1. 引言
中青年员工不仅仅是促进企业发展的重要主体，更是社会经济建设的主力军，面对当前严峻的就业形势以及竞争日益激烈的职场环境，一些企业对年龄较大的员工存在偏见，越来越多的企业偏好年轻员工，这种现象造成中青年员工职业晋升受限，甚至出现降薪、裁员的现象，使其处在巨大的职场环境压力中，职场焦虑现象较为普遍，造成他们很难集中精力专注于工作，甚至出现心理健康问题。为维持企业良性有序发展，促进社会和谐稳定，因此有必要对中青年职场群体的职场焦虑对工作投入的影响展开研究。
职场焦虑是个体在所处的职场环境中或面临具体工作任务时所表现出来的紧张、不安、焦虑的复杂情绪状态，且这种情绪状态通常与个体差异有关(Spielberger, 1972)。以往研究表明，学者(Green & Medlin, 2010)研究显示职场焦虑作为一种消极的情绪体验，它能够显著负向影响个人工作满意度。国内学者研究表明互联网新入职员工的职场焦虑负向影响工作投入(令狐智立，2021)。工作投入本身是一种积极的情绪体验，工作投入是个体在工作中表现出积极饱满的情绪和认知的状态(Schaufeli et al., 2002)。资源保存理论(Hobfoll, 1989)认为，人们努力获取、保留甚至保护他们认为有价值的自身资源，当个体在职场环境中感受到资源受到威胁时，就会产生压力，从而引发职场焦虑，进而会影响工作表现和心理状态。因此本研究提出假设：
假设1职场焦虑负向预测工作投入。
心理弹性是个体面对环境变化和压力困难的一种良好适应能力，它是一种积极的心理品质(Luthans, 2002)。通过梳理以往研究发现，压力感知能显著负向预测心理弹性(张玉妹，刘国华，2021)，同时心理弹性与个体积极的工作态度、工作行为呈显著正相关，如在樊久云等人(2023)研究中护理人员中心理弹性可以正向预测工作投入，即心理弹性水平越高，员工的工作投入水平越高。心理弹性作为一种积极的心理品质，根据资源保存理论认为，个人体质会影响人们在资源获取，损益过程中的反应和应对方式，进而会影响自身资源分配结果，而心理弹性这一积极心理品质，当员工处于职场焦虑时，心理弹性在个体在面对焦虑时，有良好的适应和应对能力，以减少职场焦虑对个体工作产生负面影响。因此本研究提出假设：
假设2心理弹性在职场焦虑与工作投入之间起部分中介作用。
通过以上假设，提出本研究假设模型，如图1。
Figure 1. The hypotheses model of this study
图1. 本研究假设模型
2. 研究方法
2.1. 研究对象
本研究以中青年职场群体为调查对象，采用方便抽样的方式，选取来自不同企业的25~45岁之间员工为调查对象，通过线上与线下相结合的方式共计发放301份调查问卷，共计收回280份问卷，剔除无效问卷26分，有效问卷254份，问卷有效率为84.38%。本研究所有被试均自愿参与本次调查。
2.2. 方法
2.2.1. 一般资料调查表：主要包括性别、年龄、婚姻状况、学历等
2.2.2. 职场焦虑量表
本研究采用的是Mccarthy等人(2016)开发职场焦虑量表，共计8个题项，采用李克特5点计分方式，选取1 (从不)~5 (总是)，其中分值越大代表职场焦虑程度越强，职场焦虑量表Cronbach’α为0.912。
2.2.3. 心理弹性量表
心理弹性采用10题项的CD-RISC量表(Campbell-Sills & Stein, 2007)，该量表采用Linkert 5点评分，从“从来没有”到“总是这样”分别记为1~5分，10道题的总得分作为该变量的得分，当分数越高表明个体的心理弹性水平越高。心理弹性量表Cronbach’α = 0.898。
2.2.4. 工作投入量表
工作投入量表采用应用范伟比较广泛，由Schaufeli等人(2006)等学者开发的工作投入量表(UWES)，该问卷共计9个题项，评分方式采用Likert 5点评分，总分越高代表工作投入程度越强。工作投入的Cronbach’α为0.869，活力、奉献、专注的Cronbach’α分别为0.724，0.770，0.718。
2.3. 统计学分析
运用SPSS25.0对数据进行描述性统计分析，通过Pearson相关分析，检验职场焦虑、心理弹性、工作投入之间的相关关系，运用PROCESS插件检验心理弹性的中介作用。
3. 研究结果分析
3.1. 共同方法偏差分析
本研究为避免出现共同方法偏差问题，采用Harman单因素检验分析法进行共同方法偏差检验，分析结果显示，有6个因子特质根大于1，其中第一个因子的方差解释率为31.78%，小于40%的临界值标准，因此本研究不存在共同方法偏差问题。
3.2. 研究对象的基本情况
本次调查对象，男性128人，女性126人，25~35岁占比53.5%，36~45岁之间46.5%，未婚人员占比31.1%，已婚人员占比66.5%，大专学历及以上学历100%，其中本科及以上学历占比70.5%。说明本次调查对象学历水平较高。具体情况如下表1：
Table 1. Basic information of research objects
表1. 研究对象基本情况表
变量 |
选项 |
频率 |
百分比(%) |
性别 |
男 |
128 |
50.4 |
女 |
126 |
49.6 |
年龄 |
25~35岁 |
136 |
53.5 |
36~45岁 |
118 |
46.5 |
婚姻状况 |
未婚 |
79 |
31.1 |
已婚 |
169 |
66.5 |
其他 |
6 |
2.4 |
学历 |
大专 |
75 |
29.5 |
本科 |
167 |
65.8 |
研究生 |
12 |
4.7 |
3.3. 各变量描述性统计分析
Table 2. Descriptive statistical analysis of each variable
表2. 各变量描述性统计分析
变量 |
最小值 |
最大值 |
均值 |
标准偏差 |
职场焦虑 |
1 |
4.63 |
3.10 |
0.88 |
心理弹性 |
1.6 |
4.7 |
3.61 |
0.79 |
工作投入 |
1.22 |
4.67 |
3.29 |
0.77 |
活力 |
1.33 |
5 |
3.27 |
0.84 |
奉献 |
1 |
5 |
3.37 |
0.88 |
专注 |
1 |
4.67 |
3.24 |
0.90 |
如表2所示，参与本研究调查的中青年职场群体职场焦虑得分均值为3.10分，职场孤工作投入得分均值3.29，心理弹性得分均值3.61分。
3.4. 职场焦虑、心理弹性、工作投入之间的相关分析
Table 3. Analysis of correlation between variables
表3. 各变量之间相关关系分析
|
职场焦虑 |
心理弹性 |
工作投入 |
活力 |
奉献 |
专注 |
职场焦虑 |
1 |
|
|
|
|
|
心理弹性 |
−0.176** |
1 |
|
|
|
|
工作投入 |
−0.352** |
0.728** |
1 |
|
|
|
活力 |
−0.298** |
0.637** |
0.886** |
1 |
|
|
奉献 |
−0.346** |
0.677** |
0.913** |
0.762** |
1 |
|
专注 |
−0.293** |
0.620** |
0.859** |
0.604** |
0.666** |
1 |
注：P*** < 0.001，**P < 0.01，*P < 0.05，下同。
由表3可知，通过Pearson相关分析显示，职场焦虑与工作投入呈显著负相关(P < 0.01)，与工作投入的活力、奉献、专注维度都呈显著负相关(P < 0.01)，即职场焦虑能显著负向预测工作投入。心理弹性与工作投入呈显著正相关(P < 0.01)，即心理弹性能正向预测工作投入，心理弹性与工作投入的活力、奉献、专注维度都呈显著正相关(P < 0.01)。
3.5. 心理弹性在职场焦虑与工作投入之间的中介作用分析
基于职场焦虑、心理弹性、工作投入3个变量间存在两两相关关系，因此将心理弹性作为中介变量，分析其在职场焦虑与工作投入之间的中介效应。本研究利用SPSS25.0插件PROCESS选取Model 4，采取Bootstrap法，设置抽取样本为5000次，置信区间设置为95%，以职场焦虑为自变量，工作投入为因变量，心理弹性为中介变量建立假设模型，以此检验心理弹性在职场焦虑与工作投入之间的中介作用。
Table 4. Regression analysis of workplace anxiety psychological resilience and work engagement
表4. 职场焦虑、心理弹性与工作投入的回归分析
自变量 |
模型1 |
|
模型2 |
|
模型3 |
|
β |
t |
β |
t |
β |
t |
职场焦虑 |
−0.158 |
−2.844** |
−0.310 |
−5.974*** |
−0.204 |
−5.568*** |
心理弹性 |
|
|
|
|
0.674 |
16.555 |
ΔR2 |
0.031 |
|
0.124 |
|
0.581 |
|
F |
8.080 |
|
35.690 |
|
174.217 |
|
注：***P < 0.001。模型1：自变量为职场焦虑，因变量为心理弹性；模型2：自变量为职场焦虑，因变量为工作投入；模型3：自变量为职场焦虑和心理弹性，因变量为工作投入。
由表4可知，职场焦虑对工作投入具有显著的负向预测作用(β = −0.310, P < 0.001)，加入心理弹性后，职场焦虑对工作投入仍然具有显著的负向预测作用(β = 0.204, P < 0.001)，职场焦虑对心理弹性具有显著的负向预测作用(β = −0.158, P < 0.001)，综上，假设1成立。
Table 5. Analysis of the mediating role of psychological resilience in the relationship between workplace anxiety and work engagement
表5. 心理弹性职场焦虑与工作投入之间的中介作用分析
|
Effect |
se |
t |
95% LLCI |
95% ULCI |
效应占比 |
总效应 |
−0.31 |
0.052 |
−5.974 |
−0.413 |
−0.208 |
|
直接效应 |
−0.204 |
0.037 |
3.659 |
0.104 |
0.346 |
65.80% |
间接效应 |
−0.107 |
/ |
/ |
−0.175 |
−0.041 |
34.20% |
表5可知，职场焦虑对工作投入的直接效应和心理弹性的中介效应Bootstrap的95%置信区间不包括0，表明心理弹性在职场孤焦虑与工作投入之间的中介效应显著。职场焦虑对工作投入的直接效应显著，Bootstrap的95%置信区间显示[0.413, 0.208]，直接效应值为−0.204，效应占比为65.8%。职场焦虑通过心理弹性影响工作投入，间接效应值为−0.107，间接效应占比为34.2%。由此可知，职场焦虑不仅能够直接影响工作投入，还能够通过心理弹性间接影响工作投入，即心理弹性在职场焦虑与工作投入之间起部分中介作用，因此本研究的假设2成立。
4. 讨论
通过分析统计结果，中青年员工的职场焦虑高于理论值，说明当前中青年职场群体职场焦虑比较高。这可能由于当前经济形势下滑，就业环境严峻，导致职场环境竞争激烈，加上企业进行降本增效倾向于团队年轻化，偏好刚毕业的大学生，造成中青年职场群体晋升困难，甚至被裁员，这使中青年过度关注自己的工作表现和职业生涯发展，引起职场焦虑问题。本研究相关分析表明职场焦虑负向预测工作投入，即职场焦虑降低员工的工作投入；根据资源保存理论员工精力有限，过度的职场焦虑会过分的耗费自身精力，进而降低工作投入。以往研究表明，Tian等人(2023)在研究中表明员工的职场孤独感对工作绩效有显著的负向影响，而职场焦虑作为工作环境中一种负性情绪体验负向影响员工的工作投入，即职场员工的心理弹性水平越高，员工的工作投入水平就越高，这一结论与以往研究相一致。本研究统计结果显示心理弹性可以显著正向影响工作投入，这与以往研究相一致，根据梳理以往研究，学者(王钰彪，田爱丽，2024)在教学正念影响工作投入的研究中，证明心理弹性能显著正向影响工作投入。同时当前中青年承担着子女教育、养老问题、房贷等经济压力，促使他们必须适应社会变化，因此该群体普遍心理弹性水平比较高，来提高工作投入水平，提升工作表现。这与本研究结果中青年职场群体心理弹性水平和工作投入水平在理论值之上相一致。
统计结果显示心理弹性在职场焦虑与工作投入之间起部分中介作用，职场焦虑可通过心理弹性间接影响工作投入。根据梳理以往研究发现，吴晶晶等人(2024)研究表明病区护士的心理弹性在自然表现与工作投入之间存在完全中介作用，心理弹性与工作投入呈显著正相关。有学者(陈静等，2024)研究表明心理弹性在医学新生压力感知与学校适应性中起部分中介作用，医学压力感知与心理弹性呈显著负相关，通过心理弹性影响医学新生的学校适应性。而本研究中中青年员工的职场焦虑作为压力性因素，是一种负性情绪，心理弹性作为个体的一种积极心理品质，根据应激–素质模型，心理弹性作为压力缓冲因子，可以缓冲消极情绪和压力的负性影响。因此当员工面对职场焦虑时能够通过心理弹性这一积极心理素质保护员工的工作投入，减少来自职场焦虑的负面影响，这说明本研究与以往研究结果相一致。未来为降低职场焦虑对工作投入的影响，企业应关注中青年员工的职场焦虑问题的同时，还应提高中青年群体的心理弹性水平，企业可开展心理健康素质培训课程，开设企业EAP员工援助计划等。同时政府及社会各界可免费开通心理咨询健康热线，帮助缓解中青年职场群体的职场焦虑问题。
此外本项研究为横断面研究，后续可对中青年群体的职场焦虑与工作投入展开纵向研究以及深入访谈研究，以更深层次解释并完善研究结果。
NOTES
*通讯作者。