中国情境的特点开发或修订更加适用的本土化挑战型时间压力和阻碍型时间压力量表，也可以考虑采用实验室实验、准实验或情境实验研究的方法来收集相关数据开展研究，以便就挑战型－阻碍型时间压力对员工职业幸福感的影响这个问题展开更加准确的分析和探讨，同时为当代可能时刻面临时间紧迫性冲击的企业藉以提升员工职业幸福感，建设幸福组织的管理实践提供更有价值的启示。

［1］黄亮.中国企业员工工作幸福感的维度结构研究［J］.中央财经大学学报，2014，（10）：84－92＋112.

［2］Wright T A，Cropanzano R.The Role of Psychological Well-Being in Job Performance：A Fresh Look at an Age-old Quest［J］.Organizational Dynamics，2004，33（4）：338 －351.

［3］Pierre X，Tremblay D.Levels of Involvement and Retention of Agents in Call Centres：Improving Well-Being of Employees for Better Socioeconomic Performance［J］.Journal of Management Policy ＆ Practice，2011，12（5）：53 －71.

［4］黄亮，彭璧玉.工作幸福感对员工创新绩效的影响机制——一个多层次被调节的中介模型［J］.南开管理评论，2015，18（2）：15－29.

［5］Ancona D G，Goodman P S，Lawrence B S，Tushman M L.Time：A New Research Lens［J］.Academy of Management Review，2001，26（4）：645－563.

［6］Lu L，Kao S，Siu O，Lu C.Work Stress，Chinese Work Values，and Work Well-Being in The Greater China ［J］.The Journal of Social Psychology，2011，151（6）：767 －783.

［7］张兴贵，郭扬.企业员工人口学变量、工作特征与主观幸福感的关系：工作压力的作用［J］.心理科学，2011，34（5）：1151－1156.

［8］Cavanaugh M A，Boswell W R，Roehling M V，Boudreau J W.An Empirical Examination of Self-Reported Wok Stress among US Managers［J］.Journal of Applied Psychology，2000，85（1）：65 －74.

［9］袁凌，罗瑛.挑战 阻碍性压力与员工主观幸福感的关系：情绪智力的调节作用［J］.湘潭大学学报（哲学社会科学版），2014，38（4）：42－46.

［10］Chou L，Chu C，Yeh H，Chen J.Work Stress and Employee Well-Being：The Critical Role of Zhong-Yong［J］.Asian Journal of Social Psychology，2014，17（2）：115 －127.

［11］李宗波，李锐.挑战性 阻碍性压力源研究述评［J］.外国经济与管理，2013，35（5）：40－49＋59.

［12］Selye H.Stress and Disease［J］.The Laryngoscope，1955，65（7）：500 －514.

［13］Selye H.Stress in Health and Disease［M］.West Yarmouth，Mass：Butterworths，1976.

［14］Lazarus R S.Psychological Stress in the Workplace［J］.Journal of Social Behavior＆ Personality，1991，6（7）：1 －13.

［15］Sulsky L，Smith C.Work Stress：Macro-Level Work Stressors［M］／／Monat A，Lazarus G S，Reevy G，Duncan D F（Eds.）.The Praeger Handbook on Stress and Coping.Westport，CT，US：Praeger Publishers／Greenwood Publishing Group，2007：53 －86.

［16］Locke E A.Toward a Theory of Task Motivation and Incentives［J］.Organizational Behavior and Human Performance，1968，3（2）：157 －189.

［17］Locke E A，Latham G P.Building a Practically Useful Theory of Goal Setting and Task Motivation：A 35-Year Odyssey［J］.American Psychologist，2002，57（9）：705－717.

［18］Hackman J R，Oldham G R.Motivation through the Design of Work：Test of a Theory ［J］.Organizational Behavior and Human Performance，1976，16（2）：250－279.

［19］Op'T Hogg T.Lighting up the Effects of Individual Temporal Characteristics and Temporal Leadership on Individual NPD Effectiveness［D］.Eindhoven：Eindhoven University of Technology，2009.

［20］Chong D F，VanEerde W，Kah H C，Rutte C G.A Double-Edged Sword：The Effects of Challenge and Hindrance Time Pressure on New Product Development Teams［J］.IEEE Transactions on Engineering Management，2011，58（1）：71 －86.

［21］Demerouti E，Bakker A B，Nachreiner F，Schaufeli W B.The Job Demands-Resources Model of Burnout［J］.Journal of Applied Psychology，2001，86（3）：499－512.

［22］Bakker A B，Demerouti E.The Job Demands-Resources Model：State of the Art［J］.Journal of Managerial Psychology，2007，22（3）：309 －328.

［23］Mccauley C D，Ruderman M N，Ohlott P J，Morrow J E.Assessing the Developmental Components of Managerial Jobs［J］.Journal of Applied Psychology，1994，79（4）：544 －560.

［24］张军成，凌文辁.时间领导研究述评与展望：一个组织行为学观点［J］.外国经济与管理，2015，37（1）：3－10＋42.