1. 引言
Kahn (1990)认为工作投入是员工持有的积极工作的心理行为状态，Bakker (2012)、Harter等(2002)的研究表明，员工高水平的工作投入会促进组织承诺、组织绩效，改善组织效能，推动企业健康发展。大量研究表明，核心自我评价和工作价值观作为内在因素，对员工工作投入具有显著的影响。因此，运用心理学研究方法，探索国企员工核心自我评价和工作价值观影响工作投入的内部机制，具有重要的理论意义和现实意义。
汪曲，李燕萍(2017)的研究指出，根据社会认知理论，个体的行为与环境和认知因素密切相关，三者之间存在着动态的交互关系，个体本身在三元交互体系中占有核心地位，个体的认知能力、情绪状态或其他特质会影响认知因素的作用发挥。Deci & Ryan (1985)认为自我决定理论体系包含基本心理需要、认知评价、有机整合和因果定向等理论，赵燕梅等(2016)的研究表明，这些理论能更好地解释外部奖励对内部动机既促进又削弱的矛盾效应。个体在做出具体行为之前，会对自我需求和环境信息进行充分地识别和评价，并通过对外部动机、内部动机和去动机进行整合，最终作出是否进行某一行为的自我决定。
Judge等人(2002)指出，核心自我评价作为个体的一种核心评价性人格特质，不是单一的构念，应包含自尊、神经质(情绪稳定性)、控制点和一般自我效能感，不仅会影响个体在面对工作任务时持有何种态度、采取何种行为的决策，也会影响个体对自身需求的感知和评价。秦启文和谭小宏(2006)认为，工作价值观作为个体从基于自身需求面对工作和发展的意义而持有的一种相对稳定持久的态度观念，具有内部动机属性，会影响个体在工作中的心理行为状态，良好的工作价值观无疑会引发个体的高投入水平。因此可以推断，国有企业员工核心自我评价、工作价值观对工作投入产生显著的积极影响；核心自我评价对工作价值观也可能存在显著的影响；工作价值观在核心自我评价对工作投入的影响中可能起到调节和中介作用。
2. 研究对象与方法
2.1. 研究对象
2022年4~6月在河北省唐山市选取8家国有企业，通过使用问卷星线上发放电子版问卷对474名国企员工进行问卷调查，回收有效问卷432份，问卷有效率为91.14%。有效样本中，中男性有271人(占62.7%)，女性有161人(占37.3%)；年龄在30岁及以下的人数为103人(占23.9%)，年龄在31~40之间的有261人(占60.4%)，年龄在41岁以上的有68人(占15.7%)；已婚的员工有353人(占81.7%)，未婚的员工有79人(占18.3%)；所调查员工的教育背景大多为大学本科，有292人(占67.6%)，硕士及以上学历的有31人(占7.2%)，大学本科以下学历的员工有109人(占25.2%)；一般职工有319人(占73.8%)，中层管理人员有95人(占22.0%)，高层管理人员有18人(占4.2%)；在工作年限方面，工作5年及以下的员工有180人(占41.7%)，工作6~10年的员工有108人(占25.0%)，工作11年及以上的员工有144人(占33.3%)。
2.2. 研究方法
本次调查为匿名调查，以最大限度保证数据的真实性。所采用的研究工具为：
1) 工作投入量表：选用工作投入简化量表(UWES-9)中文版。本量表采用李克特5级评分法，从活力、专注和奉献三个维度测量工作投入。由被试根据自己在工作中的切身感受对各条目的描述进行判断：1 (完全不符合)、2 (比较不符合)、3 (不确定)、4 (比较符合)、5 (完全符合)，量表得分越高说明被试的工作投入水平越高。该量表的Cronbach’s α系数为0.93，在本研究中的Cronbach’s α系数为0.92。
2) 工作价值观量表：选用工作价值观量表修订后的中文版，该量表相对成熟并在国内研究中被广泛应用，此量表共21个题项。本量表采用李克特5级评分，由被试从舒适与安全、能力与成长、地位与独立这三个维度，根据自己的主观看法对各条目的描述进行判断：1 (完全不重要)、2 (比较不重要)、3 (一般)、4 (比较重要)、5 (非常重要)，某个维度得分越高说明在被试更看重这个方面。该量表三个维度的Cronbach’s α系数依次为：0.725、0.828、0.758，整个量表Cronbach’s α系数为0.892，在本研究中的Cronbach’s α系数分别为0.823、0.890、0.828和0.927。
3) 核心自我评价量表：选用杜建政等人(2012)翻译修订后的CSES，共10个题项。该量表也采用李克特5级评分，由被试根据对自己的实际看法对各条目的描述进行判断，来测量自尊、一般自我效能、情绪稳定性和控制点这四个维度。各条目赋值：1 (完全不符合)、2 (比较不符合)、3 (不确定)、4 (比较符合)、5 (非常符合)，量表中的第2、3、5、7、8、10题为反向计分题目，量表总体得分越高说被试的核心自我评价水平越高。该量表Cronbach’s α系数为0.83，在本研究中的Cronbach’s α系数为0.86。
统计处理：使用SPSS25.0统计软件进行共同方法偏差检验。采用Harman单因素法检验共同方法偏差，结果表明，得到8个特征值大于1的因子，共解释了64.01%的变异，且第一个因子解释了32.57%的变异，小于临界值40%。因此，本研究不存在严重的共同方法偏差问题。描述统计中计量资料用均数、标准差表示，计数资料用频数、频率表示。所有计量资料均是连续变量，总体符合正态分布。计量资料多组之间的关系用Pearson相关分析，采用PROCESSv3.4进行调节、中介效应检验，以P < 0.05为差异具有统计学意义。
3. 研究结果
3.1. 国有企业员工核心自我评价、工作价值观与工作投入的描述统计及相关分析
统计结果显示核心自我评价得分为3.67 ± 0.63分，工作价值观得分为4.10 ± 0.53分，工作投入得分为3.50 ± 0.82分。国企员工核心自我评价与工作价值观、工作投入均正相关(r = 0.462，r = 0.508；均P < 0.001)，工作价值观与工作投入正相关(r = 0.455, P < 0.001)。详见表1。
Table 1. Correlation analysis of each psychological variable of state-owned enterprise employees (r value, n = 432)
表1. 国企员工心理各变量的相关分析(r值，n = 432)
注：***表示P < 0.001。
3.2. 工作价值观在核心自我评价对工作投入影响中的调节作用检验
在控制人口学变量后，使用PROCESSv3.4中model1 (model1为简单调节作用模型)检验工作价值观在核心自我评价对工作投入影响中的调节作用。结果表明工作价值观在核心自我评价对工作投入影响中的调节作用显著(β = 0.193, P < 0.040)。详见表2。
Table 2. Adjustment effect test of work values
表2. 工作价值观的调节效应检验
注：*表示P < 0.05；***表示P < 0.001。
采用简单斜率分析方法进一步分析工作价值观对国有企业员工核心自我评价与工作投入之间关系的调节趋势。根据工作价值观的得分，将高于和低于平均值一个标准差的国有企业员工分为高、低组，并进行简单斜率检验。结果如表3所示。
Table 3. Simple slope analysis of the effect of work values on the effect of core self-evaluation on work engagement
表3. 工作价值观调节核心自我评价对工作投入的影响的简单斜率分析
工作价值观的简单斜率检验结果(图1)表明，工作价值观较高(M + 1SD)的被试，核心自我评价对工作投入具有显著的正向预测作用(β simple slope = 0.52, t = 7.967, P < 0.001)；工作价值观较低(M − 1SD)的被试，核心自我评价虽然也会对工作投入产生正向预测作用，但其预测作用较小(β simple slope = 0.30, t = 3.850, P < 0.001)，表明随着个体工作价值观水平的提高，核心自我评价对工作投入的预测作用呈逐渐增长趋势。
Figure 1. The moderating role of work values in the effect of core self-evaluation on work engagement
图1. 工作价值观在核心自我评价与工作投入之间的调节作用
3.3. 工作价值观在核心自我评价对工作投入影响中的中介作用检验
在控制人口学变量后，使用PROCESSv3.4中model4 (model4为简单中介作用模型)检验工作价值观在核心自我评价对工作投入影响中的中介作用。结果表明工作价值观在核心自我评价对工作投入影响中起到部分中介作用。如表4所示，核心自我评价对工作投入的预测作用显著(β = 0.653, t = 12.089, P < 0.001)，当放入工作价值观后，核心自我评价对工作投入的直接预测作用降低，但回归系数依然显著(β = 0.470, t = 8.049, P < 0.001)。核心自我评价对工作价值观的正向预测作用显著(β = 0.403, t = 11.042, P < 0.001)，工作价值观对工作投入的正向预测作用也显著(β = 0.453, t = 0.623, P < 0.001)。
根据Hayes (2013)提出的Bootstrap方法进行中介效应检验，样本量选择5000，对工作价值观在核心自我评价对工作投入影响中的中介效应的95%置信区间进行评估计算。该结果表明存在中介效应，核心自我评价对工作投入影响的直接效应及工作价值观的中介效应的Bootstrap 95%置信区间的上、下限均不包含0 (见表5)，表明核心自我评价不仅能够直接预测工作投入，而且能够通过工作价值观的中介作用预测工作投入，直接效应和中介效应分别占总效应的71.98%、28.02%。综上所述，国企员工核心自我评价通过工作价值观对其工作投入产生影响，工作价值观在核心自我评价和工作投入间起部分中介作用。
Table 4. Test of intermediary effect model of work values
表4. 工作价值观的中介效应模型检验
注：*表示P < 0.05；**表示P < 0.01；***表示P < 0.001。
Table 5. Analysis of total effect, direct effect and intermediary effect
表5. 总效应、直接效应及中介效应分析
注：Bootstrap = 5000。
4. 讨论
本研究以国有企业员工为研究对象，在社会认知理论和自我决定理论视角下，探讨了核心自我评价、工作价值观对工作投入的影响及其作用机制。Wei等人(2004)的研究表明，同一个变量在其它变量之间可同时起调节作用和中介作用。杨槐等人(2021)的研究显示，核心自我评价能够直接预测工作投入，王兴等人(2017)验证了工作价值观对工作投入存在积极的影响作用。本研究分析了工作价值观的调节作用与中介作用，不仅阐明了核心自我评价如何影响国企员工工作投入，而且对核心自我评价在工作价值观的何种水平下对国企员工工作投入的影响更显著进行了检验。研究结果或有助于深入理解核心自我评价与国企员工工作投入的关系及其内部作用机制，对提高和干预国企员工工作投入具有理论指导意义。
本研究尚有些不足，首先，在研究设计上，采用的是横断研究，今后可以考虑使用纵向研究设计，更加深入地研究各变量间的影响机制；其次，在数据收集上，通过线上发放和收集问卷，采用的是河北省唐山市内国有企业员工的自我报告法，并不能代表整个研究群体，今后可以采用访谈法、他评法等方法，深入研究其作用机制。
5. 结论
国企员工的核心自我评价对工作投入有显著正向预测作用；工作价值观在核心自我评价与工作投入之间起部分中介作用，即核心自我评价可以通过促进工作价值观进而提高工作投入；工作价值观在核心自我评价与工作投入之间起调节作用，即国企员工工作价值观高时，核心自我评价对工作投入的影响最显著。
利益冲突
所有作者均声明不存在利益冲突。
作者贡献声明
杨顺利：收集数据、数据整理分析统计、论文撰写；杨紫欣、司帅、罗轩：数据整理分析、数据统计处理、论文修订；马红霞：研究设计、论文修订、论文审议。