1. 引言
随着社会竞争压力持续升级与生活节奏加速常态化，时间压力已成为现代学习和工作中的普遍挑战，对个体心理健康及幸福感产生深远影响(李爱梅等，2015)。研究表明，职场员工的工作幸福感因工作时间压力增大而显著下降(宋锟泰等，2019)，而研究生群体的心理健康水平亦受其负面影响(尉力文等，2022)。值得注意的是，在各高校学生组织中，高校学生组织成员由于在各种学生工作中需要付出较多的精力和时间，往往会因学业失衡等影响，产生各种心理问题(辛斌，姚振东，2022；袁书杰，2012)。但是现有研究多关注高校学生组织成员的管理效能与行为规范(李阳等，2003)，未结合其学业与学生工作双重负荷的特殊情境，探讨其心理体验(如主观幸福感)。基于此，本研究构建一个有调节的中介作用模型，综合考察工作时间压力、心理解脱、工作–学习冲突对高校学生组织成员主观幸福感的影响及其内在作用机制，以期为高校学生组织的管理提供可行性对策。
2. 工作时间压力与主观幸福感
时间压力(Time pressure)是指个体感知到完成任务的时间需求超出自己实际可用的时间资源(Vecchio, 2010)。学生组织成员在工作情景中的时间压力意味着个体可能需要牺牲自身的休息时间甚至学习时间，以便投入更多精力到工作中。这种资源再分配往往导致非工作领域的精力耗竭，以致再没有剩余精力去参加工作以外的活动。作为个体心理福祉的核心测量指标，主观幸福感(Subjective Well-being)反映个体基于自身的标准对其生活质量做出的整体性判断，包含三个方面：认知层面的生活满意度评估、情感层面的正向与负向体验平衡度(陈学金，邓艳红，2009)。
激活理论认为个体存在一个最佳激活水平，当工作时间压力使个体处于这一水平时，会表现出最佳的工作绩效和情绪状态。换言之，当时间压力过高或过低时，个体的激活水平偏离最佳状态，会导致工作绩效下降和情绪体验变差，进而降低主观幸福感。国内外大量研究表明，过度的工作时间压力对心理健康存在消极影响。张兴贵等人对企业员工的研究以及董桂兰等人对护士的研究都表明员工工作时间压力大与幸福感呈显著负相关(张兴贵，郭扬，2011；董桂兰等，2011)，刘田雨于2024年研究发现经常性感到时间压力的个体会体验到高水平的情绪衰竭和去人性化(刘田雨，王强，2024)，Roxburgh S于2004年发现个体抑郁水平会随着时间压力的升高而升高，并产生消极情绪(Roxburgh, 2004)。
随着近年来我国高校学生会改革的推进，学生会组织机构和人员进一步精简，高校学生组织成员的工作负担和工作要求明显提高。所以本研究推测当工作时间压力较大时，高校学生组织成员会表现出生活满意度下降及更多的负面情绪。据此，本研究提出假设1：高水平的工作时间压力会显著降低高校中学生组织成员的主观幸福感。
3. 心理解脱的中介作用
心理解脱(Psychological detachment)是工作恢复的关键因素，指非工作时间内劳动者在心理和行为上摆脱工作的主观体验，即不去想或不去做有关工作的事情(Sonnentag & Fritz, 2007)。高校学生组织成员的心理解脱主要表现为主观摆脱学生工作的高度压力，及时恢复精力投身于专业学习。
Sonnentag以心理解脱为核心概念提出应激源–解脱模型(stressor-detachment model, SDM)来阐释心理解脱的前因后果(Sonnentag & Fritz, 2015)。依据该理论，工作应激源强度会负向预测心理解脱。工作应激源是影响心理解脱的主要环境因素，脱离工作环境后的工作事务也会影响心理解脱。此外付出–恢复(effort-recovery)模型认为，劳动者需要在两个工作日的间隙以休闲或休息的方式消除疲劳。如果疲劳不能及时消除，它将不断积累，最终影响劳动者的身心健康(Sonnentag & Fritz, 2015)。心理解脱作为心理恢复的策略之一，将有效缓解工作压力带来的紧张感，降低工作压力，提升个体主观幸福感水平。与应激源–解脱模型观点相符的已有研究表明，在非工作时间或休息时间从事工作事务可以降低劳动者的心理解脱水平。针对高校学生组织成员这一特殊群体，他们兼有普通学生和高校学生组织成员的双重身份，所面对的学生组织工作事务没有明确的时间、空间边界，这会降低其心理解脱水平，进而影响其主观幸福感(刘正宗，蒋宁，2019)。
基于付出–恢复模型，员工将工作带到家庭生活中使员工在下班后无法做到心理解脱(孟文慧，2020)，对员工的心理健康造成严重的负面影响(Eden, 2001)，包括情绪失调、抑郁、焦虑等。研究表明，员工的幸福感和工作绩效得益于晚上的休息时间(Sonnentag, 2003)，甚至更长的休息时间，例如假期(Westman & Etzion, 2001)。
由此我们可以合理推论，当高校学生组织成员面临较高的工作时间压力，不得不占用更多时间去完成工作时，就表现出较低的心理解脱水平，从而影响其主观幸福感。据此，本研究提出假设2：心理解脱中介了高校学生组织成员的工作时间压力与主观幸福感之间的关系。
4. 工作–学习冲突的中介作用
高校学生组织成员工作–学习冲突的概念源于员工的工作–家庭冲突(work-family conflict)概念，它是员工的工作角色产生的压力与家庭角色产生的压力互不相容时产生的冲突(李晔，2003)。本研究中所说的高校学生组织成员工作–学习冲突(work-school conflict)是指高校学生组织成员遭遇的学生组织成员工作活动和学习活动之间的时间冲突及由此引发的心理困扰。一项大样本的调查研究发现，工作–学习冲突是高校学生组织成员工作的主要难题，存在该困扰的人数比例高达82.3% (刘正宗，蒋宁，2019)。
角色冲突理论认为，当个体承担多种角色时，会同时消耗个体的资源以确保每个角色的效果和效率。当不同角色期望彼此出现矛盾或个体对过多的角色期望难以应付时，就必然会造成角色冲突。Kahn等人提出了有关组织压力的角色冲突与模糊理论，认为角色冲突和角色模糊是组织中个体压力的主要影响因素(Kahn, 1986)。Clark提出了工作–家庭平衡的边界理论，认为工作和家庭(或其他领域)是不同的领域，它们有不同的规则和边界并相互影响(Clark, 2000)。人们的日常活动经常跨越不同的边界以及在不同领域之间进行转换，角色间的冲突或平衡就在这一过程中产生。
研究表明，员工的心理健康受到了工作和家庭之间的冲突以及这两个子维度的负面影响(曾垂凯等，2007)。工作和家庭之间的冲突，会使得个体在职场、家庭和身心健康方面都会受到负面影响(吴兰花，许金杏，2017)。若个体职位对于时间投入有更苛刻的要求，则工作–家庭冲突发生的可能性越大(惠丽莎，2023)。有研究发现，怕耽误时间和影响学业是大学生不愿意担任高校学生组织成员的主要原因(陈洪兵，薛晏，2013)。
据此，本研究提出假设3：工作–学习冲突中介了高校学生组织成员的工作时间压力与其主观幸福感之间的关系。
5. 心理解脱与工作–学习冲突的链式中介作用
心理解脱的发生不仅需要物理环境的暂时抽离，更需要暂停与工作有关的认知活动，完成从工作状态到非工作状态的心理上的模式切换；心理解脱作为心理恢复过程的一个重要策略，对资源亏损的弥补与新资源的获取存在重要意义(Sonnentag & Fritz, 2007; Sonnentag & Kruel, 2006)。根据工作–家庭的边界理论，个体的工作和家庭生活处于两个不同的范围中，相互之间具有渗透性(Clark, 2000；张煜良等，2023)。本研究将工作–家庭边界理论延申成工作–学习边界理论。在工作领域和学习领域之间存在有界限，个体承担不同的角色，要从工作领域转到学习领域时，需要角色的转换。如果角色转换不及时会出现角色冲突，工作和学习之间的界限变得模糊。
研究表明，下班之后，如果能够从工作中解脱出来，及时从工作场景切换到家庭生活状态，停止思考与工作相关的事情，有助于提高个体的幸福感(龚会等，2012)。心理解脱不仅能显著预测员工的工作–家庭冲突水平，还在工作时间压力与工作–家庭冲突的关系间起部分中介作用(付优等，2019)。
本研究认为高校学生组织成员工作完成之后，如果能够停止思考与工作相关的事情，就可以及时从学生组织成员身份转换到学生学习者的身份，有助于平衡工作和学习生活，提高个体的幸福感。据此，本研究提出假设4：高校学生组织成员的心理解脱会影响工作–学习冲突，心理解脱与工作–学习冲突在工作时间压力与高校学生组织成员的主观幸福感之间起链式中介作用。
6. 职位等级的调节作用
职位等级在管理心理学中常被视为一个重要的调节变量，职位等级的不同往往意味着个体在组织中的权力、责任和资源分配上的差异，这些差异会显著影响个体对工作压力的感知、应对方式以及对工作的满意度，进而影响主观幸福感(蒋雯洁等，2014)。工作需求–资源模型指出，工作中的需求和资源共同影响员工的压力感知和工作结果(Schaufeli & Taris, 2005)。工作时间压力属于工作需求范畴，而职位等级所赋予的权力、地位、技能要求等则属于工作资源。对于职位等级较高的员工，尽管他们可能面临较大的工作时间压力，但同时也拥有更多的工作资源，这些资源能够在一定程度上抵消工作时间压力对主观幸福感的不利影响，甚至将压力转化为积极的动力，促进主观幸福感的提升(张军成，凌文辁，2016)。已有实证研究表明，当员工职位等级较高时，工作时间压力对主观幸福感的负面影响会减弱(冯星宇，韩平，2024；冯一丹等，2017)。
据此，本研究提出假设5：高校学生组织中职位等级在高校学生组织成员的工作时间压力与心理解脱之间具有调节作用。
根据以上理论阐释和文献回顾，我们提出以下假设，并通过一个有调节的链式中介模型对相关假设进行检验(见图1)：
H1：高校学生组织成员的工作时间压力显著负向预测其主观幸福感。
H2：心理解脱在工作时间压力与高校学生组织成员的主观幸福感之间起显著的中介作用。
H3：工作–学习冲突在工作时间压力与高校学生组织成员的主观幸福感之间起显著的中介作用。
H4：心理解脱和工作–学习冲突在工作时间压力与主观幸福感之间起显著的链式中介作用。
H5：职位等级能够显著地调节工作时间压力对心理解脱的影响。
H6：职位等级能够显著地调节工作时间压力与主观幸福感之间的链式中介模型。
Figure 1. A moderated chain mediation model
图1. 有调节的链式中介模型
7. 方法
7.1. 被试
本研究采用两时点取样法，通过多来源、多时点的数据收集方式，有助于降低研究中的共同方法偏差的问题(江程铭等，2018)。第一时间点选取山西省高校学生组织成员405名作为研究对象，调查个人信息和工作时间压力变量。一个月后即第二时间点对该405名大学生进行第二次问卷调查，测量心理解脱、工作–学习冲突和主观幸福感的变量数据。最终结合两次时间点的问卷，其中74份问卷作答无效被删除，最终收回有效问卷331份，有效率为81.7%。参与问卷填写的大学生中，男生108人，占比32.6%，女生223人，占比67.4%；职位等级中部员级别244人，占比73.7%，管理层即部长、主席级别87人，占比26.3%。
7.2. 研究工具
7.2.1. 工作时间压力的测量
采用Semmer编制的“工作时间压力量表”，共计4个题项，例如“您因为有太多工作要做，而不得不晚点结束工作”，采用7点计分，从“从未”到“总是”分别记1到7分(Semmer et al., 1995)。平均分越高，表明个体感知到的工作时间压力越大。本研究中该问卷的α系数为0.91。
7.2.2. 心理解脱的测量
采用Sonnentag和Fritz设计的心理解脱的量表，共计4个题项，例如“在不工作的时候，我会刻意让自己远离工作”，采用5点计分，从“完全不符合”到“完全符合”分别记1到5分(Sonnentag & Fritz, 2007)。平均分越高，表明个体的心理解脱程度越高。本研究中该问卷的α系数为0.70。
7.2.3. 工作–学习冲突的测量
采用欧贤才和孟祥辉设计的高校学生组织成员工作–学习冲突量表，共计10个题项，例如“工作上投入太多，导致学习时间不够”，采用5点计分，从“完全不符合”到“完全符合”分别记1到5分(欧贤才，孟祥辉，2022)。平均分越高，表示个体的工作–学习冲突程度越强。本研究中该问卷的α系数为0.90。
7.2.4. 主观幸福感的测量
测量参考Pavot和Diener开发的幸福感量表，共计13个题项，例如“在大多数方面，我的生活都接近于我的理想”，采用5点计分，从“非常不同意”到“非常同意”分别记1到5分(Pavot & Diener, 1993)。平均分越高的个体主观幸福感越强。本研究中该问卷的α系数为0.92。
7.3. 数据分析与处理
本研究采用SPSS25.0对数据进行处理，并采用Amos26.0进行验证性因子分析，采用PROCESS插件对中介效应和调节效应检验。
8. 研究结果
8.1. 共同方法偏差检验
本研究采用Harman单因子分析法，针对可能存在的共同方法偏差问题进行同源方差检验(吴艳，温忠麟，2011)。结果显示，未旋转时析出6个特征根大于1的因子，第一个因子的方差解释度为26.26%，低于临界值40%，说明不存在严重的共同方法偏差问题。
8.2. 验证性因子分析
采用Amos26.0对5个核心变量进行验证性因子分析，结果如表1所示。其中，五因子模型的X2/df = 2.348 < 3，RMSEA = 0.064 < 0.08，CFI、TLI、GFI均高于0.9，各项指标均满足要求，且较其他备选模型的拟合效果更佳，表明本研究区分效度较高。
Table 1. The results of confirmatory factor analysis
表1. 验证性因子分析结果
|
因子 |
X2 |
df |
RMSEA |
CFI |
TLI |
GFI |
五因子模型 |
X、M1、M2、W、Y |
351.86 |
142.00 |
0.07 |
0.93 |
0.92 |
0.90 |
四因子模型 |
X + M2、M1、W、Y |
850.49 |
146.00 |
0.12 |
0.77 |
0.73 |
0.79 |
三因子模型 |
X + M2、M1 + Y、W |
1094.09 |
149.00 |
0.14 |
0.69 |
0.64 |
0.72 |
二因子模型 |
M1 + Y + W、X + M2 |
1112.92 |
151.00 |
0.14 |
0.68 |
0.64 |
0.72 |
单因子模型 |
X + M1 + M2 + W + Y |
2028.14 |
152.00 |
0.19 |
0.38 |
0.30 |
0.57 |
注：X表示工作时间压力，M1表示心理解脱、M2表示工作–学习冲突、W表示职位等级、Y表示主观幸福感，+代表合并为一个因子。
8.3. 相关性分析
为避免滥用控制变量并初步检验研究假设，本文检验各变量间相关性，结果如表2所示，控制变量与研究变量间存在相关关系。相关性分析结果初步验证了研究假设，为假设检验奠定了基础。
Table 2. Results of correlation analysis
表2. 相关性分析结果
变量 |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
1性别 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
2年级 |
0.10 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
3学生组织类型 |
0.06 |
−0.04 |
1 |
|
|
|
|
|
|
4职位等级 |
0.11* |
0.91*** |
−0.02 |
1 |
|
|
|
|
|
5任职年限 |
0.11* |
0.84*** |
−0.05 |
0.79*** |
1 |
|
|
|
|
6工作时间压力 |
0.00 |
0.26*** |
−0.07 |
0.24*** |
0.26*** |
1 |
|
|
|
7心理解脱 |
−0.07 |
−0.09 |
0.02 |
−0.12* |
−0.08 |
−0.17** |
1 |
|
|
8工作–学习冲突 |
−0.06 |
0.03 |
0.03 |
0.07 |
0.02 |
0.22*** |
−0.29*** |
1 |
|
9主观幸福感 |
0.02 |
−0.05 |
−0.05 |
−0.11 |
−0.05 |
−0.06 |
0.12* |
−0.30*** |
1 |
M |
1.67 |
1.30 |
1.11 |
1.31 |
1.33 |
2.75 |
2.92 |
2.49 |
3.33 |
SD |
0.47 |
0.55 |
0.32 |
0.55 |
0.60 |
1.13 |
0.74 |
0.70 |
0.61 |
注：*表示p < 0.05，**表示p < 0.01，***表示p < 0.001，下同。
8.4. 主效应检验
采用PROCESS对高校学生组织成员的工作时间压力影响主观幸福感的直接效应进行检验，结果如表3、表4所示。工作时间压力→主观幸福感的标准化路径系数为0.01 (p > 0.05)。这说明工作时间压力对主观幸福感不具有显著影响，即假设H1不成立。且该链式中介模型的直接效应的效应值为0.01，95% CI包含0，直接效应不显著。
8.5. 心理解脱和工作–学习冲突的中介效应检验
采用PROCESS对链式中介作用检验。结果如表3、表4所示。
工作时间压力对心理解脱具有显著负向影响(β = −0.17, p < 0.01)，心理解脱对主观幸福感的影响不显著(β = 0.04, p > 0.05)，即心理解脱的单独中介作用不显著，假设H2不成立；工作时间压力对工作–学习冲突具有正向影响(β = 0.18, p < 0.01)，工作–学习冲突负面影响主观幸福感(β = −0.29, p < 0.001)，即工作–学习冲突起单独中介作用，因此假设H3成立。工作时间压力对心理解脱具有负向影响(β = −0.17, p < 0.01)，心理解脱对工作–学习冲突具有负向影响(β = −0.26, p < 0.001)，工作–学习冲突负面影响主观幸福感(β = −0.29, p < 0.001)，即心理解脱与工作–学习冲突在工作时间压力对高校学生组织成员的主观幸福感的影响中起链式中介作用，因此假设H4成立。且该链式中介模型的间接效应的效应值为−0.07，95% CI不包含0，间接效应显著。
通过Bootstrap法进一步对链式中介路径模型的间接效应进行检验，拔靴的抽样数为5000，结果如表5所示。第一，工作时间压力→心理解脱→主观幸福感路径的效应值为−0.01，95% CI包含0，进一步说明心理解脱在工作时间压力与主观幸福感间的单独中介作用不显著，假设H2不成立。第二，工作时间压力→工作–学习冲突→主观幸福感路径的效应值为−0.05，95% CI不包含0，进一步说明工作–学习冲突在工作时间压力对主观幸福感的影响中起中介作用，因此假设H3成立，且该中介效应占总效应的62.5%。第三，工作时间压力→心理解脱→工作–学习冲突→主观幸福感的效应值为−0.01，95% CI不包含0，进一步说明心理解脱与工作–学习冲突在工作时间压力对高校学生组织成员的主观幸福感的影响中起链式中介作用，因此假设H4成立，且链式中介效应占总效应的12.5%。
Table 3. Regression analysis among various variables
表3. 各变量间的回归分析
回归方程结果变量 |
预测变量 |
拟合指数 |
回归系数显著性 |
R2 |
F |
β |
t |
心理解脱 |
工作时间压力 |
0.03 |
9.63 |
−0.17 |
−3.10** |
工作–学习冲突 |
工作时间压力 |
0.12 |
21.24 |
0.18 |
3.32** |
心理解脱 |
−0.26 |
4.97*** |
主观幸福感 |
工作时间压力 |
0.09 |
10.84 |
0.01 |
0.18 |
心理解脱 |
0.04 |
0.76 |
工作–学习冲突 |
−0.29 |
−5.14*** |
Table 4. Decomposition table of total effects, direct effects and indirect effects
表4. 总效应、直接效应及间接效应分解表
项目 |
效应值 |
标准误 |
95%置信区间 |
下限 |
上限 |
总效应 |
−0.06 |
0.06 |
−0.17 |
0.05 |
间接效应 |
−0.07 |
0.03 |
−0.13 |
−0.02 |
直接效应 |
0.01 |
0.05 |
−0.10 |
0.12 |
Table 5. Estimation results of the Bootstrap method for indirect effects
表5. 间接效应的Bootstrap方法估计结果
路径 |
效应值 |
标准误 |
95%置信区间 |
相对中介效应 |
下限 |
上限 |
工作时间压力→心理解脱→主观幸福感 |
−0.01 |
0.01 |
−0.03 |
0.02 |
|
工作时间压力→工作–学习冲突→主观幸福感 |
−0.05 |
0.02 |
−0.10 |
−0.01 |
62.5% |
工作时间压力→心理解脱→工作–学习冲突→主观幸福感 |
−0.01 |
0.01 |
−0.03 |
−0.01 |
12.5% |
8.6. 调节效应检验
采用Amos26.0将调节变量职位等级与调节项工作时间压力(职位等级 × 工作时间压力)放入链式中介模型中，结果显示模型拟合良好。(X2/df = 2.48, CFI = 0.93, TLI = 0.92, RMSEA = 0.07, SRMR = 0.05)
采用PROCESS的Model 83来进一步检验职位等级在工作时间压力与心理解脱间的调节作用，结果如表6所示，以心理解脱为结果变量，工作时间压力显著负向预测心理解脱(β = −0.14, p < 0.05)，职位等级显著负向预测心理解脱(β = −0.12, p < 0.05)，职位等级与工作时间压力的交互项对心理解脱具有显著正向预测作用(β = 0.15, p < 0.01)。说明职位等级在工作时间压力与心理解脱间调节效应显著，因此假设H5得到验证。
为进一步明确职位等级调节作用的实质，进行简单斜率检验见图2。结果表明，对于低职位等级的高校学生组织成员来说，工作时间压力负向预测心理解脱(b simple = −0.23, t = −3.66, p < 0.001)；对于管理职位等级的高校学生组织成员来说，工作时间压力对心理解脱的正向预测作用不显著(b simple = 0.12, t = 1.03, p > 0.05)。
Table 6. Regression analysis among various variables
表6. 各变量间的回归分析
回归方程结果变量 |
预测变量 |
拟合指标 |
回归系数显著性 |
R2 |
F |
β |
95% CI |
t |
心理解脱 |
工作时间压力 |
0.06 |
6.42*** |
−0.14 |
[−0.25, −0.03] |
−2.54* |
职位等级 |
−0.12 |
[−0.24, −0.01] |
−2.15* |
工作时间压力 × 职位等级 |
0.15 |
[0.04, 0.27] |
2.68** |
Figure 2. The moderating effect of job grades
图2. 职位等级的调节效应
8.7. 被调节的链式中介效应检验
采用差异分析法对被调节的链式中介效应进行检验，结果如表7所示。当职位等级较低为部员时，链式中介效应为−0.02，95%的Bootstrap置信区间为[−0.04, −0.01]不包含0，说明链式中介效应显著；当职位等级较高即为管理层的部长主席时，链式中介效应为0.01，95%的Bootstrap置信区间为[−0.01, 0.03]包含0，说明此时链式中介效应不显著。当职位等级的链式中介效应值的差异值达到0.03，95%的Bootstrap置信区间为[0.01, 0.06]不包含0，说明差异达到显著性。即职位等级显著调节心理解脱和工作–学习冲突在工作时间压力与主观幸福感之间的链式中介作用，因此假设H6得到验证。
Table 7. Regression analysis among various variables
表7. 各变量间的回归分析
调节变量 |
链式中介路径：工作时间压力→心理解脱→工作–学习冲突→主观幸福感 |
链式中介效应 |
标准误 |
95%置信区间 |
下限 |
上限 |
低职位等级 |
−0.02 |
0.01 |
−0.04 |
−0.01 |
高职位等级 |
0.01 |
0.01 |
−0.01 |
0.03 |
差异 |
0.03 |
0.02 |
0.01 |
0.06 |
9. 讨论
9.1. 工作时间压力与主观幸福感关系
本研究发现，高校学生组织成员的工作时间压力对主观幸福感的直接影响不显著，这与本研究的假设1不相符。一方面，这可能是由于高校学生组织工作本身的独特性，其工作内容和性质与正式职场工作有所不同，高校学生组织工作不是阻碍性压力源，更多是挑战性的压力源，以往研究表明挑战性压力源与个体的幸福感水平无显著关系(贾迎亚等，2023)。因为学生参与组织活动往往基于多种动机，如个人兴趣、社交需求、能力提升等，并非仅仅出于经济利益或职业发展的考量。这种多元化的动机使得他们对工作时间压力的感受和反应可能不同于职场员工(卢清波，2005)。另一方面，大学生群体正处于身心发展的特殊阶段，他们具有较强的适应性和心理韧性，能够在一定程度上应对工作时间压力带来的挑战，从而使得压力对主观幸福感的负向影响不明显(叶宝娟等，2018)。然而，这一结果也提示我们，在未来研究中需要更精准地界定和测量高校学生组织工作时间压力的内涵与外延，以及探索更符合大学生心理特点的主观幸福感评价指标。
9.2. 心理解脱的中介作用
研究结果表明，尽管工作时间压力对心理解脱具有显著负向影响，符合理论预期，但心理解脱对主观幸福感的影响不显著，这与本研究的假设2不相符。高校学生组织成员在工作和生活之间的界限相对模糊，即使在非工作时间，他们也可能处于与学生工作相关的社交网络或思考工作事务的状态，导致心理解脱难以完全实现。同时，高校学生组织成员的心理解脱可能受到多种因素的制约，使其无法有效地转化为对主观幸福感的积极影响。此外，大学生的生活环境相对较为复杂，除了学习和学生组织工作外，还面临着各种社交活动、个人兴趣发展等事务，这些因素可能使得心理解脱对主观幸福感的贡献相对较小，从而分散了心理解脱对主观幸福感的作用。
9.3. 工作–学习冲突的中介作用
研究结果发现，工作–学习冲突在工作时间压力与主观幸福感之间起中介作用，这支持了本研究的假设3。这一结果与角色冲突理论与边界理论相契合，表明高校学生组织成员在面临工作时间压力时，工作–学习冲突的存在使学生难以在两个角色之间实现平衡，导致出现时间冲突和心理困扰，进而降低主观幸福感(Lee & Lee, 2025)。因此，对于学生来说，合理安排时间、明确工作与学习的边界、提高应对冲突的能力至关重要。
9.4. 心理解脱与工作–学习冲突的链式中介作用
研究结果表明，心理解脱与工作–学习冲突在工作时间压力与主观幸福感之间起链式中介作用，即本研究的假设4成立。这一结果强调了心理解脱在缓解工作–学习冲突、提升主观幸福感方面的重要性。在心理解脱过程，高校学生组织成员可以通过弥补资源亏损和获取新资源来实现心理恢复，从而有效降低角色冲突，实现工作–学习平衡，显著提升生活满意度。该结果与以往研究类似，心理解脱促进个人远离过度工作的心态和行为，从而进一步减少工作和家庭领域的冲突(Chang et al,, 2023)。
在高校学生组织管理中，管理者应重视创造有利于学生心理解脱的环境和条件，避免过度占用学生课余时间；培养积极的兴趣爱好；提供心理健康教育和咨询服务，帮助学生掌握有效的心理调节方法等。通过采取这些措施，促进心理解脱，减少工作–学习冲突，逐步提升学生的主观幸福感。
9.5. 职位等级的调节作用
研究结果表明，职位等级在工作时间压力与心理解脱之间具有显著的调节作用，并且进一步调节了心理解脱和工作–学习冲突在工作时间压力与主观幸福感之间的链式中介作用，证实了本研究的假设5和假设6。对于低职位等级的高校学生组织成员，工作时间压力对心理解脱具有显著负向预测作用，而对于管理职位等级的学生，这种负向预测作用不显著。这可能是因为低职位等级的学生在组织中往往承担执行者的角色，缺乏对工作安排的自主性和资源调配能力，面对工作时间压力时更容易感到无助和焦虑，难以实现心理解脱。而管理职位等级的学生在组织中拥有更多的权力和资源，可以灵活地通过调整工作方式和分配任务来应对工作时间压力，从而减轻压力对心理解脱的影响。这与以往企业中的职位等级研究的结果是一致的(蒋雯洁等，2014)。
这一结果为高校学生组织管理提供了重要启示。在组织管理过程中，应根据学生的职位等级特点，提供有针对性的支持和培训。引导他们积极利用自身优势，更好地平衡工作与学习，提升主观幸福感。
9.6. 研究不足与展望
本研究仍存在一些不足之处。首先，研究样本仅来自山西省的部分高校学生，样本的代表性具有一定的局限性。未来研究应扩大样本范围，涵盖不同地区、不同类型的高校学生组织成员，以提高研究结果的普遍性。其次，本研究采用的是两时点取样法，属于横断研究设计，无法确定变量之间的因果关系。后续研究可以考虑采用纵向研究设计或实验研究设计，进一步对本研究结果进行检验。最后，研究中仅考虑了职位等级这一调节变量。未来研究可以进一步探讨其他可能的调节变量，如学习压力、组织支持、领导风格等，以更全面地理解工作时间压力对主观幸福感的影响机制。
10. 结论
本研究通过有调节的链式中介模型探究了工作时间压力对高校学生组织成员主观幸福感的影响。结果表明：
(1) 工作–学习冲突在工作时间压力和主观幸福感之间起着显著的中介作用。
(2) 心理解脱与工作–学习冲突在工作时间压力与主观幸福感之间起链式中介作用
(3) 职位等级在工作时间压力与心理解脱之间具有显著的调节作用。职位等级越高，工作时间压力对心理解脱的负面影响越强。
致 谢
首先，我们要特别感谢山西大学第二十二期大学生创新训练项目对我们的资助。这项资助助力我们顺利地发布问卷调查并回收问卷，有较高的回收率。
其次，我们要感谢我们的指导老师高玲教授。在论文的选题、数据分析以及论文撰写等各个环节，老师都给予了我们耐心细致的指导和帮助。老师一丝不苟的治学态度、深厚广博的专业素养和慷慨无私的奉献热忱，使我们获益良多。
最后，我们要感谢所有参与本研究的受试者和其他工作人员。没有你们的参与和支持，我们的研究将无法顺利进行。在此，我们向你们表示衷心的感谢。
基金项目
山西大学大学生创新训练计划资助项目(项目编号：X202310108083)。
NOTES
*第一作者。
#通讯作者。