摘 要 基于資源保存理論，考察工作不安全感對工作- 生活平衡的影響機制。對346 名企業(yè)員工進行兩階段縱向追蹤調(diào)查，結(jié)果表明：（1）工作不安全感對工作- 生活平衡有直接負向影響；（2）工作認知失敗和消極工作反芻在工作不安全感對工作-生活平衡的負面影響間起到中介作用以及鏈式中介作用；（3）主管支持感強化工作認知失敗與消極工作反芻之間的關(guān)系從而調(diào)節(jié)以上鏈式中介。研究結(jié)果有助于為改善由工作不安全感引發(fā)的工作和生活失衡提供啟發(fā)和對策。

關(guān)鍵詞 工作不安全感 工作- 生活平衡 工作認知失敗 消極工作反芻 主管支持感

1 引言

近些年來伴隨著企業(yè)所面臨的外部競爭環(huán)境不確定性的增加，如中美貿(mào)易博弈的升級、疫情對企業(yè)經(jīng)營的沖擊以及信息與自動化技術(shù)的迅猛發(fā)展，職場員工所面臨的雇傭環(huán)境穩(wěn)定性急劇下降，頻繁體驗到工作存續(xù)性的威脅感，即工作不安全感（Leeet al.， 2023; Shoss， 2017）。工作是個體安生立命的基礎(chǔ)，因此，工作不安全感被視為一種重要的工作壓力源，其對員工身心健康與幸福感、組織態(tài)度與行為等方面的破壞性影響受到持續(xù)關(guān)注與廣泛考察（Blomqvist et al.， 2022; De Witte et al.， 2016; Lee et al.，2023; Shoss， 2017）。隨著研究的深入，研究者也指出作為一種日漸突顯的工作壓力源，工作不安全感的負面影響不僅局限于工作領(lǐng)域，還可能溢出影響到個人的非工作領(lǐng)域（例如家庭生活領(lǐng)域）（Hu etal.， 2021; Li et al.， 2020; Nauman et al.， 2020; Richter etal.， 2010），沖擊個體工作與生活的平衡。這不僅會損害員工的工作生活質(zhì)量，還會阻礙員工在工作場域可持續(xù)性的良好工作表現(xiàn)。因此，工作不安全感在非工作領(lǐng)域的溢出影響是一個有價值的研究方向，然而現(xiàn)有研究成果仍較為有限并亟待擴展（Li et al.，2020; Nauman et al.， 2020）。例如如何避免工作不安全感對個體工作- 生活平衡的沖擊、其中可能的中介變量有哪些、有無邊界條件等等，現(xiàn)有研究暫時未見直接的研究成果。基于此，本研究深入探討工作不安全感對工作- 生活平衡的影響機制，以便于為在當(dāng)前不確定性不斷增加、工作內(nèi)卷化日趨嚴重的組織情境下企業(yè)員工的職業(yè)心理健康維護、工作效能與生活質(zhì)量的提升提供有益的理論指導(dǎo)。

1.1 工作不安全感與工作- 生活平衡

資源保存理論指出個體具有努力獲取、保持、培育和保護（物質(zhì)、條件、個體特征和能量）資源的傾向，因此不論是資源的實際損失還是資源的潛在損失威脅都可能引發(fā)個體的緊張和壓力反應(yīng)（損失優(yōu)先原則; Hobfoll， 1989; Hobfoll et al.， 2018）。工作不僅是個體重要的條件資源，也與其它資源（如金錢、知識、職業(yè)效能感）的獲取和保持緊密聯(lián)系。因此，當(dāng)個體主觀感知到工作這種重要資源面臨潛在喪失的威脅、體驗到工作不安全感時（Shoss，2017），不可避免會引發(fā)一系列壓力性反應(yīng)后果，這主要體現(xiàn)在員工健康與幸福感的受損以及組織信任、組織承諾、工作滿意度與工作績效表現(xiàn)等的下降與職場欺負行為、離職意向等的增加（De Witte etal.， 2016; Shoss， 2017）。

與以往大量實證研究關(guān)注于工作不安全感在工作領(lǐng)域所造成的上述負面后果不同，部分學(xué)者近些年來開始關(guān)注于其在非工作領(lǐng)域的影響（Li et al.，2020; Nauman et al.， 2020; Richter et al.， 2010）。研究者指出，作為一種日漸突顯其破壞力的重要工作壓力源，工作不安全感的負面影響會由工作領(lǐng)域滲透到個人非工作領(lǐng)域，最為典型的即家庭領(lǐng)域，引發(fā)家庭滿意度、家庭凝聚力和家庭靈活性下降（Soraet al.， 2021）以及工作- 家庭沖突（Hu et al.， 2021; Liet al.， 2020; Nauman et al.， 2020; Richter et al.， 2010）等后果。然而，雖然家庭生活是個體在非工作領(lǐng)域活動的主要方面，卻無法代表個體整個非工作領(lǐng)域生活全貌。隨著時代進步和社會發(fā)展，同時履行多種社會領(lǐng)域（如工作、家庭、健康、休閑、社會關(guān)系和個人發(fā)展等）相關(guān)角色的職責(zé)，實現(xiàn)工作和生活的平衡已成為員工新的心理需求（費小蘭等，2017）。工作- 生活平衡反映了員工對其所承擔(dān)的各種生活角色之間達到多大程度平衡的感知（Haaret al.， 2014），它不僅有助于提升工作滿意度、組織承諾度和工作績效，也有助于提升生活滿意感、健康和幸福感等（Haar et al.， 2014; Sirgy amp; Lee， 2018;Susanto et al.， 2022）。依據(jù)資源保存理論中的資源投資原則（Hobfoll et al.， 2018），本研究預(yù)期工作不安全感會給工作- 生活平衡帶來負面影響：當(dāng)員工感知工作喪失的威脅后，在最初可能會投入更多資源來避免工作這種重要資源的進一步喪失，例如通過加班加點過度投入工作來向雇主展示自己的工作價值（Richter et al.， 2010），從而導(dǎo)致投入到非工作領(lǐng)域的資源減少（如員工因加班工作從而犧牲健康鍛煉和休閑娛樂時間等），這也就是說員工的工作不安全感可能更泛化地負面沖擊整個工作和生活的平衡?；谝陨戏治?，提出研究假設(shè)H1：工作不安全感顯著負向影響工作- 生活平衡。

1.2 工作認知失敗的中介作用

工作認知失敗反映員工在工作任務(wù)執(zhí)行過程中出現(xiàn)難以集中注意力、（頭腦中）難以檢索和提取工作相關(guān)信息以及工作任務(wù)執(zhí)行行為困難等種種認知功能“開小差”的認知失敗后果（Wallace amp;Chen， 2005）。工作不安全感為何負面影響工作- 生活平衡？工作認知失敗可能是其中的一種中介機制。

首先，工作不安全感會引發(fā)工作認知失敗。依據(jù)損失優(yōu)先原則，工作不安全感代表著資源的潛在喪失，此種壓力源所引發(fā)的倦怠、焦慮、抑郁等負面情緒性反應(yīng)后果一直備受關(guān)注（De Witte et al.，2016），近些年研究者指出它也會在認知方面帶來負面影響（Probst et al.， 2019）。以往研究表明工作壓力源是造成工作認知失敗的原因之一（Elfering etal.， 2013; Lapierre et al.， 2012），因此作為典型工作壓力源的工作不安全感也可能引發(fā)工作認知失敗。當(dāng)員工對自己是否能保住當(dāng)前這份工作都產(chǎn)生懷疑與擔(dān)憂時，很難再將注意力集中于具體工作任務(wù)上，而且工作不安全又與記憶長期受損、失眠和糟糕的身體健康狀態(tài)相關(guān)（De Witte et al.， 2016; Yu et al.，2022），這些直接或間接影響整體認知功能的因素也將導(dǎo)致高工作不安全感的員工會出現(xiàn)工作信息提取困難和工作任務(wù)執(zhí)行時頻繁失誤。

其次，工作認知失敗會導(dǎo)致工作- 生活失衡。一方面，在競爭激烈的職場環(huán)境中員工需要面對績效考核壓力，而研究表明工作認知失敗與諸多不良的安全與績效關(guān)聯(lián)結(jié)果有關(guān)（Probst et al.， 2019;Wallace amp; Chen， 2005），因此當(dāng)員工體驗到工作認知失敗并由此導(dǎo)致糟糕業(yè)績時，會覺得自己沒有履行好工作角色職責(zé)，而失去對工作角色積極評價的個體將很難整體上形成良好的工作- 生活平衡感。另一方面，由前文所述資源投資原則可見，不論工作不安全感還是工作認知失敗這些工作領(lǐng)域的大小危機都可能促發(fā)員工通過投入更多時間、精力和才智等資源來化解危機，從而導(dǎo)致投入生活領(lǐng)域資源不足最終爆發(fā)工作與生活的失衡。綜上，提出研究假設(shè)H2：工作認知失敗中介于工作不安全感與工作-生活平衡。

1.3 消極工作反芻的中介作用

陷入消極工作反芻的員工往往會在工作結(jié)束后還專注和反復(fù)聚焦回想工作中的消極經(jīng)歷，這些有關(guān)負面工作經(jīng)歷的重復(fù)回想代表了一種不愉快和不合需要的認知過程，因為它們延長了消極工作體驗的時間（Frone， 2015）。消極工作反芻可能是另外一種工作不安全感與工作-生活平衡間的中介機制。

首先，消極工作反芻會成為工作不安全感眾多壓力性反應(yīng)后果之一的原因在于，以往研究指出消極工作經(jīng)歷或阻礙性工作壓力源往往會觸發(fā)消極工作反芻（戴國斌等， 2020; Berset et al.， 2011; Frone，2015）。其中，阻礙性工作壓力是指個體認為難以克服，且對自己的工作目標實現(xiàn)與職業(yè)生涯發(fā)展不利的工作壓力（戴國斌等， 2020）。對于職場員工而言，當(dāng)工作本身的存續(xù)出現(xiàn)問題（如遭遇裁員），工作和職業(yè)發(fā)展目標的實現(xiàn)也會成為“鏡花水月”。因此，作為典型的消極工作體驗和阻礙性工作壓力源的工作不安全感可能會觸發(fā)消極工作反芻。其次，資源損失螺旋推論指出，最初的資源損失將不可避免引致進一步的資源損失，從而帶來更多的消極影響（Hobfoll et al.， 2018）。雖尚未見直接考察消極工作反芻與工作- 生活平衡關(guān)系的研究結(jié)果，但研究表明消極工作反芻會造成情緒耗竭、抑郁和失眠等負面后果（戴國斌等， 2020; 張晶等， 2020）。因此，當(dāng)員工面臨工作存續(xù)性威脅產(chǎn)生工作不安全感，并由此引致下班后陷入消極工作反芻的思維內(nèi)耗狀態(tài)，此時員工有限的認知資源不僅直接受到消耗，還可能因睡眠等問題受到間接消耗，并進一步阻礙個體有足夠認知資源承擔(dān)生活中各種角色和職責(zé)，最終工作和生活的平衡難以達成。綜上分析提出研究假設(shè)H3：消極工作反芻中介于工作不安全感與工作-生活平衡。

1.4 工作認知失敗和消極工作反芻的鏈式中介作用

從工作場域轉(zhuǎn)到非工作場域可能存在較大的時間與空間跨度，但員工的認知存在連貫性?；谏鲜鲑Y源損失螺旋推論（Hobfoll et al.， 2018）可見，當(dāng)員工在工作場域面臨（認知）資源損失時，在離開工作場域進入到個人生活場域時，還可能繼續(xù)觸發(fā)在生活場域的（認知）資源損失，帶來對生活相關(guān)場域的（認知）資源投入不足并最終造成工作和生活的失衡狀態(tài)。因此，以上所提出的兩項中介變量工作認知失敗和消極工作反芻之間還具有邏輯的先后順序，形成了鏈式中介。具體而言，員工因工作存續(xù)性的擔(dān)憂而導(dǎo)致在工作期間頻繁出現(xiàn)工作認知失敗體驗，以上種種將不可避免成為當(dāng)日的消極工作經(jīng)歷觸發(fā)下班后的消極工作反芻，這種消極認知狀態(tài)還可能使得個體難以有充分的認知資源用以覺察、領(lǐng)悟自己的其它生活角色并制定計劃、積極行動來履行其它生活角色的職責(zé)，最終使得個人工作和生活的平衡遭到破壞。綜上分析，提出研究假設(shè)H4：在工作不安全感與工作- 生活平衡之間，工作認知失敗與消極工作反芻起到鏈式中介作用。

1.5 主管支持感的調(diào)節(jié)作用

資源初始效應(yīng)指出那些擁有較多初始資源的個體遭受資源損失的可能性更低（Hobfoll et al.，2018）?；诖?，工作不安全感研究領(lǐng)域?qū)W者較為關(guān)注個體所獲得的社會支持資源（Lim， 1997）在緩沖工作不安全感負面影響效應(yīng)中所發(fā)揮的積極作用。其中，主管被員工視為組織代理人并往往在工作指導(dǎo)、業(yè)績評定、薪酬決策以及晉升推薦等方面具有相當(dāng)?shù)臋?quán)力，因而主管支持成為了員工在工作場域所獲得的重要社會支持。主管支持感反映員工對主管重視他們的貢獻、關(guān)心他們福祉的整體信念（Kottke amp; Sharafinski， 1988）。以往研究證實主管支持感能夠緩沖工作不安全感在工作績效、工作滿意感、緊張、身心健康問題等方面造成的不良后果（Guo et al.， 2019; Lim， 1997）。本文預(yù)期員工所獲得的主管支持這一外部條件性資源也能夠緩沖工作不安全感造成的工作認知失敗增加。此外，獲得悖論原則指出，為那些資源已經(jīng)較少的個體注入新的資源對他們更好地抵御資源損失更加重要（Hobfollet al.， 2018）。據(jù)此，本研究預(yù)期當(dāng)員工的工作認知失敗進一步引發(fā)消極工作反芻時，能夠獲得更多主管支持這種重要的條件資源及時注入的個體將有可能抵御認知資源的進一步損失，即他們下班以后回到生活場域中陷入消極工作反芻的可能性降低。基于上述分析，提出研究假設(shè)5 和6：

H5：主管支持感緩沖調(diào)節(jié)工作不安全感與工作認知失敗之間的關(guān)系。

H6：主管支持感緩沖調(diào)節(jié)工作認知失敗與消極工作反芻之間的關(guān)系。

鑒于上文所論證的鏈式中介效應(yīng)，本文預(yù)期主管支持感還可能進一步緩沖調(diào)節(jié)工作不安全感經(jīng)由工作認知失敗和消極工作反芻而對工作- 生活平衡造成的負面影響（H7）。

2 研究方法

2.1 被試

采用間隔時間為一個月的兩階段縱向調(diào)查設(shè)計，通過對不同變量在測量時間上做出間隔從過程上對共同方法偏差效應(yīng)進行控制。第一次測量工作不安全感、工作認知失敗和主管支持感以及其它人口統(tǒng)計學(xué)變量，第二次測量消極工作反芻和工作-生活平衡。除主管支持感量表之外，其它4 份量表均經(jīng)過嚴謹?shù)姆g- 回譯程序處理。采用便利取樣與滾雪球取樣相結(jié)合的方法選取被試，被試為來自武漢、福州、上海、北京等地多家企業(yè)的員工，涉及行業(yè)范圍較廣。被試通過掃描問卷二維碼進行線上填答，通過設(shè)置回答時限排除未認真作答者。第一輪與第二輪分別獲取629 和346 份有效問卷（回收率為55.01%）。兩個時間點匹配的樣本人口統(tǒng)計學(xué)特征如下：男性168 人，占48.60%，女性178 人，占51.40%；年齡在25 歲以下16 人，占4.60%，年齡在26 至30 歲118 人，占34.10%，年齡在31 至35 歲116 人，占33.50%， 年齡在36 至40 歲50 人，占14.50%，年齡在41 歲以上46 人，占13.30%；未婚者38 人，占11.00%，已婚者308人，占89.00%；高中及以下學(xué)歷者25 人，占7.20%，?？婆c本科學(xué)歷者275 人，占79.50%，碩士及以上學(xué)歷者46 人，占13.30%；來自國有企業(yè)78 人，占22.50%，民營企業(yè)153 人，占44.20%，外資/ 合資企業(yè)115 人，占33.20%；工作年資5 年及以下者166 人，占 48.00%，工 作 年 資 5 年 以 上 者180 人，占 52.00%；擔(dān)任管理職位者202 人，占58.40%，未擔(dān)任管理職位者144 人，占41.60%；簽訂長期勞動合同者136 人，占39.30%，簽訂固定勞動合同者195 人，占56.40%，簽訂臨時勞動合同者等15 人，占4.30%。

2.2 測量工具

工作不安全感。采用3 個項目、5 點計分的工作不安全感量表進行測量（Hellgren et al.， 1999;Probst et al.， 2019）。量表樣題包括“我擔(dān)心能否保住目前的工作”等。該量表的Cronbach' s α 系數(shù)達到.86。

主管支持感。采用6 個項目、5 點計分的國內(nèi)修訂版主管支持感量表（周明建， 2005）。量表樣題包括“我的上司重視我為其做出的貢獻”等。該量表的Cronbach' s α 系數(shù)達到.87。

工作認知失敗。采用Wallace 和Chen（2005）年編制的15 個項目、5 點計分的工作認知失敗量表。該量表從“記憶”、“注意力”和“行為”三個維度進行衡量，要求被試指出他們在工作中發(fā)生小失誤（如“不能夠記得完成某樣特定工作任務(wù)所需要的材料嗎？”）的頻率，評分從1“從不”到5“經(jīng)常”。鑒于研究者指出在跨工作領(lǐng)域研究時采用整體測量比較合適（Wallace amp; Chen， 2005）并參考以往研究類似做法（Probst et al.， 2019），本研究中將工作認知失敗作為整體構(gòu)念進行測量與分析。整體量表的Cronbach' s α 系數(shù)達到.95。

消極工作反芻。采用Frone（2015）所編制的消極工作反芻量表。該量表包括4 個項目，采用4 點計分，評分從1“從不”到4“經(jīng)常”。樣題包括“即使下班以后，我也會不斷去想工作中發(fā)生的負面事情”。該量表的Cronbach' s α 系數(shù)達到.84。

工作- 生活平衡。采用Brough 等人（2014）所編制的4 個項目、5 點計分的工作- 生活平衡量表。樣題包括：“總的來說，我相信我的工作與非工作活動是平衡的”等。該量表的Cronbach' s α 系數(shù)達到.74。

2.3 統(tǒng)計分析

運用Mplus 8.0 軟件統(tǒng)計分析。鑒于綜述研究未指出主要人口學(xué)、組織學(xué)變量與工作- 生活平衡有關(guān)聯(lián)（Sirgy amp; Lee， 2018），同時相關(guān)分析印證本研究中所涉及的人口學(xué)與組織學(xué)變量均未與工作-生活平衡顯著相關(guān)，后續(xù)分析中未納入控制變量。在模型假設(shè)檢驗階段，將項目數(shù)量相對較多的工作認知失敗和主管支持感量表分別采用按照維度和按照項目負荷高配低策略進行打包（吳艷，溫忠麟，2011）。

3 結(jié)果分析

3.1 驗證性因素分析與共同方法偏差檢驗

驗證性因素分析結(jié)果（見表1）顯示五因素模型的擬合指數(shù)（χ 2/df = 1.92， CFI = .93， TLI = .93，RMSEA = .05）顯著優(yōu)于其它競爭模型，說明研究變量之間具有較好的區(qū)分度。采用控制未測方法潛因子法來判定本研究的共同方法偏差問題。由表1可見，增加未測方法潛因子以后CFI 和TLI 增加.03與.02，均未超過.10，RMSEA 降低.01，未超過.05（溫忠麟等， 2018）。這說明本研究中并不存在明顯的共同方法偏差問題。

3.2 描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析

各變量的均值、標準差與相關(guān)系數(shù)見表2 所示。由該表結(jié)果可見，工作不安全感與工作認知失敗（r = .60， p lt; .001）和消極工作反芻（r = .35， p lt;.001）顯著正相關(guān)，與工作- 生活平衡顯著負相關(guān)（r = -.35， p lt;.001）；工作認知失敗與消極工作反芻顯著正相關(guān)（r = .45， p lt; .001），與工作- 生活平衡顯著負相關(guān)（r = -.34， p lt; .001）；消極工作反芻與工作- 生活平衡也呈現(xiàn)顯著負相關(guān)（r = -.30， plt; .001）。此外，主管支持感與工作認知失敗（r = -.47，p lt; .001）和消極工作反芻均（r = -.35， p lt; .001）呈現(xiàn)顯著負相關(guān)，與工作- 生活平衡顯著正相關(guān)（r =.36， p lt; .001）。以上研究結(jié)果為研究假設(shè)的驗證提供初步支撐。

3.3 假設(shè)檢驗

3.3.1 主效應(yīng)檢驗

工作不安全感對工作- 生活平衡的主效應(yīng)模型擬合指數(shù)良好（χ 2/df = 1.79，CFI = .99，TLI = .98，RMSEA = .05，SRMR = .06）。工作不安全感→工作-生活平衡的標準化路徑系數(shù)為-.38（p lt; .001），這說明工作不安全感對工作- 生活平衡具有顯著負向影響，H1 得到支持。

3.3.2 中介效應(yīng)檢驗

分別檢驗工作認知失敗和消極思維反芻在工作不安全感與工作- 生活平衡間的單獨中介作用，由表3 可見，這兩個模型的擬合指數(shù)良好。在單獨中介模型Ⅰ中，工作不安全感→工作認知失敗、工作認知失敗→工作- 生活平衡、工作不安全感→工作- 生活平衡的標準化路徑系數(shù)分別為.66（p lt;.001）、-.20 （p lt; .05）、-.25（p lt; .01），這說明工作認知失敗在工作不安全感與工作- 生活平衡間起到中介作用，且中介效應(yīng)占總效應(yīng)的34.55%，H2得到支持。在單獨中介模型Ⅱ中，工作不安全感→消極工作反芻、消極工作反芻→工作- 生活平衡、工作不安全感→工作- 生活平衡的標準化路徑系數(shù)分別為.39（p lt; .001）、-.25（p lt; .01）、-.28（p lt;.001），這說明消極工作反芻在工作不安全感與工作-生活平衡間起到中介作用，且中介效應(yīng)占總效應(yīng)的25.83%，H3 得到支持。

進一步檢驗工作認知失敗和消極思維工作反芻在工作不安全感與工作- 生活平衡間的鏈式中介效應(yīng)。由表3 可見鏈式中介模型的擬合指數(shù)良好。工作不安全感→工作認知失敗、工作認知失敗→消極工作反芻、消極工作反芻→工作- 生活平衡的標準化路徑系數(shù)分別為.67（p lt; .001）、.45（p lt; .001）、-.22（plt; .05），工作不安全感→工作- 生活平衡的標準化路徑系數(shù)為-.23（p lt; .05），這說明工作不安全感不僅對工作- 生活平衡有直接負面影響，還通過工作認知失敗和消極工作反芻的鏈式傳遞而間接對工作- 生活平衡帶來負面沖擊，H4 得到支持。

采用Bootstrap 分析方法（重復(fù)抽樣2000 次）對鏈式中介效應(yīng)值與其置信區(qū)間進行估計，以修正因樣本分布非正態(tài)與方差異質(zhì)性帶來的系統(tǒng)誤差。鏈式中介效應(yīng)值為-.06，Bia-Corrected 95% 的置信區(qū)間為[ -.15，-.01 ]，不包含0。這再次說明在工作不安全感到工作- 生活平衡之間，工作認知失敗和消極工作反芻的鏈式中介作用顯著，鏈式中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例達到16.71%。

3.3.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

采用潛變量調(diào)節(jié)效應(yīng)模型估計的無約束估計法檢驗主管支持感在以上鏈式中介模型中第一階段和第二階段的調(diào)節(jié)效應(yīng)（吳艷等， 2011）。將中心化后的工作不安全感、工作認知失敗以及主管支持感各項目按照乘積指標“大配大、小配小”的原則分別構(gòu)造出工作不安全感與主管支持感的調(diào)節(jié)項觀察指標以及工作認知失敗與主管支持感的調(diào)節(jié)項觀察指標。再將調(diào)節(jié)變量主管支持感與兩個調(diào)節(jié)項（工作不安全感× 主管支持感、工作認知失敗× 主管支持感）放入鏈式中介模型中，結(jié)果顯示模型擬合良好（ χ 2/df = 2.50， CFI = .93， TLI = .91， RMSEA =.07， SRMR = .06 ）。結(jié)果表明，工作不安全感與主管支持感的交互作用項對工作認知失敗的影響作用未達到顯著性（ B = -.06， p gt; .05 ），但工作認知失敗與主管支持感的交互作用項對消極工作反芻的影響作用達到顯著性（ B = .22， p lt; .001 ）。這說明主管支持感主要調(diào)節(jié)該鏈式中介的中間段。整個有調(diào)節(jié)的鏈式中介模型及其效應(yīng)估計值見圖2 所示。

將主管支持感的均值加減一個標準差區(qū)分為主管支持感高分組與低分組，繪制主管支持感調(diào)節(jié)工作認知失敗與消極工作反芻關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖。研究結(jié)果表明，不論員工的主管支持感處于低水平（B = .20， p lt; .01）還是高水平（B = .48， p lt;.001），其工作認知失敗都帶來顯著的消極工作反芻程度的增加。但由圖3 可見，相比于主管支持感水平較低時，當(dāng)主管支持感水平較高時，員工的工作認知失敗會引發(fā)更高水平消極工作反芻。這說明，與預(yù)期方向正好相反，即主管支持感不僅未緩沖工作認知失敗對消極工作反芻的正向影響，反而加強兩者之間關(guān)系。

采用系數(shù)乘積法（Hayes， 2013）來檢驗被調(diào)節(jié)的鏈式中介效應(yīng)，并通過Edwards 和Lambert（2007）提出的差異分析法進一步驗證在調(diào)節(jié)變量不同水平上中介效應(yīng)差異的顯著性。鑒于上述分析結(jié)果表明主管支持感并未調(diào)節(jié)工作不安全感→工作認知失敗間關(guān)系，而是調(diào)節(jié)工作認知失敗→消極工作反芻間關(guān)系，以下分析為僅納入主管支持感調(diào)節(jié)第二階段關(guān)系的結(jié)果。結(jié)果表明，在工作不安全感→工作認知失敗→消極工作反芻→工作- 生活平衡的鏈式中介中，中介變量與調(diào)節(jié)項（工作認知失敗× 主管支持感）的路徑系數(shù)乘積為-.04（ p lt; .05 ），說明主管支持感對該鏈式中介的調(diào)節(jié)作用顯著。由表4結(jié)果可見，當(dāng)主管支持感水平較低時（均值減一個標準差），工作不安全感通過工作認知失敗與消極工作反芻影響工作- 生活平衡的鏈式中介效應(yīng)值為-.03，95% 的Bootstrap 置信區(qū)間為[ -.07， -.01 ] 不包含0，說明鏈式中介效應(yīng)顯著；當(dāng)主管支持感水平較高時（均值加一個標準差），鏈式中介效應(yīng)值為-.07，95% 的Bootstrap 置信區(qū)間為[ -.13， -.03 ] 不包含0，說明鏈式中介效應(yīng)顯著；主管支持感較低與較高水平時的鏈式中介效應(yīng)值的差異值達到-.04，95% 的Bootstrap 置信區(qū)間為[ -.09， -.02 ] 不包含0，說明差異達到顯著性。由此可見，當(dāng)員工的主管支持感水平增加時，工作認知失敗與消極工作反芻在工作不安全感與工作- 生活平衡之間的鏈式中介效應(yīng)顯著增強。

4 討論

4.1 理論意義

首先，本研究成果豐富了工作不安全感對非工作領(lǐng)域影響后果的研究。以往研究較多關(guān)注工作不安全感對組織態(tài)度與行為或者個體身心健康與幸福感的影響。然而，工作不安全感的負面影響會突破工作場域滲透進入個體生活場域。雖然以往有少量研究考察并證實工作不安全感對工作- 家庭沖突、家庭滿意度、家庭凝聚力和家庭靈活性等的不良影響（Hu et al.， 2021; Sora et al.， 2021），對其在個體更為廣泛的生活領(lǐng)域（例如休閑、鍛煉、社區(qū)服務(wù)、個人發(fā)展等）造成的影響考察卻較為缺乏。本研究結(jié)果說明，工作不安全感的確會滲透進入個人的整個生活領(lǐng)域，帶來工作- 生活平衡的破壞。

第二，本研究結(jié)果首次從個體認知角度考察了工作不安全感對工作- 生活平衡影響的鏈式中介機制：當(dāng)員工體驗到工作不安全感并深陷工作認知失敗與消極工作反芻之后，可能更加難以充分調(diào)用自己的認知資源投入生活中的其他角色，最終工作和生活的平衡狀態(tài)也受到侵蝕。這一研究結(jié)果不僅初步考察了工作不安全感壓力性體驗的認知影響后果，也再次驗證了有關(guān)消極工作經(jīng)歷引發(fā)消極工作反芻的研究結(jié)論（Berset et al.， 2011; Frone， 2015）。該研究結(jié)論也符合基于資源保存理論中的資源損失螺旋效應(yīng)作出的推論（Hobfoll， 1989; Hobfoll et al.，2018）。

第三，本研究結(jié)果豐富了對工作不安全感與工作- 生活平衡間影響過程的邊界條件的理解。一方面，結(jié)果表明主管支持感并未調(diào)節(jié)工作不安全感與工作認知失敗之間的關(guān)系，這一定程度上說明作為一種當(dāng)前職場情境中突出的工作壓力源，工作不安全感對員工工作認知失敗造成的破壞性影響并不是靠主管支持因素就能夠得到緩解的。另一方面，主管支持感強化了工作認知失敗與消極工作反芻之間的關(guān)系。這一研究結(jié)果和研究預(yù)期相反，但與近期一些組織支持調(diào)節(jié)工作不安全感影響后果中出現(xiàn)的反直覺研究結(jié)果頗有共同之處（Bohle et al.， 2018;Zhang et al.， 2018），這些研究結(jié)果可從社會交換理論視角得到合理解釋。同理，相比于低主管支持感的員工，獲得更多主管關(guān)心和重視的高主管支持感員工基于社會交換理論的互惠原則也希望自己能夠做出更佳的工作表現(xiàn)來回報主管，這可能反而使得他們對自己的業(yè)績表現(xiàn)更加敏感。因此，當(dāng)他們由于擔(dān)心自己工作存續(xù)性而陷入頻繁工作認知失敗時，因更不能接受自己不佳的工作任務(wù)表現(xiàn)，在離開工作場域后仍難以克制并會反復(fù)回想，從而無心也無力扮演好各種生活角色，最終激化工作與生活的失衡。

4.2 實踐意義

鑒于工作不安全感會通過工作認知失敗和消極工作反芻的鏈式中介破壞個體工作- 生活平衡，企業(yè)可以通過引入各種有針對性的員工心理干預(yù)項目（例如正念訓(xùn)練）來幫助員工積極客觀看待工作認知失敗并降低消極工作反芻的頻率，增強個體工作效能的同時也提升生活質(zhì)量。鑒于主管支持感強化了工作認知失敗對消極工作反芻的影響，企業(yè)還可以通過系統(tǒng)化的管理能力培訓(xùn)（例如教練技術(shù)培訓(xùn)），來提升主管對下屬工作的輔導(dǎo)技巧與激勵能力。

4.3 不足與展望

本研究雖采用間隔1 個月的兩階段縱向研究設(shè)計，但未控制第一階段收集變量的基線水平，相關(guān)研究結(jié)果仍需后續(xù)研究驗證；其次，變量間因果關(guān)系不排除有其它可能（如工作不安全感和工作認知失敗也可能存在反向因果關(guān)系），未來研究最好采用三階段以上的重復(fù)測量和實驗研究設(shè)計來更好地明確本研究模型中變量關(guān)系的因果性；最后，本研究僅從資源保存理論視角，初步提出并考察工作不安全感對工作- 生活平衡的影響機制，未來研究還亟待從其他理論視角考察并豐富工作不安全感在非工作領(lǐng)域影響機制的研究成果。

參考文獻

戴國斌， 林荷， 謝菊蘭. （2020）. 挑戰(zhàn)性- 阻礙性工作壓力對失眠的影響：

積極- 消極工作反芻的中介作用. 中國臨床心理學(xué)雜志， 28 （5）， 981-

985.

費小蘭， 唐漢瑛， 馬紅宇. （2017）. 工作-生活平衡理念下的家庭支持： 概念、

維度及作用. 心理科學(xué)， 40 （3）， 708-713.

溫忠麟， 黃彬彬， 湯丹丹. （2018）. 問卷數(shù)據(jù)建模前傳. 心理科學(xué)， 41 （1），

204-210.

吳艷， 溫忠麟. （2011）. 結(jié)構(gòu)方程建模中的題目打包策略. 心理科學(xué)進展，

19 （12）， 1859-1867.

吳艷， 溫忠麟， 侯杰泰， Marsh， H. W. （2011）. 無均值結(jié)構(gòu)的潛變量交互效應(yīng)

模型的標準化估計. 心理學(xué)報， 43 （10）， 1219-1228.

張晶， 李偉賀， 史燕偉， 張南， 馬紅宇. （2020）. 工作反芻及其“雙刃劍”效

應(yīng). 心理科學(xué)進展， 28 （2）， 358-367.

周明建. （2005）. 組織、主管支持， 員工情感承諾與工作產(chǎn)出——基于員工

“利益交換觀”與“利益共同體觀”的比較研究 （ 博士學(xué)位論文）.

浙江大學(xué)，杭州.

Berset， M.， Elfering， A.， Lüthy， S.， Lüthi， S.， amp; Semmer， N. K. （2011）. Work

stressors and impaired sleep： Rumination as a mediator. Stress and Health，

27 （2）， e71-e82.

Blomqvist， S.， Virtanen， M.， LaMontagne， A. D.， amp; Magnusson Hanson， L. L. （2022）.

Perceived job insecurity and risk of suicide and suicide attempts： A study of

men and women in the Swedish working population. Scandinavian Journal of

Work， Environment and Health， 48（4）， 293-301.

Bohle， S. A. L.， Chambel， M. J.， Medina， F. M.， amp; da Cunha， B. S. （2018）. The role

of perceived organizational support in job insecurity and performance. Revista

de Administra??o de Empresas， 58（4）， 393-404.

Brough， P.， Timms， C.， O’Driscoll， M. P.， Kalliath， T.， Siu， O. L.， Sit， C.， amp; Lo， D.

（2014）. Work-life balance： A longitudinal evaluation of a new measure across

Australia and New Zealand workers. The International Journal of Human

Resource Management， 25 （19）， 2724-2744.

De Witte， H.， Pienaar， J.， amp; De Cuyper， N. （2016）. Review of 30 years of

longitudinal studies on the association between job insecurity and health and

well-Being： Is there causal evidence？ Australian Psychologist， 51 （1）， 18-31.

Edwards， J. R.， amp; Lambert， L. S. （2007）. Methods for integrating moderation and

mediation： A general analytical framework using moderated path analysis.

Psychological Methods， 12 （1）， 1-22.

Elfering， A.， Grebner， S.， amp; de Tribolet-Hardy， F. （2013）. The long arm of time

pressure at work： Cognitive failure and commuting near-accidents. European

Journal of Work and Organizational Psychology， 22（6）， 737-749.

Frone， M. R. （2015）. Relations of negative and positive work experiences to

employee alcohol use： Testing the intervening role of negative and positive

work rumination. Journal of Occupational Health Psychology， 20（2）， 148-160.

Guo， M.， Liu， S. Z.， Chu， F. L.， Ye， L.， amp; Zhang， Q. C. （2019）. Supervisory and

coworker support for safety： Buffers between job insecurity and safety

performance of high-speed railway drivers in China. Safety Science， 117，

290-298.

Haar， J. M.， Russo， M.， Su?e， A.， amp; Ollier-Malaterre， A. （2014）. Outcomes of

work-life balance on job satisfaction， life satisfaction and mental health： A

study across seven cultures. Journal of Vocational Behavior， 85（3）， 361-373.

Hayes， A. F. （2013）. Introduction to mediation， moderation， and conditional process

analysis： A regression-based approach. The Guilford Press.

Hellgren， J.， Sverke， M.， amp; Isaksson， K. （1999）. A two-dimensional approach to job

insecurity： Consequences for employee attitudes and well-being. European

Journal of Work and Organizational Psychology， 8（2）， 179-195.

Hobfoll， S. E. （1989）. Conservation of resources： A new attempt at conceptualizing

stress. American Psychologist， 44 （3）， 513-524.

Hobfoll， S. E.， Halbesleben， J.， Neveu， J. P.， amp; Westman， M. （2018）. Conservation

of resources in the organizational context： The reality of resources and

their consequences. Annual Review of Organizational Psychology and

Organizational Behavior， 5， 103-128.

Hu， S. M.， Jiang， L. X.， Probst， T. M.， amp; Liu， M. Q. （2021）. The relationship between

qualitative job insecurity and subjective well-being in Chinese employees：

The role of work-family conflict and work centrality. Economic and Industrial

Democracy， 42 （2）， 203-225.

Kottke， J. L.， amp; Sharafinski， C. E. （1988）. Measuring perceived supervisory and

organizational support. Educational and Psychological Measurement， 48 （4），

1075-1079.

Lapierre， L. M.， Hammer， L. B.， Truxillo， D. M.， amp; Murphy， L. A. （2012）. Family

interference with work and workplace cognitive failure： The mitigating role of

recovery experiences. Journal of Vocational Behavior， 81（2）， 227-235.

Lee， S. H.， Hur， W. M.， amp; Shin， Y. （2023）. Struggling to stay engaged during

adversity： A daily investigation of frontline service employees' job insecurity

and the moderating role of ethical leader behavior. Journal of Business Ethics，

184 （1）， 281-295.

Li， H. B.， Waqas， M.， Tariq， H.， amp; Yahya， F. （2020）. Bringing home the bacon：

Testing a moderated mediation model of job insecurity， work-family conflict，

and parent-child attachment. Social Science Information， 59 （4）， 704-729.

Lim， V. K. G. （1997）. Moderating effects of work-based support on the relationship

between job insecurity and its consequences. Work and Stress， 11 （3）， 251-

266.

Nauman， S.， Zheng， C.， amp; Naseer， S. （2020）. Job insecurity and work-family

conflict： A moderated mediation model of perceived organizational justice，

emotional exhaustion and work withdrawal. International Journal of Conflict

Management， 31 （5）， 729-751.

Probst， T.， Chizh， A.， Hu， S. M.， Jiang， L. X.， amp; Austin， C. （2019）. Explaining

the relationship between job insecurity and creativity. Career Development

International， 25 （3）， 247-270.

Richter， A.， N?swall， K.， amp; Sverke， M. （2010）. Job insecurity and its relation to

work-family conflict： Mediation with a longitudinal data set. Economic and

Industrial Democracy， 31 （2）， 265-280.

Shoss， M. K. （2017）. Job insecurity： An integrative review and agenda for future

research. Journal of Management， 43 （6）， 1911-1939.

Sirgy， M. J.， amp; Lee， D. J. （2018）. Work-life balance： An integrative review. Applied

Research in Quality of Life， 13（1）， 229-254.

Sora， B.， Caballer， A.， amp; Peiró， J. M. （2021）. Spillover outcomes of job insecurity：

Differences among men and women （Consecuencias indirectas de la

inseguridad laboral： Diferencias entre hombres y mujeres）. International

Journal of Social Psychology， 36（1）， 149-178.

Susanto， P.， Hoque， M. E.， Jannat， T.， Emely， B.， Zona， M. A.， amp; Islam， M. A. （2022）.

Work-life balance， job satisfaction， and job performance of SMEs employees：

The moderating role of family-supportive supervisor behaviors. Frontiers in

Psychology， 13， Article 906876.

Wallace， J. C.， amp; Chen， G. （2005）. Development and validation of a work-specific

measure of cognitive failure： Implications for occupational safety. Journal of

Occupational and Organizational Psychology， 78（4）， 615-632.

Yu， X. X.， Langa， K. M.， Cho， T. C.， amp; Kobayashi， L. C.. （2022）. Association of

perceived job insecurity with subsequent memory function and decline among

adults 55 years or older in England and the US， 2006 to 2016. JAMA Network

Open， 5 （4）， Article e227060.

Zhang， L.， Chen， L.， amp; Teng， E. Y. （2018）. When does job insecurity lead to

feedback-seeking behavior？ The counterintuitive moderating role of perceived

organizational support. Current Psychology， 37 （4）， 850-861.