1. 引言
当前，以易变性、不确定性、复杂性和模糊性为特征的VUCA环境对员工的职业适应能力提出了更高的要求[1]。在工作场所中，职业适应能力体现为职业韧性，是个人适应环境变化的能力[2]。有学者研究表明，职业韧性可以正向促进其组织承诺和职业满意度[3]；降低工作不安全感以及提高工作绩效[4]；并且可以显著预测在组织中的积极情绪[5]、降低离职率[6]等。员工是组织的核心，因此，研究员工职业韧性不仅与员工自身职业发展息息相关，而且对于处于动荡环境中生存的企业也同样重要。
已有文献在对职业韧性的前因变量研究中主要总结出两大类别——个人因素和情境因素，如个体积极的应对方式和效能感以及支持性的工作环境和工作特征[7] [8]。领导是员工接触到的重要情境，不同的处事风格会影响员工对工作的态度以及周围环境的感知，进而产生不同的行为[9]。相关研究表明，旨在澄清目标和期望、促进员工成长和参与决策以及为工作和非工作需求提供支持的领导行为可以促进员工韧性的发展[9] [10]。逐渐在组织行为学中兴起的安全基地型领导作为一种具体的领导风格，可以为员工明确奋斗目标，尊重员工意见，并为员工发展提供必要的支持与帮助[11]，为探索员工职业韧性的影响因素提供了思路。
本研究采用资源保存理论，探讨VUCA背景下安全基地型领导对员工职业韧性的影响，并分析工作繁荣感与和谐型工作激情在二者之间的链式中介作用，既解释了安全基地型领导作用于员工职业韧性的内部机制，也丰富了资源保存理论的研究成果，有助于企业管理者更全面地了解员工职业韧性，从而为如何提高员工职业韧性给予理论指导，为企业的发展提供参考。
2. 研究假设
2.1. 安全基地型领导与职业韧性
“职业韧性”是员工的一种动态可发展的能力，表现为个体能积极应对工作中的挫折和困境，灵活适应环境变化[12]。安全基地型领导能为员工提供关爱，并鼓励员工勇于挑战自我，与员工之间建立相互信任的关系并创设安全的氛围，同时使员工感受到被保护感[11]，本文认为，安全基地型领导能提升员工的职业韧性水平。
其一，安全基地型领导为员工提供工作所需要的资源，并愿意给予员工试错机会[11]，为处于逆境中的员工增长自信，提高韧性[13] [14]；其二，安全基地型领导倡导员工追求自我发展，员工目标导向明确，拥有更加积极和乐观的心态[14]；其三，安全基地型领导对员工有效授权，增强员工对自身能力的认知，从而提升自我效能感[15]。这些韧性、乐观和自我效能感可以形成员工强大的心理资源[16]。由资源保存理论可知，当员工拥有资源时，会产生更多的积极心理和行为来拓展新资源[17]-[19]，即使处于工作上的困境时，也会灵活调整自我，让自己尽快从中恢复，实现既定目标[20]。因此，安全基地型领导能提升员工的职业韧性水平。故提出假设：
假设1：安全基地型领导能正向影响员工职业韧性。
2.2. 工作繁荣感的中介作用
工作繁荣感是员工个体内在的且可以变化的心理状态，包括“活力”和“学习”两个维度[21]，“活力”代表了员工对工作保持精力充沛的状态[22]，“学习”代表了员工获取知识、增长技能的能力[23]。本文认为，安全基地型领导能够通过“工作繁荣感”这一中介，间接增强员工职业韧性。
在活力维度上，首先，安全基地型领导为员工提供的帮助与支持可以被视为一种资源，增加员工的资源累积[24]，并通过让员工参与决策，满足工作自主性的要求[15]，这些支持性、自主性因素是员工关系资源的重要组成部分；其次，安全基地型领导提倡“以人为本”，让员工拥有实现个人目标的希望[11]，促进员工个体资源的产生。这些关系资源和个体资源有利于增加员工的工作投入[25]，使员工充满活力、保持专注[26]，满足了员工活力维度方面的需求。
在学习维度上，首先，安全基地型领导注重对员工的有效授权，传递了对员工的信任与认可[11]，感知到信任的下属获得了更多的心理资源和情感资源[27]，提升了自我效能感[19]，员工更加相信自己拥有能够获取和利用知识、技能的能力；其次，安全基地型领导能帮助追随者发现自身潜力和提供学习机会，并给予及时反馈的平台[11]，这种持续的学习有利于员工知识资源的共享[28]，让员工从工作中获取知识和技能，满足了员工学习维度方面的需求。
由资源保持理论可知，个体资源库中所持资源的多少会决定后续的态度和行为[29]。对于具有更高工作繁荣感的员工来说，他们有更高的积极情感和自我效能感[30]，这种积极情感和自我效能感会赋予个体本身充足的心理资源，降低了获取资源过程中的资源消耗，使得个体面对组织困境时具有积极的应对能力和适应能力[31]，提高自己的职业韧性水平。故提出假设：
假设2：安全基地型领导可通过工作繁荣感的中介作用正向影响员工职业韧性。
2.3. 和谐型工作激情的中介作用
和谐型工作激情表示员工出于内部动机，且有自由意志地去喜欢自己选择或从事的工作[32]。本文认为，安全基地型领导能够激发员工和谐型工作激情，提升员工的职业韧性水平。第一，安全基地型领导赋予员工的自主性和资源[14]，使其在完成工作任务时通过内部动机表现出对工作的兴趣[20] [33]，产生和谐型工作激情。第二，安全基地型领导能够通过其独特的领导风格提升员工的积极情绪感知，促使员工形成乐观、自信的态度[11]，从而在完成工作任务时保持更高的自我效能感和韧性，满足员工心理资本的需求[14]。心理资本是影响员工内部动机的重要资源[34]，当员工的内部动机被激发后，人们是为了乐趣或挑战去做事[11]，从而和谐型工作激情也越高。
即安全基地型领导能够有效激发员工的内部动机，促进员工和谐型工作激情的产生，进一步地，这种和谐型工作激情将促使员工表现出更多的积极与适应性行为，从而提高其职业韧性。故提出假设：
假设3：安全基地型领导可通过和谐型工作激情的中介作用正向影响员工职业韧性。
2.4. 工作繁荣感与和谐型工作激情的链式中介作用
综上，本文认为，工作繁荣感的提升也会进一步促进员工工作动机的内化，从而形成更高的和谐型工作激情。具体来说：根据资源保存理论，工作繁荣感作为一种宝贵的个体资源[35]，能够使员工在工作中表现出更多的热情和专注[22] [36]，促进自己的知识积累和技能发展[35]。同时，拥有资源的个体将会更加保持一种向上的状态来获取更多的资源，减少自己的资源消耗[19]，形成资源“螺旋增值”的局面。当员工的知识、学习和发展需求这些支持性资源由于增值而得到满足时，员工的个体需求也会得到满足[37]，从而进一步实现工作动机的内化，表现出更多的主动性行为[38]，促进和谐型工作激情的产生[39]。
结合假设1、2、3，提出假设：
假设4：安全基地型领导可通过工作繁荣感–和谐型工作激情的链式中介作用正向影响员工职业韧性。
基于上述分析，本研究的理论模型如图1所示。
Figure 1. Theoretical model of secure base leadership and employees’ career resilience
图1. 安全基地型领导与员工职业韧性的理论模型
3. 研究设计与研究方法
3.1. 研究样本
本研究主要通过向不同的企业员工线上发放问卷的方式收集数据，共计发放问卷789份，收回有效问卷756份，有效回收率为95.8%。性别上，男性占45.9%，女性占54.1%；年龄上，25岁及以下占52.9%，26~35岁占26.2%，36~45岁占13.2%，46~55岁占7.4%，56岁及以上占0.3%；受教育程度上，大专及以下占6.9%，本科占73.1%，硕士占19.3%，博士占0.7%；单位任职年限上，1年以下占43.3%，1~3年占29.2%，3~5年占9.5%，5~10年占10.7%，10年以上占7.3%。
3.2. 测量工具
本研究采用的量表均为成熟量表，且已被诸多学者采用，并均采用李克特五分制(1 = 非常不同意，5 = 非常同意)。
安全基地型领导。采用Wu和Parker开发的9题项测量量表[40]，其内部一致性系数为0.752。
员工职业韧性。采用宋国学[41]的25题项测量量表，其内部一致性系数为0.890。
工作繁荣感。采用Porath [30]等编制的10题项测量量表，其内部一致性系数为0.707。
和谐型工作激情。采用Vallerand和Houlfort [39]的7题项测量量表，其内部一致性系数为0.766。
控制变量。研究表明，人口特征因素如性别、年龄和受教育程度会影响个体韧性[42]。其次，有学者表示，工作年限也会影响员工在工作场所中的行为表现[43]，考虑到可能存在的潜在影响，本研究将性别、年龄、受教育程度、工作年限作为控制变量。
4. 数据分析与研究结果
4.1. 共同方法偏差检验
本文采用ULMC法来检验共同方法偏差问题。结果表明：五因子模型各项拟合指标较好(χ2/df = 1.564, RMSEA = 0.027, CFI = 0.936, TLI = 0.928, GFI = 0.913)，相较于四因子模型，其模型拟合指数变化(∆RMSEA = 0.008，小于0.05 [44]; ∆CFI = 0.044, ∆TLI = 0.044, ∆GFI = 0.032，小于0.1 [44])较小，说明本研究中不存在严重的共同方法偏差问题。
4.2. 验证性因子分析
本研究利用AMOS 26.0软件进行验证性因子分析，如表1所示。由表1可知，四因子模型相比于其他因子模型最为理想，其中χ2/df = 1.904，RMSEA = 0.035，CFI = 0.892，TLI = 0.884，GFI = 0.881，说明在本研究中，安全基地型领导、工作繁荣感、和谐型工作激情、员工职业韧性之间存在明显的区分效度。
Table 1. Related fitting indexes
表1. 相关拟合指标
| 模型 |
包含因子 |
χ2 |
df |
χ2/df |
CFI |
TLI |
GFI |
RMSEA |
| 单因子 |
SBL + TW + HWP + CR |
2431.267 |
1193 |
2.038 |
0.876 |
0.867 |
0.872 |
0.037 |
| 二因子 |
SBL + TW + HWP，CR |
2374.927 |
1192 |
1.992 |
0.881 |
0.873 |
0.876 |
0.036 |
| 三因子 |
SBL，TW + HWP，CR |
2289.989 |
1190 |
1.924 |
0.890 |
0.882 |
0.880 |
0.035 |
| 四因子 |
SBL，TW，HWP，CR |
2259.572 |
1187 |
1.904 |
0.892 |
0.884 |
0.881 |
0.035 |
| 五因子 |
四因子模型 + 方法因子 |
1776.732 |
1136 |
1.564 |
0.936 |
0.928 |
0.913 |
0.027 |
注：SBL：安全基地型领导；TW：工作繁荣感；HWP：和谐型工作激情；CR：员工职业韧性；+代表变量合并。
4.3. 描述统计与相关分析
本文纳入各个变量的平均值、标准差、相关系数进行相关分析。如表2所示，安全基地型领导与员工职业韧性(r = 0.664, p < 0.01)呈显著正相关；安全基地型领导与工作繁荣感(r = 0.612, p < 0.01)、和谐型工作激情(r = 0.611, p < 0.01)均呈显著正相关；员工职业韧性与工作繁荣感(r = 0.721, p < 0.01)及和谐型工作激情(r = 0.766, p < 0.01)呈正相关；工作繁荣感与和谐型工作激情(r = 0.668, p < 0.01)呈显著正相关。
Table 2. Correlation coefficient analysis
表2. 相关系数分析
| 变量 |
平均值 |
标准差 |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
| 1) 性别 |
1.541 |
0.499 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
| 2) 年龄 |
1.759 |
0.962 |
−0.416** |
1 |
|
|
|
|
|
|
| 3) 工作年限 |
2.095 |
1.267 |
−0.386** |
0.856** |
1 |
|
|
|
|
|
| 4) 受教育程度 |
2.138 |
0.519 |
0.055 |
−0.132** |
−0.179** |
1 |
|
|
|
|
| 5) 安全基地型领导 |
3.822 |
0.505 |
0.001 |
0.138** |
0.143** |
0.026 |
1 |
|
|
|
| 6) 工作繁荣感 |
3.946 |
0.441 |
−0.041 |
0.078* |
0.083* |
0.028 |
0.612** |
1 |
|
|
| 7) 职业韧性 |
3.933 |
0.426 |
−0.025 |
0.160** |
0.172** |
0.087* |
0.664** |
0.721** |
1 |
|
| 8) 和谐型工作激情 |
3.817 |
0.560 |
−0.054 |
0.156** |
0.162** |
0.017 |
0.611** |
0.668** |
0.766** |
1 |
注：*表示P < 0.05，**表示P < 0.01。
4.4. 直接效应与中介效应检验
本研究运用AMOS 26.0软件，检验安全基地型领导通过工作繁荣感与和谐型工作激情影响员工职业韧性的链式中介模型。模型的各项拟合指标值见表3，均符合要求，说明模型拟合较好。
Table 3. Model fitting indexes of chain mediation
表3. 链式中介的模型拟合指标
| χ2 |
df |
χ2/df |
CFI |
TLI |
IFI |
RMSEA |
| 2259.572 |
1187 |
1.904 |
0.892 |
0.884 |
0.893 |
0.035 |
路径关系的检验结果见表4和图2。
Table 4. Parameter estimates of the chain mediation structural equation model
表4. 链式中介结构方程模型的参数估计
| 路径 |
标准化估计值 |
标准误(S.E.) |
临界比(C.R.) |
显著性(P值) |
| 工作繁荣感 |
< --- |
安全基地型领导 |
0.612 |
0.025 |
21.279 |
0.000 |
| 和谐型工作激情 |
< --- |
工作繁荣感 |
0.470 |
0.041 |
14.601 |
0.000 |
| 和谐型工作激情 |
< --- |
安全基地型领导 |
0.323 |
0.036 |
10.044 |
0.000 |
| 职业韧性 |
< --- |
和谐型工作激情 |
0.435 |
0.022 |
15.078 |
0.000 |
| 职业韧性 |
< --- |
安全基地型领导 |
0.215 |
0.023 |
7.926 |
0.000 |
| 职业韧性 |
< --- |
工作繁荣感 |
0.299 |
0.028 |
10.329 |
0.000 |
注：*表示P < 0.05；**表明P < 0.01；***表明P < 0.001。
Figure 2. Structural equation model test results of chain mediation
图2. 链式中介的结构方程模型检验结果
表4和图2显示，安全基地型领导作用于员工职业韧性的路径系数为0.215，P < 0.001，表明安全基地型领导能够显著正向影响员工职业韧性，假设1得到验证。安全基地型领导作用于工作繁荣感的路径系数为0.612，P < 0.001，表明安全基地型领导可以显著正向影响工作繁荣感；工作繁荣感作用于员工职业韧性的路径系数为0.299，P < 0.001，表明工作繁荣感能显著正向影响员工职业韧性，即安全基地型领导可通过工作繁荣感的中介作用正向影响员工职业韧性，假设2得到验证。安全基地型领导作用于和谐型工作激情的路径系数为0.323，P < 0.001，表明安全基地型领导可以显著正向影响和谐型工作激情；和谐型工作激情作用于员工职业韧性的路径系数为0.435，P < 0.001，表明和谐型工作激情能显著正向影响员工职业韧性，即安全基地型领导可通过和谐型工作激情的中介作用正向影响员工职业韧性，假设3得到验证。另外，工作繁荣感作用于和谐型工作激情的路径系数为0.470，P < 0.001，结合前面的分析，可知安全基地型领导可通过工作繁荣感–和谐型工作激情的链式中介正向影响员工职业韧性，假设4得到验证。
此外，本研究还进一步运用Bootstrap方法，对构建的链式中介模型进行二次检验，检验结果如表5所示。
可以看出，安全基地型领导对员工职业韧性的效应值为0.547，其95%置信区间为[0.502, 0.593]，不包含0，假设1再次得到验证。安全基地型领导通过工作繁荣感提升员工职业韧性的效应值为0.158，其95%置信区间为[0.123, 0.197]，不包含0，假设2再次得到验证。安全基地型领导通过和谐型工作激情提升员工职业韧性的效应值为0.112，其95%置信区间为[0.079, 0.147]，不包含0，假设3再次得到验证。安全基地型领导通过工作繁荣感–和谐型工作激情提升员工职业韧性的效应值为0.104，其95%置信区间为[0.078, 0.135]，不包含0，假设4再次得到验证。
Table 5. Results of the chain mediation test
表5. 链式中介检验结果
| 路径 |
效应值 |
标准误 |
95%置信区间 |
| 下限 |
上限 |
| 安全基地型领导→员工职业韧性 |
0.547 |
0.023 |
0.502 |
0.593 |
| 安全基地型领导→工作繁荣感→员工职业韧性 |
0.158 |
0.019 |
0.123 |
0.197 |
| 安全基地型领导→和谐型工作激情→员工职业韧性 |
0.112 |
0.017 |
0.079 |
0.147 |
| 安全基地型领导→工作繁荣感→和谐型工作激情→员工职业韧性 |
0.104 |
0.014 |
0.078 |
0.135 |
5. 研究展望
5.1. 理论启示
1) 探究了安全基地型领导对员工职业韧性的影响，丰富了安全基地型领导的结果变量研究。已有文献探讨了安全基地型领导对员工主动性行为[40]、创新行为[45]、创造力[46]、帮助行为[14]等积极行为的影响，鲜有关注到员工如何积极应对工作中面临的困境，本文补充了现有研究的空缺，扩大了安全基地型领导的应用范围。
2) 揭示了安全基地型领导提高员工职业韧性的作用路径，丰富了员工职业韧性的前因研究。以往研究主要探讨了员工职业韧性的积极作用，而对于如何提高员工职业韧性却少有研究。本文区别于以往引入单一中介变量的逻辑，进一步挖掘了安全基地型领导与员工职业韧性之间的作用机制，明确了安全基地型领导通过链式中介促进员工职业韧性的作用路径，加深了对员工职业韧性形成过程的认识，细化了相关研究内容。
3) 从资源保存理论这一视角明晰了安全基地型领导影响员工职业韧性的机理，进一步扩展了资源保存理论的应用范围。虽然目前有关员工职业韧性的研究还较为欠缺，但是关于领导风格对韧性影响的讨论逐渐引起了学者们的关注，如组织韧性、心理韧性、团队韧性，然而也仅局限于动态能力理论[47] [48]、社会学习理论[49] [50]、意义建构理论[51]，虽然也有学者基于资源保存理论进行员工韧性方面的探讨[20]，但是并未涉及领导风格方面。本研究基于资源保存理论，从新视角展示了安全基地型领导对员工职业韧性的影响路径，这也是对资源保存理论在韧性领域研究方面的一种理论拓展。
5.2. 实践启示
1) 企业要灵活运用安全基地型领导风格，重视对员工心理与行为的影响，促进职业韧性的发展。一方面，领导者在强调领导权威的同时要注意尊重员工，建立完善的沟通渠道和及时的反馈机制，给予员工更多的资源和关爱；另一方面，企业在甄选领导时，不仅要考察其业绩能力，还要注意考察其对员工的鼓励。通过对安全基地型领导的有效甄选与应用，可以为员工提供必要的资源支持和帮助，提高员工在组织中动态变化、不确定性情况下的适应和恢复能力。
2) 企业应注重组织情境因素对员工内部心理的映射，以与员工具体工作内容有关的心理视角为出发点，为员工工作繁荣感的发展提供必要的条件支持。一方面，管理者要优化工作流程和方法，让员工感受到被接纳、被肯定、被支持，使其坚定个人目标的实现以及对未来发展表现出乐观态度和希望，激发员工的活力和热情；另一方面，管理者要完善组织培训体系，培养员工学习意识并为其提供学习机会，使其能够掌握更多的知识和技能，以应对动荡的组织环境带来的挑战，为员工工作繁荣感的提升奠定基础。
3) 企业要注重并善于调配和利用资源，激发员工内部动机，以提高其和谐型工作激情。一方面，企业管理者应为员工提供和谐的组织氛围，促进其工作动机自主内化；另一方面，从招聘角度来看，除了企业自身的培养，人力资源管理部门也可以招聘对工作有和谐型工作激情的员工，这些员工对工作抱有巨大热情、工作方式比较灵活并愿意尝试冒险，可以更好地完成任务，为企业提升整体绩效。
5.3. 研究局限与展望
第一，本文的变量数据是采用员工第一视角得到的，可能会对研究结果的准确性造成影响。虽然通过一系列手段尽可能地控制了共同方法偏差，对实证检验结果影响不大，但是为了使研究结果更加准确，未来研究可以引入多源数据的收集方式，如领导–成员配对，进一步降低共同方法偏差，提高研究的可信度。
第二，职业韧性是动态发展的，工作环境的差异以及职业特征都会产生影响，但是，本研究并没有细分这些影响因素的作用。有学者提出未来的韧性研究应该对比不同行业和不同职业情境下的异同[52]，以此深入把握韧性的涵义和提升路径。未来研究可以将不同的行业环境纳入研究模型，丰富已有研究内容。
第三，本研究只考虑了工作繁荣感与和谐型工作激情在安全基地型领导与员工职业韧性之间的部分中介作用，未考虑宏观的组织层面因素对员工职业韧性的影响，未来研究可引入人力资源政策与程序、工作设计等组织变量来拓展对中介机制的探讨，丰富关于职业韧性的理论研究成果。
基金项目
国家社会科学基金一般项目“不确定环境下企业家灵性资本对组织韧性影响机制分析及多案例研究”(20BGL139)。
NOTES
*第一作者。