1. 引言
随着我国经济的不断发展，人们有了更好的经济基础，对物质世界的追求也就不再狂热，相反，追求精神世界的满足则成为了人们生活的主要目标。在工作方面，人们更加注重意义的获得和价值观的满足。但同时，新时代市场环境的不断变化和物欲至上观念的影响不断加深，特别是在“百年未有之大变局”的转型时代，部分年轻人容易将金钱、权力、地位等作为自己的人生追求。在此基础上探讨职业使命感具有现实意义。无论是在国企、民企或是事业单位，如何促进员工的工作投入一直是组织所关注的问题。
职业使命感概念界定的主要视角中，Duffy和Dik (2013)的观点最具有综合性和代表性。对于职业使命感的结果变量，工作满意度、工作意义感、生活满意度、幸福感等都作为结果变量得到了研究。其中顾江洪等(2018)将职业使命感作为调节变量对工作资源与工作投入的关系进行了研究，结果表明职业使命感与工作投入显著正相关。已有关于职业使命感的研究已经验证了其与自我效能感、绩效反馈、工作承诺、薪酬等变量的关系，但仍存在不足。首先，现有研究许多在西方文化背景下进行，而在中国这一具有特殊深厚的文化底蕴的环境中此类研究较少。其次，职业使命感与结果变量的中介作用机制以及职业使命感与结果变量的调节机制研究不足。
工作投入的解释，一是正向角度，工作投入是指组织内的成员不断调整自我从而使得自我与工作结合，(胡少楠，王詠，2014)在梳理了工作投入的概念并且与一些相近概念进行对比后也提出了工作投入的整合概念，即积极的情绪体验和持久的心理状态。二是逆向角度，认为工作投入与工作倦怠是相对的概念，工作投入是在积极心理学与积极组织行为学兴起的基础上产生的(曹威麟等，2013)，Schaufeli et al. (2002)提出工作投入是一种复杂的认知状态，其中包含了专注、奉献与活力。而Schaufeli等人的观点是普遍受到认同的，因此，本研究结合胡少楠，王詠(2014)的整合研究将工作投入定义为工作投入是指个体在参与工作中所表现出来的积极且充满活力，专注且勇于面对困难的心理状态。
有关工作投入的前因变量研究较为丰富。许多因素能影响工作投入：组织支持、管理者支持、组织认可、程序公平和分配公平(Saks, 2006)。而除了这些外部因素外，许多研究从个体内在描述了对工作投入的影响，顾江洪等(2018)通过对企业员工和高校教师的研究证明了职业使命感与工作投入的正相关关系。已有工作投入的前因变量从内外部出发证明了影响工作投入的路径，但其作用机制仍然需要得到丰富。
Luthans and Youssef (2004)按照积极组织行为学的标准将心理资本定义为个体的一种积极心理状态，已许多研究都表明心理资本对员工的行为具有直接的显著影响，如Luthans et al. (2005)的研究表明，员工的工作绩效与乐观、希望和坚韧这三项心理资本的指标有着密切的关系。同时这三项综合一起的解释率远远高于各项指标分开的解释率。顾江洪等对使命感在工作资源与工作投入中的调节作用做了研究，揭示了心理资本与工作投入的正相关。付瑶等人(2017)将个体的因素考虑进来研究了心理资本在知识型员工工作压力与工作投入的中介作用。总的来说，已有心理资本研究主要体现在心理资本的积极方面且对护士教师等特定群体的研究较多，同时，较少研究将其与职业价值观结合。
组织支持感反映了组织与员工之间的交换关系，已有的研究探讨了组织支持感在组织中的调节作用，其主要围绕组织成员的内部个人因素和外部因素对其在组织中的态度以及行为的影响。凌文辁等(2006)的研究将组织支持感划分为工作支持、价值认同和利益关怀3个维度，同时他们指出，在体会到组织支持感时，为了报答组织的支持，员工往往会增加有利于组织的行为，表现出更多的忠诚。在员工的个人方面，员工的个人情绪、对工作的态度等都会影响其对组织支持的感知进而影响其工作行为的改变。刘林等人(2020)就基于社会交换理论、资源保存理论、积极情绪扩展理论，研究了员工幸福感对创新行为的影响，以组织支持感为中介变量探讨了其对员工行为的调节作用。而在成员的外部因素上则包含了工作资源、同伴、领导等带来的影响。例如王莹等(2020)就基于归属需求理论，研究了在同事无礼行为和员工工作退缩行为之间组织支持感的中介作用，研究认为组织支持感负向调节同事无礼行为与员工组织归属感之间的关系。有关组织支持感的研究较为成熟，但与职业使命感结合探讨其对工作行为的影响的研究还较少。
2. 研究假设
2.1. 职业使命感与工作投入
职业使命感能对工作投入产生的原因可能表现在职业使命感所隐含的人生意义的追求，表现在对人生价值的获得上。首先，根据自我决定理论，个体表现出来的动机具有自我调节的过程，即当人们工作缺乏内在动机时，个体会主动进行调节，吸收外界的规范和资源，自发地寻找所从事工作的意义感和价值，进而产生一种内在动机，而这些动机能够有效预测员工在工作中的积极作用。职业使命感与个人内在的工作价值与意义相似，其在本质上也是自主驱动的，能够激发个体工作的自主性，从而促进个体工作投入(Elangovan, Pinder, & Mclean, 2010)。同时，国内外的实证研究也表明职业使命感对工作投入具有积极影响。王颖，张玮楠(2020)通过对403名公立医院医生的研究表明了职业使命感对工作投入具有正向作用，同时这种影响是通过职业认同实现的。综上所述，职业使命感所表现出来的自我动机在追求工作价值时促进个体工作投入，由此提出假设H1：职业使命感正向预测工作投入。
2.2. 心理资本的中介作用
个体所形成的职业使命感对心理资本有积极的影响，职业使命感中个人意义所表现的自我价值的追求能够促进个体心理资本的获得。具有较高使命感的个体在工作时遇到困难会更加积极主动地寻求方法，努力调动和构建自己的心理资本。同时，根据积极情绪的拓展理论，随着个体积极情绪体验的增加，一系列的个人资源也将得到构建，这些资源包括了身体、心理、社会、认知(Fredrickson等，2008)。在职业使命感所带来的积极情绪下，个体的心理资本能够得到构建。顾江洪等(2018)的研究也表明职业使命感与心理资本具有显著的正相关。根据资源保存理论，个体总是采取积极的态度保护以及获得他们所在意的资源。相反，这些资源指向的当下或未来的损失都会对个体造成威胁。Hobfoll (1989)将资源定义为一切能让个体觉得有价值的事物或者是指向获得这些事物的方法。同时资源保存理论说明了对于拥有更多资源的个体来说他们受到的资源损失的影响较少，同时，他们更有可能获得更多的资源(Hobfoll, 2011)。拥有更多资源的个体则更有可能具有积极的心理状态和力量投入到工作中。众多国内外的研究也表明，员工良好的精神状态、积极的工作状态等心理资源是组织产生高绩效的重要动力(王雁飞，朱瑜，2007)。心理资本作为心理资源，拥有更多心理资本的个体则在工作中表现出更多的能量。资源的螺旋效应也说明了资源状况是随时间呈螺旋式上升或下降的且资源获得的螺旋通常更慢，员工的心理资源获得与发展能够激发员工的积极投入。同时，顾江洪等(2018)对企业员工与教师的研究中也揭示了心理资本与工作投入具有显著的正相关。综上所述，职业使命感促使个体表现出获得资源的动机，从而获得相应的心理资本。作为个体的宝贵资源，拥有更多心理资本的个体将在工作中表现出更多的能量，从而促进工作投入。由此提出假设H2：心理资本中介了职业使命感与工作投入。
2.3. 组织支持的调节作用
根据资源保存理论的推论，缺乏资源的人与拥有丰富资源的人相比而言，他们在资源增长方面的能力更弱，即资源缺乏的个体不能有效利用资源，而资源丰富的个体则在获得资源增长的能力更强。ten Brummelhuis和Bakker (2012)根据资源来源与稳定性将Hobfoll (1989)提出的4类资源，即物质资源、条件资源、个体特征资源、能量资源，纳入了4个象限：持久的外生资源(如婚姻、工作)、短暂的外生资源(如情感、建议)、持久的内在资源(如知识、抗逆力)、短暂的内在资源(如心情、体力)。个体资源保存理论资源投入与获得螺旋，也就是Hobfoll (2001, 2002)所提出的主动应对中可以看到在压力情景中，组织成员可以通过投入资源而非保存的策略来应对。当具有较多的工作、心理资源时，个体面对压力的能力能够得到显著增强，从而表现出更强的工作参与与工作投入。当组织支持较强时，个体能够更好地利用心理资本的资源，同时，这种较多资源的获得使员工具有更强的工作投入。由此提出假设H3：组织支持调节了心理资本与工作投入之间的关系。H4：组织支持调节了由职业使命感带来的心理资本对工作投入的影响。综上所述，本文的研究模型如图1所示。
Figure 1. Theoretical model diagram of this study
图1. 本研究理论模型图
3. 研究材料与方法
3.1. 研究对象
研究对象为来自四川、重庆、广东等全国多省份国有企业的成员。利用便利取样的方法，经过熟人在线上发放至公司员工并回收。本次调查回收问卷320份，最终筛选并删除具有未填写完毕、填写速度过快等特征的无效问卷，获得有效问卷288份，有效回收率90%。
从有效样本的人口统计学概况来看，对于性别来说，男性员工占57.7%，女性员工占42.3%，男性员工相对较多。从年龄上来看，在31~39岁年龄区间的被调查者占比最多，为47.4%，22~30岁占34.7%，40~49岁占17.3%，50岁以上的被调查者占比最少，为0.5%。从学历的分布来看，本科的比例最高，占比63.8%，大专及以下占比30.6，而硕士及以上占比最少，为5.6%。工作时长方面，工作3~5年占比最大，为46.4，2年以内16.3%，6~10年31.1%，工作10年以上的员工最少，为6.1%。被调查者中有五成以上都为普通员工，其余为基层和中层管理者。
3.2. 测量工具
3.2.1. 职业使命感量表
选取的是Dik开发的Calling and Vocation Questionnaire (简称“CVQ”)中的“Present Calling”部分，译为“拥有使命感”。该量表共计12道题目，包含外部召唤、目标意义感和亲社会导向三个维度，典型题项如“我相信做我目前的工作就是我的使命”、“我的工作对公共利益有益”等描述性语句。该量表克隆巴赫α系数为0.795。
3.2.2. 心理资本量表
心理资本测量量表选取的是Luthans开发的Psychological Capital Questionnaire，该量表包括自我效能、希望、韧性与乐观四个分量表，每个分量表四个题项。典型题项如“对自己的工作，我总是看到事情光明的一面。”、“目前，我在精力饱满地完成自己的工作目标。”该量表克隆巴赫α系数为0.915。
3.2.3. 工作投入量表
选取的是Schaufeli开发的Utrecht Work Engagement Scale-9 (简称“UWES-9”)。该量表共计9道题目，包括活力、奉献、专注三个维度，典型题项如：“工作时我感到干劲十足。”和“我所做的工作能够激励我。”该量表克隆巴赫α系数为0.821。
3.2.4. 组织支持感量表
选取的是Eisenberger等人根据组织支持感的定义修订的简版组织支持感量表(SPOS)，为单维量表，该量表包括8个题目，典型题项如：“组织重视我的意见。”“组织会原谅我的无心之过。”该量表内部一致性为0.840。除此之外，选取了性别、年龄、学历、工作时长、担任的职位五个变量作为控制变量处理。
4. 结果与分析
4.1. 共同方法偏差检验
本研究均采用问卷调查法，在施测过程中运用匿名填写、部分条目反向计分等方法控制共同偏差。采用Harman单因素法对共同方法偏差进行检验，结果显示，第一个因子解释的变化量为25.7% (小于40%)，所以本研究中未出现严重的共同方法偏差问题。
4.2. 描述性统计
本研究相关变量的平均值、标准差以及相关系数见表1。性别、年龄、学历、工作时长和职位是本研究选择的控制变量。由表可知，职业使命感和工作投入具有显著正相关关系(r = 0.653, p < 0.01)，职业使命感和心理资本具有显著正相关关系(r = 0.716, p < 0.01)，工作投入和组织支持感具有显著正相关关系(r = 0.821, p < 0.01)，心理资本和工作投入呈显著正相关关系(r = 0.615, p < 0.01)。
Table 1. Descriptive statistics and correlation coefficient
表1. 描述性统计和相关系数
变量 |
M |
SD |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
1.性别 |
1.444 |
0.498 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
2.年龄 |
1.885 |
0.740 |
0.073 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
3.学历 |
1.722 |
0.527 |
−0.032 |
0.177** |
1 |
|
|
|
|
|
|
4.工作时长 |
2.306 |
0.829 |
0.008 |
0.699** |
0.115 |
1 |
|
|
|
|
|
5.职位使命 |
1.729 |
0.706 |
0.007 |
0.274** |
0.322** |
0.303** |
1 |
|
|
|
|
6.组织支持 |
30.597 |
4.081 |
0.076 |
−0.041 |
−0.005 |
0.026 |
0.094 |
1 |
|
|
|
7.心理资本 |
89.128 |
10.781 |
−0.060 |
−0.255** |
0.121* |
−0.180** |
0.054 |
0.344** |
1 |
|
|
8.工作投入 |
34.267 |
4.113 |
0.051 |
−0.131* |
0.050 |
−0.040 |
0.080 |
0.821** |
0.615** |
1 |
|
9.职业使命感 |
45.354 |
3.970 |
0.028 |
−0.158** |
0.132* |
−0.142* |
0.046 |
0.464** |
0.716** |
0.653** |
1 |
注：*为p < 0.05，**为p < 0.01。
4.3. 假设检验
本研究将采用线性回归的方法对假设进行检验，具体内容见表2。模型1检验了性别、年龄等控制变量对心理资本的影响，模型2在模型1的基础上加入了职业使命感这一自变量，结果表明职业使命感与心理资本呈显著正相关(β = 0.684, p < 0.01)，其中模型3检验的是控制变量(性别、年龄、学历、工作时长、职位)对工作投入的影响。模型5在模型3的基础上引入了自变量职业使命感和中介变量心理资本，结果显示职业使命感与工作投入呈显著正相关，但标准化系数有所下降(β = 0.439, p < 0.01)，H1得到验证。同时，心理资本可以正向预测工作投入(β = 0.313, p < 0.01)。说明心理资本能够部分中介职业使命感与工作投入，H2得到验证。为进一步验证心理资本的部分中介作用，本研究在SPSS中运行PROCESS macro进行Bootstrap抽样检验法检验。本研究设置样本重复抽样次数5000次，对中介效应而言，其显著的前提是间接效应95%置信区间内不包含0。运行结果表明，直接效应即职业使命感影响工作投入的置信区间为[0.311, 0.586]，直接效应显著。同时，间接效应，即职业使命感通过心理资本影响工作投入的置信区间为[0.127, 0.322]，说明职业使命感在影响工作投入时，心理资本在其中的中介效应显著，H2得到进一步验证。
模型8在模型的基础上加入了组织支持感以及心理资本与组织支持感的交互项，结果呈现出显著性(β = 0.095, p < 0.01)，说明在心理资本影响工作投入的过程中，组织支持感在不同的水平时该过程的影响幅度具有显著差异，从而H3得到验证。
Table 2. Hypothesis testing of model parameters
表2. 假设检验模型参数
预测变量 |
心理资本 |
工作投入 |
模型1 |
模型2 |
模型3 |
模型5 |
模型8 |
性别 |
−0.035 |
−0.065 |
0.069 |
0.060 |
0.018 |
年龄 |
−0.286 |
−0.179 |
−0.231 |
−0.073 |
−0.037 |
学历 |
0.143 |
0.041 |
0.051 |
−0.059 |
0.008 |
工作时长 |
−0.025 |
0.022 |
0.084 |
0.122 |
0.047 |
职位 |
0.094 |
0.053 |
0.101 |
0.045 |
−0.014 |
使命感 |
|
0.684** |
|
0.439** |
0.160** |
心理资本 |
|
|
|
0.313** |
0.252** |
组织支持 |
|
|
|
|
0.643** |
心理资本 × 组织支持 |
|
|
|
|
0.095** |
注：*为p < 0.05，**为p < 0.01。
通过运行SPSS中PROCESS macro来检验被调节的中介作用，结果如表3所示，心理资本与组织支持的交互作用是显著的，95%置信区间为[0.0048, 0.139]。为了更清楚地解释心理资本和组织支持交互作用的实质，我们将组织支持按平均数加减一个标准差分出高、低水平组。当组织支持感处于较低水平时，通过心理资本中介的交互作用为正且显著，95%置信区间为[0.024, 0.206]。当组织支持感处于较高水平的时候，通过心理资本中介的交互作用同样显著，95%置信区间为[0.191, 0.309]。组织支持高低分组组间差异是显著的，95%置信区间为[0.048, 0.219]不包括0。高组织支持感效果量较低组织支持感的效果量较高且差异显著，即当组织支持感较高时职业使命感通过心理资本对员工工作投入的影响更强。由此假设H4得到验证。
Table 3. Bootstrap results of moderated mediation effect
表3. 被调节的中介作用Bootstrap结果
效应 |
调节变量 |
Effect |
BootSE |
95%置信区间 |
下限 |
上限 |
间接效应 |
低组织支持感 |
0.113 |
0.046 |
0.024 |
0.206 |
组间差异 |
0.133 |
0.044 |
0.048 |
0.219 |
高组织支持感 |
0.246 |
0.03 |
0.191 |
0.309 |
5. 讨论
5.1. 研究结论
本研究在资源保存理论的基础上构建了一个有调节的中介模型，最终检验了职业使命感对工作投入影响的作用机制。研究结果发现职业使命感具有推动员工进行工作投入的作用。心理资本与组织支持感交互作用于工作投入，当组织支持感更高时，心理资本对工作投入的正向影响更强。组织支持感调节了心理资本的中介作用，即当组织支持感更强时职业使命感通过心理资本所促进的工作投入更强。
5.2. 理论贡献
首先，本研究通过对288份样本的实证结果证实了职业使命感对工作投入的影响，本研究引入了个体在组织情景中的资源，但排除这些变量后职业使命感对工作投入的直接效应依旧显著，进一步表明职业使命感是一种重要的工作动机因素，能够在资源因素外直接促进员工积极的工作参与与投入。同时在引入了心理资本这一内生资源和组织支持这一外生资源后丰富了职业使命感对工作投入的影响机制，揭示了职业使命感不仅能够直接影响员工工作投入，同时也能转换为心理资本从而间接影响工作投入，进一步探讨了个体在组织情境中个体的职业使命感以及所获得的资源对工作投入的影响。
其次，在资源保存理论下对积极行为与心理的议题中，职业使命感的影响大多从内在资源出发探讨其在情境中个体的适应与调节，本研究将心理资本这一内生个人资源与组织支持的外生资源结合，弥补了过往研究更多强调个体内在资源或是组织的情境资源，而较少将二者结合的不足，丰富且印证了资源保存理论在组织情境中个体的行为与心理的调节与发展的强大解释力。
最后，在工作动机中人的精神与心理因素能够发挥重要作用早已为人所熟知。而在组织情景中，个体的精神因素却没能得到更多的重视，有关工作投入的实证研究更多将目光放在个体之外的工作组织环境因素、管理因素等，而较少关注个体的精神力量在工作投入中的作用。职业使命感作为工作意义感的精神体现无疑能对工作投入具有积极影响，而相比于绩效反馈等经济意义所带来的工作投入，工作意义的角度能得到更深层的思考。
5.3. 管理启示
本研究中职业使命感对工作投入的影响机制对企业人力资源管理实践的开展具有启示作用。在如今的管理实践中，管理者更加注重物质角度的激励作用，积极的绩效反馈、良好的工作环境、和谐的组织氛围等固然能有效激励员工，但这些外在资源是否能持续稳定地增强员工的工作动机还有待商榷。而职业使命感的建设不仅对员工工作动机具有促进作用，同时也有利于员工自身的心理建设，获得更多的心理资源，从而对人力资源管理的各方面带来便利。因此，在管理中，企业应该更加重视职业使命感的建设与发展，从而激发员工的工作热情。首先，企业在人才选拔与测评中可以将员工的职业使命感纳入其中作为选拔与晋升的因素之一，在学历、工作经验、能力等主要因素的差异不明显时，可以考虑转而评测员工的职业使命感，职业使命感强的员工从侧面也说明了其与当前职业的匹配度较高，从而达到预测其工作参与以及投入的目的。同时，在具体应用时也应根据不同的工作岗位与用工需求而定。在测量员工职业使命感时也应注重其隐蔽性与有效性。其次，企业在平时的管理实践中也应注重职业使命感的建设，让员工能够体会到职业所能够带来的意义感，具体而言，企业可以发挥积极人物的示范作用，同时适当鼓励员工，注重员工的心理建设，为员工营造发展职业使命感的有利环境。最后，本研究发现组织支持在职业使命感对工作投入的影响机制中有调节作用，企业中职业使命感的建设不仅仅需要员工从内在出发，员工对资源的保存与投入都有差异，这就需要组织提供相应的支持，关心员工的发展与福利，尊重员工的意见等等，这些都能够调节员工的工作投入，从而促进工作效率，有利于组织发展。
5.4. 局限与展望
从研究内容上看，本研究主要关注了职业使命感对工作投入的积极影响，而职业使命感的影响可能存在双面性。同样，根据资源保存理论，人们的资源是有限的，虽然人们具有资源投入与获得的主动应对性，但具有太高职业使命感的个体可能会存在资源分配的问题，存在工作资源与其他资源分配不协调从而带来消极影响的可能。所以未来研究可以进一步探讨职业使命感的消极效应，丰富其对心理及行为的影响机制。
从研究数据来看，本研究的问卷收集采取的是便利取样法，其对总体的代表性可能较差。从研究设计来看，本研究采用的是横断设计，而自变量职业使命感和工作投入的影响可能受时间的影响，从而无法明确证实职业使命感与工作投入之间的关系。未来研究可以采用纵向设计，利用追踪的数据来进一步验证职业使命感对工作投入的影响机制。