關(guān)鍵詞 主觀社會經(jīng)濟(jì)地位 工作體面度 工作自決力 自我控制 工作心理理論

1 前言

生涯發(fā)展領(lǐng)域的核心理論和相關(guān)研究從個體發(fā)展、人- 職匹配、社會認(rèn)知和建構(gòu)主義等視角探討人們?nèi)绾巫龀錾倪x擇、實(shí)現(xiàn)好的生涯發(fā)展并獲得幸福感（Duffy et al.， 2016）。這些理論都將個體的內(nèi)部變量，如自我效能感、興趣、生涯適應(yīng)力等放在首要位置，而將環(huán)境背景變量，如個體原生家庭的社會經(jīng)濟(jì)地位、歧視和邊緣化等，放在了次要的、背景性的位置（Duffy et al.， 2016）。但實(shí)際上，環(huán)境因素，尤其是環(huán)境限制（contextual constraints），在某些情況下會對個體生涯發(fā)展起到先決性作用。例如，經(jīng)濟(jì)蕭條可能導(dǎo)致失業(yè)和生涯轉(zhuǎn)換，社會經(jīng)濟(jì)資源不足會限制個體求學(xué)、求職和職業(yè)晉升的機(jī)會；歧視會影響人們的求職過程和結(jié)果（董一心，2017; 李濤， 2019），這些環(huán)境因素帶來的變化不是個體能通過提升效能感或培養(yǎng)興趣能力來掌控的。以往的理論和研究忽視了環(huán)境限制帶來的資源和機(jī)會上的差異，體現(xiàn)了一種帶有偏差性的潛在前提假設(shè)，即人們有職業(yè)選擇的自主性和自由度，如人-職匹配論強(qiáng)調(diào)好的職業(yè)選擇應(yīng)與興趣能力相匹配，但是該理論沒有考慮個體是否有機(jī)會從事這些職業(yè)。因此，要探索人們?nèi)绾螌?shí)現(xiàn)好的生涯發(fā)展并在這個過程中提升幸福感，應(yīng)關(guān)注環(huán)境限制的影響。

工作心理理論（psychology of working theory， PWT;Duffy et al.， 2016）因關(guān)注不同人群的環(huán)境限制和選擇自由度及其對生涯發(fā)展的作用、與社會科學(xué)界倡導(dǎo)社會公正的主流觀念相呼應(yīng)，而成為近年來生涯發(fā)展領(lǐng)域最有影響力的新興理論之一。該理論認(rèn)為，環(huán)境限制是生涯發(fā)展的關(guān)鍵前因，它通過兩種心理資源工作自決力（work volition， 指“對自己做選擇的自由和能力的覺知”；Duffy et al.， 2012）和生涯適應(yīng)力（career adaptability， 指個體對于未來的生涯任務(wù)、生涯角色以及面對生涯改變或不可預(yù)測的生涯問題的因應(yīng)準(zhǔn)備程度; Porfeli amp; Savickas， 2012）預(yù)測工作體面度（decent work）。工作體面度的概念來源于國際勞工組織對體面工作的核心條件的描述，包括在身體和人際上都安全的工作環(huán)境、適當(dāng)?shù)膱?bào)酬、醫(yī)療保障、有空閑和休息時間以及工作價值觀與家庭、社會價值觀的匹配（Duffy et al.， 2016）。在PWT 中，工作體面度作為生涯發(fā)展質(zhì)量的核心指標(biāo)，決定了個體能否從工作中獲得實(shí)現(xiàn)感（workfulfillment） 和幸福感（well-being）。另外，PWT還提出主動性人格、批判性意識、社會支持和經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀能幫助人們緩沖環(huán)境限制的消極影響。

PWT 提出之后，引發(fā)了許多西方學(xué)者的關(guān)注。環(huán)境限制- 工作自決力- 工作體面度這一中介效應(yīng)假設(shè)在美國性少數(shù)群體（Douglass et al.， 2017），美國女性員工（England et al.， 2020），土耳其低收入員工（Kozan et al.， 2019）中均得到驗(yàn)證。工作體面度的積極效應(yīng)也在許多研究中得到支持，涉及的結(jié)果變量包括學(xué)業(yè)滿意度（Allen et al.， 2020）、專業(yè)滿意度（Bouchard amp; Nauta， 2018）、工作滿意度（Duffyet al.， 2015）和生活滿意度（Buyukgoze-Kavas et al.，2015）等。但目前少有研究檢驗(yàn)生涯適應(yīng)力在環(huán)境限制與工作體面度之間的中介作用。另外，很少有研究檢驗(yàn)該理論的調(diào)節(jié)作用假設(shè)。

黨的十九屆五中全會公報(bào)中提到，目前“我國發(fā)展不平衡不充分問題仍然突出”，“城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和收入分配差距較大”，這意味著中國社會中的不同群體面臨著不同的環(huán)境限制，應(yīng)充分考察其效應(yīng)和緩沖因素，以探索提升人民幸福感的多樣途徑。然而，相關(guān)研究尚未得到足夠重視，而PWT 提供了這類研究可依托的理論框架。Wang 等人（2019）以中國員工為樣本，基于PWT驗(yàn)證了主觀社會地位-工作自決力- 工作體面度- 工作滿意度和離職傾向的多重中介模型，并探討了社會支持和主動性人格的調(diào)節(jié)作用。但該研究只考慮了環(huán)境限制的主觀指標(biāo)，無法知道主觀和客觀指標(biāo)何者效應(yīng)更強(qiáng)；只考察了工作自決力而沒有生涯適應(yīng)力的中介作用，模型無法呈現(xiàn)控制兩個變量相關(guān)之后各自獨(dú)立的效應(yīng)，這可能導(dǎo)致工作自決力的作用被夸大。另外，該研究兩個調(diào)節(jié)變量的效應(yīng)都與理論假設(shè)相反：不具有緩沖作用，而是“優(yōu)者更優(yōu)”的增強(qiáng)作用。

PWT 除了強(qiáng)調(diào)環(huán)境限制的作用，從實(shí)踐角度說更重要的是其探索環(huán)境限制的緩沖因素這一思路。心理干預(yù)更適合在個體層面的變量上進(jìn)行。PWT 提及的個體層面變量有主動性人格和批判性意識。二者都反映了改變環(huán)境、挑戰(zhàn)不公平現(xiàn)狀的傾向（Duffyet al.， 2016）。但到目前為止沒有證據(jù)支持他們的緩沖作用，甚至得出了與假設(shè)相反的結(jié)果（Wang etal.， 2019）。這兩個因素對生涯發(fā)展的作用更多體現(xiàn)在目標(biāo)任務(wù)的選擇上，比如，更看重并選擇“推動積極變革、改變不平等現(xiàn)狀”的目標(biāo)。但目標(biāo)的選擇和執(zhí)行是兩個不同的過程（Gollwitzer， 2012），具有主動性和變革傾向的個體，不一定能順利地完成目標(biāo)，尤其是對于資源不足的人而言，改變環(huán)境、挑戰(zhàn)不公可能會比社會資源高的人更困難。相比較而言，在環(huán)境限制帶來的不可控和不確定性中，人們想獲得選擇的自由感和體面工作，目標(biāo)執(zhí)行方面的能力，如自我控制（抑制或者管理短期沖動、堅(jiān)持追求長期目標(biāo)的能力；de Ridder et al.， 2012）可能是更重要的。因?yàn)?，自我控制能力較強(qiáng)的個體在目標(biāo)追求過程中會有更多投入和努力，碰到阻礙時會更堅(jiān)持（de Ridder et al.， 2012），從而在面對環(huán)境限制時能更好地應(yīng)對阻礙并達(dá)成個人目標(biāo)；自控能力強(qiáng)的人有更高的學(xué)業(yè)工作成就（Converse et al.，2014），從而能獲得更多機(jī)會與資源，因此能在資源缺乏的環(huán)境中也能保有較高的心理資源和工作體面度。而對于社會經(jīng)濟(jì)地位較高的人群而言，在心理資源和工作體面度上本身就具有優(yōu)勢，自我控制的助益可能相對不會那么明顯。因此本研究將自我控制作為調(diào)節(jié)變量引入PWT 模型，并假設(shè)自我控制能力能緩沖環(huán)境限制的負(fù)面效應(yīng)。

本研究考察的結(jié)果變量除了Wang 等人（2019）采用的工作滿意度外，還增加了工作意義感。如今越來越多人苦于人生沒有意義，以無意義感為核心特征的“空心病”在我國最優(yōu)秀的青年群體中頻發(fā)（徐凱文， 2016）。西方研究發(fā)現(xiàn)高社會地位的人有更高的工作意義感（Autin amp; Allan， 2020），而國內(nèi)鮮有研究探討社會地位和工作意義感的關(guān)系。因此，本研究將考察社會地位與工作意義感的關(guān)系，并探討二者關(guān)系能否用工作自決力、生涯適應(yīng)力和工作體面度低來解釋。

綜上所述，本研究將基于PWT 及其現(xiàn)有的研究，采用涵蓋多個行業(yè)、不同階層的工作者樣本，對PWT 的核心假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，并在以下方面對PWT進(jìn)行進(jìn)一步驗(yàn)證和拓展：（1）本研究既沿用Wang等人（2019）的設(shè)計(jì)重復(fù)驗(yàn)證主觀社會地位的效應(yīng)，又加入家庭年收入作為客觀指標(biāo)，由此可同時體現(xiàn)和對比環(huán)境限制的主觀和客觀指標(biāo)的預(yù)測作用；（2）將PWT 的兩個心理資源中介因素同時納入模型，避免單路徑中介導(dǎo)致效應(yīng)夸大的問題，（3）新增工作意義感為結(jié)果變量，探討PWT 視角下社會地位與工作意義感的關(guān)系機(jī)制；（4）在已有PWT 研究無法找到環(huán)境限制的緩沖因素的背景下，探索新的調(diào)節(jié)因素（自我控制）的緩沖作用。假設(shè)模型如圖1 所示。

2 方法

2.1 被試

本研究通過在微信朋友圈發(fā)放廣告招募被試完成網(wǎng)絡(luò)問卷（www.wjx.cn）。共招募到830 人，刪除規(guī)律作答和非員工填答的問卷，最終保留606 份有效問卷，并給被試每人5 元微信紅包以示感謝。其中男性236 人（38.94%），女性370 人（61.06%）。平均年齡34.65 歲（19～61 歲，SD = 9.90 歲）。主觀社會地位在1 到10 之間，分布對稱（偏度=.34，M = 4.43，SD = 1.82）。個人平均年收入9.56萬元（SD = 22.14 萬元）。高中及以下學(xué)歷者65 人（10.73%），大專117 人（19.31%），二本140 人（23.10%），一本151 人（24.92%），碩士119 人（19.64%），博士14 人（2.31%）。

2.2 測量工具

2.2.1 主觀社會地位

采用Adler 等人（2000）的主觀社會地位量表測量主觀社會地位。呈現(xiàn)10 級臺階的階梯圖形，第一級代表社會地位最低，第10 級代表社會地位最高，讓被試填寫自己處在第幾級。低主觀社會地位代表高環(huán)境限制。

2.2.2 工作自決力

采用中文版工作自決力量表中的一般意志力維度（Duffy et al.， 2012; Wang et al.， 2019）測量工作自決力。共4 題（如“我已能夠選擇我想要的工作”），7 點(diǎn)計(jì)分（1= 非常不同意，7= 非常同意），分?jǐn)?shù)越高表示感知到的選擇自由度越高。在本研究中，其Cronbach' s α 為.74。

2.2.3 生涯適應(yīng)力

采用生涯適應(yīng)力量表中國修訂版（CareerAdaptabilities Scale-China Form; Hou et al.， 2012;Porfeli amp; Savickas， 2012）測量生涯適應(yīng)力。該量表共24 題，包括生涯關(guān)注、生涯控制、生涯好奇和生涯自信四個維度，5 點(diǎn)計(jì)分（1= 不強(qiáng)，5= 很強(qiáng)）。在本研究中，總量表和四個分量表的Cronbach' s α分別為.94、.86、.85、.79 和.83。

2.2.4 工作體面度

采用中文版的工作體面度量表（Duffy et al.，2017; Wang et al.， 2019）測量人們感知到的工作的體面程度。該量表共12 題，包括安全的工作條件、適當(dāng)?shù)膱?bào)酬、自由的時間和休息以及價值匹配四個維度，7 點(diǎn)評分（1= 非常不同意，7= 非常同意）。本研究中，四個分量表和總量表的Cronbach' s α 分別為.56、.82、.84、.89 和.85。

2.2.5 自我控制

采用簡版自我控制量表（Brief Self-Control Scale;Tangney et al.， 2004; Unger et al.， 2016）測量人們的自我控制能力。英文簡版量表共13 題，單一維度。中文版中有兩道題載荷低，修訂者認(rèn)為這是因?yàn)轭}目不符合中國的文化和語言邏輯（“我希望自己能更自律一些”）以及受社會稱許影響（“休閑娛樂有時會妨礙我完成工作任務(wù)”；Unger et al.， 2016），因此中文簡版保留11 題。采用5 點(diǎn)計(jì)分（1= 非常不符合，5= 非常符合），分?jǐn)?shù)越高表示自我控制能力越強(qiáng)。本研究中的Cronbach' s α 為.83。

2.2.6 工作滿意度

采用中文版總體工作滿意度問卷（ 李志鵬，2006; Hochwarter et al.， 2003）測量工作滿意度。該問卷共5 道題，采用５點(diǎn)計(jì)分（1= 非常不符合，5=非常符合）。分?jǐn)?shù)越高表明對工作的總體滿意度越高。本研究中該量表的Cronbach' s α 為.86。

2.2.7 工作意義感

采用中文版工作意義量表（Work MeaningInventory; 郭小鸞， 2019; Steger et al.， 2012）測量工作意義感。該量表共有10 個項(xiàng)目，包括三個維度：工作中的積極意義、通過工作創(chuàng)造意義和更大利益動機(jī)，7 點(diǎn)計(jì)分（1= 完全不同意，7= 完全同意）。分?jǐn)?shù)越高表明意義感越高。本研究中該量表的Cronbach' s α 為.85。

2.3 統(tǒng)計(jì)分析

采用Harman 單因素檢驗(yàn)法檢驗(yàn)共同方法偏差（周浩，龍立榮， 2004），對所有變量進(jìn)行探索性因素分析，抽取出特征根大于1 的因子共14 個，第一個因子的方差解釋率為27.14%，小于常用臨界值40%；單維度的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果模型擬合（χ² （230） = 2850.17， RMSEA =.14，CFI = .61， TLI=.57， SRMR = .10）顯著差于多維度測量模型（Δχ²= 1，633.2， Δdf = 214），可見本研究中的共同方法偏差較小，可在后續(xù)統(tǒng)計(jì)中忽略不計(jì)。

采用潛調(diào)節(jié)結(jié)構(gòu)方程（latent moderated structuralequations， LMS）檢驗(yàn)帶有調(diào)節(jié)的中介模型（方杰，溫忠麟， 2018）。第一步是估計(jì)沒有潛在交互項(xiàng)的結(jié)構(gòu)方程模型（模型0）以獲得擬合信息，第二步加入潛在交互項(xiàng)（模型1）以獲得路徑系數(shù)。然后用對數(shù)似然比檢驗(yàn)考察模型1 的擬合度相比模型0 是否有顯著提升，并考察模型1 的AIC（AkaikeInformation Criterion; AIC 值高代表信息丟失多）是否變小。

3 結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

因要求被試完成所有題目后才能提交問卷，數(shù)據(jù)中不含缺失值。所有變量的偏度范圍為-1.145到0.678，峰度范圍為-1.085 到2.825，滿足偏度值lt;|3|、峰度值lt;|10| 的標(biāo)準(zhǔn)（Weston amp; Gore， 2006）。各變量的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

3.2 PWT假設(shè)模型的檢驗(yàn)

首先檢驗(yàn)包含所有觀測變量和潛變量指標(biāo)的測量模型，得到可接受的模型擬合結(jié)果（χ² （469） =1272.18， RMSEA = .05， CFI = .91， TLI = .90， SRMR =.05），因子載荷均大于0.4，表明各變量具有良好的構(gòu)念效度，對于結(jié)果解釋而言是可靠而有意義的。

第二步是檢驗(yàn)不含自我控制的多重中介模型（圖2）。模型擬合良好（χ² （198） = 728.78 ， RMSEA =.07， CFI = .92， TLI = .90， SRMR = .06）。所有間接效應(yīng)均顯著且都符合假設(shè)。員工的主觀社會地位和家庭收入都能通過工作自決力和生涯適應(yīng)力的中介作用正向預(yù)測工作體面度，進(jìn)而正向預(yù)測工作滿意度和工作意義感；模型對工作體面度、工作滿意度和工作意義感的方差解釋率分別為59.4%，71.0% 和64.2%。

采用兩步法檢驗(yàn)帶有調(diào)節(jié)變量的模型。模型0 的擬合可以接受（χ² （481） = 1340.86， RMSEA =.06， CFI = .90， TLI =.89， SRMR = .06），AIC 值為43606.331，Log Likelihood = -21695.166。接著在模型0基礎(chǔ)上依次加入六個調(diào)節(jié)效應(yīng)的交互項(xiàng)形成六個模型1。結(jié)果只有加入了自我控制在主觀社會地位和工作自決力之間的調(diào)節(jié)作用交互項(xiàng)的模型1 顯著優(yōu)于模型0（AIC 值為43602.816，比模型0 的AIC 值?。粚?shù)似然比檢驗(yàn)顯著：模型1 的Log Likelihood = -21690.968， -2LL = 4.20， Δdf = 1， p lt;.05），說明該模型1有效。

用系數(shù)乘積法檢驗(yàn)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。結(jié)果顯示，自我控制正向調(diào)節(jié)主觀社會地位與工作自決力的關(guān)系（b = .11，95% CI = [.04， .19]），主觀社會地位通過工作自決力預(yù)測工作體面度的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)為.03，95% 置信區(qū)間為 [.01， .05]。中介效應(yīng)為.02+.03*SC，隨自我控制（SC）的取值變化：當(dāng)SC 取值為-1 SD（-.82）時，中介效應(yīng)值為-0.01（95%CI = [-.03， .03]），不顯著；當(dāng)SC 取值為+1 SD（.86）時，中介效應(yīng)值為.04（95% CI = [.02， .07]），顯著。以上結(jié)果表明，自我控制水平越高，主觀社會地位通過工作自決力對工作體面度的預(yù)測越強(qiáng)（斜率越大）。也就是說，在高自我控制水平的人中，環(huán)境限制的作用越凸顯。

4 討論

本研究在我國員工中檢驗(yàn)了PWT 的多重中介假設(shè)，并考察了以往生涯領(lǐng)域研究相對忽略的目標(biāo)執(zhí)行相關(guān)因素（即自我控制）對環(huán)境限制效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果支持PWT 的中介假設(shè)，即主觀社會地位和家庭收入（作為環(huán)境限制的指標(biāo)）通過工作自決力和生涯適應(yīng)力的中介作用，正向預(yù)測工作體面度，進(jìn)而正向預(yù)測工作滿意度和工作意義感。與假設(shè)相反的是，研究發(fā)現(xiàn)自我控制在主觀社會地位與工作自決力之間的調(diào)節(jié)作用并非緩沖作用，而是“優(yōu)者更優(yōu)”的加強(qiáng)作用。

以往國內(nèi)也有研究發(fā)現(xiàn)社會地位對工作滿意度的正向預(yù)測作用（劉培森， 尹希果， 2016; 王建武，2017; 王兆萍， 革兆東， 2018）。但是這類研究往往沒有對二者的關(guān)系做出解釋。根據(jù)PWT的觀點(diǎn)，低社會地位帶來的環(huán)境限制會削減人們生涯發(fā)展的機(jī)會和資源，包括難以形成積極的心理資源，從而難以獲得體面的工作，進(jìn)而影響個體的職業(yè)發(fā)展和心理健康。本研究的結(jié)果支持了這一理論觀點(diǎn)，低主觀社會地位的個體更傾向于認(rèn)為自己的職業(yè)選擇不由自己決定（低工作自決力），在為未來的生涯發(fā)展做準(zhǔn)備方面也表現(xiàn)出相對較低的能力（低生涯適應(yīng)力），進(jìn)而影響其工作體面度，而工作體面度與工作滿意度的關(guān)系非常密切。這說明，處在低社會地位、面臨高環(huán)境限制的個體在生涯發(fā)展方面確實(shí)是更加弱勢的群體，而且這種局面的產(chǎn)生與個體的內(nèi)部因素相關(guān)聯(lián)。

工作體面度不僅能預(yù)測工作滿意度，對工作意義感也有很高的解釋力。意義感與個體的生活質(zhì)量、心理健康和身體健康息息相關(guān)（Heintzelman amp; King，2014），而本研究揭示了一種獲得意義感的可能途徑，即爭取獲得體面的工作，或是提升對工作體面度的評價。但同時，本研究也揭示了獲得體面工作的不易，尤其對于受制于環(huán)境限制、在機(jī)會和資源上處于劣勢的群體而言，更難以通過找到體面的工作從而獲得意義感。

如何打破環(huán)境限制對個體職業(yè)發(fā)展的制約是本研究的另一個關(guān)注點(diǎn)。然而，本研究同以往研究一致地得到了與假設(shè)相反的結(jié)果。對于高自我控制的人群而言，主觀社會地位對工作自決力的預(yù)測更強(qiáng)，而對于低自我控制的人群來說，他們的工作自決力不受主觀社會地位的預(yù)測，都表現(xiàn)出相對低下的水平。以往對我國員工的研究表明高主觀社會地位的人，更能受益于主動性人格和社會支持（Wang etal.， 2019）。這些結(jié)果都描述了一種“優(yōu)者更優(yōu)，劣者更劣”的循環(huán)：受制于環(huán)境的人，與具有資源優(yōu)勢的人群相比，即便給予同樣數(shù)量或強(qiáng)度的其他資源，得到的結(jié)果也會打折扣。資源保存理論（Hobfoll，2001）描述了資源積累的惡性循環(huán)：資源不足的人會更難獲得資源，而且對資源損失更敏感。而本研究的結(jié)論可解釋為：資源缺乏會使得其他資源的正面效應(yīng)不能充分發(fā)揮。這二者都表明環(huán)境限制對人們的負(fù)面影響是非線性的，面臨越多限制的人，越難克服限制的影響。

4.1 本研究的局限以及相關(guān)的研究展望

本研究采用一般工作者樣本，只關(guān)注了環(huán)境限制中的主觀社會地位和家庭收入這兩個指標(biāo)，但環(huán)境限制有很多其他方面的表現(xiàn)，如歧視、邊緣化等。這些指標(biāo)對應(yīng)的往往是特殊群體。因此，未來基于PWT 的研究可以關(guān)注我國社會的特殊群體，比如城市農(nóng)民工、性少數(shù)群體、殘疾人群體、以男性為主的行業(yè)中的女性工作者等，關(guān)注特殊環(huán)境限制對其生涯發(fā)展和心理健康的影響，將有助于探索針對特定人群和特定環(huán)境限制的“精準(zhǔn)扶助”的策略。

考慮到環(huán)境限制、工作自決力、生涯適應(yīng)力和工作體面程度的相對穩(wěn)定性，本研究采用橫斷設(shè)計(jì)來探討上述變量的共變關(guān)系，用以佐證理論上的因果假設(shè)。但橫斷設(shè)計(jì)不能描述各個因素狀態(tài)水平的變化及其帶來的影響，也不能直接證明因果關(guān)系。工作體面度可能會隨著社會經(jīng)濟(jì)背景和個人生涯轉(zhuǎn)換而發(fā)生變化，因此未來研究可以針對正在經(jīng)歷生涯轉(zhuǎn)換的人群（如畢業(yè)求職的學(xué)生，或是換工作、被裁員而重新求職的工作者），開展追蹤研究，以得到變量水平變化及其互相作用的規(guī)律。

4.2 實(shí)踐啟示以及相關(guān)的研究展望

本研究發(fā)現(xiàn)工作體面度對工作意義感和滿意度有很高的解釋力。這意味著提升人們的工作意義感和滿意度的一個可能途徑，是讓人們認(rèn)為自己的工作具有安全的工作條件（包括生理和心理上的安全）、適當(dāng)?shù)膱?bào)酬、足夠的休息時間以及工作與個體的價值觀相匹配。一方面，這提醒人們在求職時，需要充分考慮、并通過生涯探索充分了解工作選項(xiàng)的這幾個方面（而不是只看重個別方面）；另一方面，也提醒人們對工作的期望要恰當(dāng)合理，如果在這些方面的要求過高，即便獲得別人眼中不錯的工作，也會感到自己的工作不夠體面，從而可能導(dǎo)致滿意度和意義感低下。在心理咨詢或員工心理扶助中，對于感到工作無意義的人，可以嘗試從這幾個方面去了解問題的原因。

另外，本研究以及前人的研究均發(fā)現(xiàn)，對于高環(huán)境限制的個體，積極因素的作用會被削弱。這意味著，從本人角度說，受制于環(huán)境限制的人想要獲得好的生涯發(fā)展需要付出比優(yōu)勢群體更多的努力；從助人角度說，想要幫助弱勢群體需要給予更多的支持和耐心。積極因素的積累也許是個量變引發(fā)質(zhì)變的過程，達(dá)到一定數(shù)量后才會開啟資源積累的正向循環(huán)；也可能存在決定性因素和輔助性因素的區(qū)分，只有保證了某些積極因素的存在，其他積極因素才能充分發(fā)揮作用。這些猜測都還有待未來研究求證，尤其是干預(yù)性的研究，以澄清變量間的因果關(guān)系。

PWT為我們提供了一種開展職業(yè)生涯研究的一般性思路，同時也是促進(jìn)研究服務(wù)于實(shí)踐的思路，即在提出具體的研究問題或?qū)嵺`方案時考慮以下問題：我們（研究者和實(shí)踐者）關(guān)注什么人群？這一人群面臨哪些環(huán)境制約？這些制約對他們的生涯發(fā)展可能有什么影響？哪些因素能緩沖這些環(huán)境制約的影響？遵循這樣的思路，研究可以更好地與實(shí)際相結(jié)合，真正尊重不同群體的差異，關(guān)心不同群體的困境，讓科研創(chuàng)造的知識能更有效地助力于提升人們的健康和幸福。