新就业形态从业人员工作不安全感对其工作投入的影响研究——以组织认同为中介变量

徐兴强，刘佳芮

(常州大学瞿秋白政府管理学院，江苏 常州 213159)

1 背景与问题

十三届全国人大四次会议闭幕后，李克强总理在回答中外记者的提问时指出，就业是民生之本，是发展之基，也是财富创造的源头活水。随着全球经济衰退以及国际市场环境和贸易政策的变化，就业问题成为许多国家极为关注的问题。近年来，我国经济增速放缓，结构调整进入关键期，但在稳定就业方面的业绩仍较为出彩。21世纪以来，“灵活就业”常常出现在政府的文件中，而“新就业形态”就是随着经济和互联网的发展，顺应时代变化而衍生出的一种新型就业方式。它具有不同于传统就业方式的灵活性，以互联网等现代信息技术为依托，是一种实现了去雇主化、平台化的就业模式。2020年的新冠肺炎疫情，给我国稳定就业工程造成了不小的冲击，使得我国经济社会发展面临了从未有过的困难，就业形势较以往更为严峻。在此背景下，“新就业形态”的发展，对稳定就业以及提供更多就业机会来说显得至关重要。“新就业形态”目前仍面临一些问题，如相关的法律法规仍需完善、现有的新就业形态从业人员的社会保障力度不足、平台化的发展还会面对许多制度上的阻碍等[1]。

Martin E.P.Seligman于2000年提出积极心理学的概念，之后关于积极心理学方面的研究逐渐增多，因此组织行为学研究者的注意力也开始从工作倦怠等消极方面转向工作投入等积极品质。随着经济的不断发展，尤其在新就业形态发展的背景下，员工的工作时间更具弹性化，工作方式则更具个性化。基于此种现象，企业开始采取更多措施来提高员工的工作投入。

学者对工作不安全感的研究多以其作为前因变量去研究其对工作态度和行为等的影响，多数研究得出工作不安全感有消极影响[2]。秦润莹[3]在文章中指出，工作不安全感对组织和员工都有不利影响且工作不安全感与工作投入呈负相关。但同时文献[2]也指出，民营企业中的员工，其工作不安全感与工作投入呈倒U型曲线关系。由此可知，工作投入与工作不安全感二者之间的关系是复杂的，仍存在更多可探性，可以引入其他变量对二者进行更深入的研究。

通过文献阅读可以看出对工作不安全感、工作投入以及组织认同这三者之间的研究大多数以两两之间的研究为主，很少将三者结合起来研究。在新就业形态所具有的不确定性背景下，其从业人员的工作不安全感是否对其工作投入产生影响？二者与组织认同又会有哪些联系？组织认同在二者之间又能起到哪些作用？本文通过讨论以上三者之间的关系来更好地了解和利用新就业形态，以期为之后的研究提供更大的推动力。

2 研究设计

2.1 工作不安全感对工作投入的影响

从基本概念来看，工作安全感偏向于员工对自身工作连续性和能被长期雇佣的期望，工作安全感越高，意味着员工在自身岗位上的稳定性越强，员工愿意认真工作，提高绩效，从而回报组织对其工作和生活的保障，这使得员工拥有积极的心理状态。反之，如果员工处于工作不安全的压力下，面对工作的不确定和不稳定，其工作热情会大打折扣，从而影响个人的工作投入。以往的研究[4]能够证明工作不安全感与工作绩效、工作态度之间的负相关关系。

社会交换理论指出人们所进行的社会活动都是为了获得相应的精神回报，是一种相互利好的行为，当一方采取了相应的行为来改善二者之间的关系，那么另一方在得到好处后也会积极回馈对方，给予对方正向的回报。如果组织为员工提供了舒适稳定的环境，在感觉安全的情况下，员工就会提高自身对工作的投入程度，回馈组织。因此，新就业形态从业人员的工作不安全感能否作为自身愿望未被满足所产生的消极影响，去影响相应的工作投入，需要进一步探究。

马斯洛需求层次理论的第二等级为安全需求，即人们需要安全和稳定来消除焦虑和恐惧。工作不安全感是因个体对未来工作连续性的担忧而产生的，因此，工作不安全感的降低，能够减少员工对未来的焦虑，增强其工作安全感。

2.2 组织认同的中介效应

组织认同这一概念最初由学者March和Simon提出，之后随着研究的不断深入与扩充，按不同的定义其下设维度有一维度、二维度、三维度、四维度以及九维度。

以往的研究可以看出，多数学者都以组织认同的积极影响作为研究点，比如，学者们认为提高员工的组织认同度有利于提高其组织绩效和工作幸福感，保持良好的人际关系等。刘彬[5]指出，员工的组织认同与其工作绩效呈显著正相关关系。当员工对组织的认可度较高时，他们就更倾向于在个人行为、价值观等方面与组织保持一致，在工作中也表现得更积极，工作投入水平也更高。消极的组织认同，会导致工作幸福感、绩效与创新程度降低，引发负面情绪。而在积极的组织认同引导下，员工对组织有归属感和信任感，更容易做出符合组织利益的决策，弱化工作不安全感的负面影响[6]。综合来看，组织认同对工作投入与工作不安全感都分别有影响，但在这两者中起消极作用还是积极的调解效应，仍需进一步研究。

基于以上理论，提出以下假设：

H1：新就业形态从业人员的工作不安全感与其工作投入呈负相关关系：

H2：新就业形态从业人员的工作不安全感与其组织认同呈负相关关系：

H3：新就业形态从业人员的组织认同在其工作不安全感与工作投入之间起中介作用。

2.3 测量工具

在问卷设计方面，工作不安全感量表采用胡三嫚、李中斌[7]的企业员工工作不安全感实证研究中的五维25题量表，该量表分为5个维度：A1工作丧失不安全感，A2人际关系不安全感，A3工作执行不安全感，A4过度竞争不安全感，A5薪酬晋升不安全感。采用李克特5点计分法，从1分到5分分别表示程度为“完全符合”“符合”“不一定”“不符合”“完全不符合”。

工作投入量表采用李金波等[8]在工作投入的组织相关因素研究中所修改的由Schaufeli等人[9]编制的三维16题量表。该量表分为3个维度：B1活力，B2奉献，B3专注。本次研究对量表进行了一定程度的改写，保留原有的维度，修改后的最终量表包括13个题项。该量表同样采用李克特5点计分法，从1分到5分分别表示程度为“完全符合”“符合”“不一定”“不符合”“完全不符合”。

组织认同量表采用李永鑫等[10]在组织认同研究中所采用的Cheney编制的组织认同单维25题量表，针对本次研究主题对该量表进行了题目更改，形成新就业形态从业人员组织认同单维10题量表，采用李克特5点计分法，从1分到5分分别表示程度为“完全符合”“符合”“不一定”“不符合”“完全不符合”。

3 数据分析

本研究共发放问卷450份，回收问卷450份，剔除无效问卷44份，共收集有效问卷406份，有效回收率为90.2%。收集的数据来源于江苏、上海、浙江、北京等地的新就业形态从业人员。问卷分为4个部分，后3个部分采用李克特5点计分法进行测量，从“完全符合”“符合”“不一定”“不符合”“完全不符合”相应赋值1～5分。被测样本中男性占56.7%，女性占43.3%，年龄多集中于18～35岁；最高学历多集中在高中/中专及大专，比例分别占26.6%和28.3%，具有本科学历的占23.9%；工作年限2年以上所占比例最多，为28.3%；工作形式方面，54.4%为全日制用工，28.3%为非全日制用工，17.3%为劳务派遣员工。

3.1 信度检验

3.1.1 工作不安全感

通过对工作不安全感量表的检验，得出其Crobach’sα值为0.916。同时本次检验还计算了其中下设的5个维度的Crobach’sα值，分别为0.797、0.795、0.718、0.725和0.775，均大于0.7。因此可得出，本次研究所采用的量表可信度较高，问卷真实度高。

3.1.2 工作投入

通过对工作投入量表的检验，得出其Crobach’sα值为0.906，其下所设的3个维度的Crobach’sα值分别为0.788、0.795、0.733，均大于0.7。由此可得出，对工作投入研究所采用的量表可信度较高，能够支撑起接下来的数据操作。

3.1.3 组织认同

运用同样的检验方法，通过SPSS检验得出组织认同量表的Crobach’s α值为0.899，超过0.7。由此可以得出，该组织认同单维量表的可信度高，问卷真实度高，可以进行下一步操作。

3.2 效度检验

3.2.1 工作不安全感

对工作不安全感量表进行分析，该量表的KMO值为0.886，Bartlett's球形检验结果显著，满足检验要求，能够继续进行之后的分析。

3.2.2 工作投入

对工作投入量表进行分析，该量表的KMO值为0.756，Bartlett's球形检验结果显著，符合要求，能够继续进行之后的分析。

3.2.3 组织认同

对组织认同量表进行分析，该量表的KMO值为0.935，远大于要求的0.6，Bartlett's球形检验结果显著，因此该量表具有良好的效度，能够为之后的数据分析提供支撑。

3.3 变量的描述性统计分析

通过描述性统计分析(表1)，能够对所收集的406份数据有一个大致的了解，为之后进行的相关分析和回归分析提供基础数据支撑。

表1 描述性统计分析表

3.4 相关性分析

相关性分析是在确认了3个量表信效度的基础上进行的研究。对工作不安全感、工作投入和组织认同量表中的各变量进行相关性分析，如表2所示，分析结果显示在0.01级别上显著相关。根据前文假设，工作不安全感与工作投入以及组织认同的显著相关性得到验证。通过SPSS分析，得到各变量间的相关性和相关系数，由于前文假设的变量影响因果关系还不明确，因此需要进行回归分析来进一步对前文假设进行验证。

表2 相关系数表

3.5 回归分析

3.5.1 主效应检验

表3为工作不安全感对工作投入的回归分析，确定控制变量为性别、年龄和最高学历。由表3可知，高学历对工作投入的正向影响较为显著(β=0.100，P<0.001)，也就是说，学历越高员工的工作投入越多。年龄对工作投入的影响呈显著负相关关系(β=-0.005，P<0.001)，这表明，随着年龄的增长，员工的工作投入会随之下降。同时，从数据中可以得到调整后的R2值(ΔR2)为0.368，说明工作不安全感可以用来解释工作投入总体变异的36.8%。在排除了一系列控制变量后可以看出，工作不安全感与工作投入的标准化回归系数β=-0.600(P<0.001)，呈现出显著相关性，说明工作不安全感显著负向影响工作投入，故假设H1成立。

表3 工作不安全感对工作投入的回归分析

3.5.2 中介效应检验

3.5.2.1 工作不安全感与组织认同

表4为工作不安全感对组织认同的回归分析，将性别、年龄、最高学历作为控制变量。由表4的数据可以看出，员工的最高学历对组织认同的影响是显著的(β=0.104，P<0.001)，二者呈正相关关系。在排除一系列控制变量后可以看出工作不安全感与组织认同二者标准化回归系数β=-0.505，且P<0.001，二者呈显著的负向影响关系，同时从数据中可以得到调整后的R2值为0.266，说明工作不安全感可以用来解释组织认同总体变异的26.6%。由此假设H2成立。

表4 工作不安全感对组织认同的回归分析

3.5.2.2 组织认同与工作投入

表5为组织认同对工作投入的回归分析，可以看出，组织认同对工作投入的影响呈显著正相关(β=0.765，P<0.001)。从数据中可以得到调整后的R2值为0.585，说明组织认同可以用来解释工作投入总体变异的58.5%。

表5 组织认同对工作投入回归分析

3.5.2.3 工作不安全感、组织认同与工作投入

在相关性分析得出相应结果的基础上，建立分层回归模型，在工作不安全感与工作投入之间加入一个中介变量——组织认同，然后对3个变量可能存在的关系进行研究分析，得到如表6的分析结果。

表6 组织认同对工作不安全感与工作投入的分层回归分析

从表6可以看出，1项与2项的区别在于有无组织认同这一中介变量，当中介变量组织认同和自变量工作不安全感共同作用于因变量工作投入时，工作不安全感对工作投入的影响系数上升，但仍然显著(β=-0.285，P<0.001)。同时，中介变量组织认同对因变量工作投入的影响也呈显著正相关关系(β=0.620，P<0.001)，这说明组织认同的中介作用在工作不安全感和工作投入之中得到完全发挥，从而验证了假设H3。

3.6 假设验证结果

通过以上对各个变量之间基本的描述性分析，以及进一步的相关分析和回归分析可以看出，工作不安全感与工作投入显著负相关，工作不安全感对组织认同显著负相关，组织认同在工作不安全感与工作投入之间起了完全中介的作用。假设H1、H2、H3均得到了验证。

4 结论与讨论

4.1 研究结论

本文研究了新就业形态从业人员工作不安全感对其工作投入的影响，辅以组织认同作为中介作用，通过发放问卷以及对收集到的406份有效问卷进行分析，我们可以观察到：①新就业形态从业人员的工作不安全感与其工作投入显著负相关，说明员工的消极心理会减少其工作投入动力，降低员工的积极性；②在新就业形态背景下，从业人员的工作不安全感与组织认同显著负相关，间接说明员工的消极心理会相应减少其与组织之间的认同，降低彼此间的信任，在自己的需要不被满足的消极情况下，削弱从业人员对组织的契约精神，降低员工的责任感；③通过对组织认同中介效应的检验，得出组织认同在工作不安全感与工作投入之间起完全中介作用。

4.2 管理实践建议与对策

1)就工作不安全感对工作投入所造成的负向影响，我们需要增强员工的工作安全感来维持其相应的工作投入。针对已知的概念我们可以了解到，工作安全感是员工在感受到组织承诺以及未来工作可持续的愿望被满足后产生的一种积极心理。通过本次研究得出的结论可以看出，高工作不安全感导致工作投入降低，而高工作安全感则可以带来高工作投入，薪酬的增加、就业层次的提升、工作福利的增加等都能够提升员工的工作安全感。因此，企业应该为员工提供更多的在职培训机会，增加相应的福利，降低员工的工作不安全感。管理者不能将工作安全感当作压力源，而是应将其视为增强员工积极性的催化剂，把安全感作为另一种“保障”机制，利用这种机制探寻更多刺激员工积极性的方法。

2)从结论中可以看出，高工作不安全感会降低员工的组织认同，而组织认同的降低，又会影响工作投入。基于此，企业应当重视加强员工组织认同的心理建设，增强员工和组织之间的情感联系，用企业文化的浸透、个人和组织价值的磨合，使组织和员工形成统一的思想目标，员工理解企业的信念与目标，愿意作为企业的一员去为企业争取更大的利益，就像量表设计的题目——“企业的事就是我的事”。只有对企业保持深厚的情感，员工才能在情感的加持下创造更大的价值。

3)新就业形态的灵活性使从业人员拥有更多不同的特质，考虑到新就业形态所包含的部分不稳定性，管理者应更加重视工作的设计，考虑如何有效预防人才流失，真正做到人尽其才。在选拔员工之前要提前制订好计划，针对岗位所需的专业性、工作经验、学历等方面有一个既定的标准，保证所选拔人员的质量。在达成招聘以后，如何进一步培训所招聘的人员，同时结合相应岗位建立合适的绩效考核体系，使员工有投入就能有相应的回报，都需要管理者有条有理地进行计划，做到从最基础的方面保证员工的工作安全感，让工作要求既能作为一种压力提醒警示员工，又能成为一种激励方式，促进员工不断学习，应对挑战。

4)针对工作不安全感所下设的维度，我们可以提出相应的建议：企业应当营造良好的企业氛围，促进人际关系的优化；对于薪酬晋升等问题，要有合理的薪酬计划，保证员工薪酬公平，降低其压力；发生组织变革时，及时告知员工，与员工进行沟通，同时可以让员工参与决策，保障员工的知情权，增加其安全感，缓解变革所造成的压力与不安。

5)选择合适的领导风格。有些文献指出破坏性领导风格会降低员工的工作投入，但适度的言行举止反而能激励员工。因此，选择合适的领导风格，给予下属充分的灵活度、尊重以及支持，更能够降低员工压力。

4.3 研究局限

本研究虽然得到了想要的研究结果，但在研究过程中仍存在以下不足之处：

1)数据的来源与样本量

本次研究主要利用平台作为载体发布问卷，数据缺少一定的实地调查。实际上，在筛选无效问卷的时候可以看出，在网络平台上填写问卷，难免会有人敷衍了事，随意填写。同时，基于新就业形态发展年限较短这一现实情况，所能采用的背景资料以及量表较少，已有的早期量表可能不够契合背景所需。另外，样本数量406份并不算多，考虑到新就业形态从业人员的特殊性，问卷填写人员多集中于外卖员、快递员以及网约车司机，存在随意填写的情况，导致研究存在一定误差。今后，仍需开发具有中国情景的组织认同量表，方便为之后的研究提供更符合中国市场发展的数据。

2)研究内容

本次研究所采用的组织认同、工作投入量表在前人的研究下信度和效度都较高，但考虑到新就业形态的灵活性与特殊性，在进行问卷设计时对相关问题进行了适当删减。设计工作不安全感量表时，能够找到的权威性量表的时间都很早，很少有符合如今经济背景的量表，虽然可以得出相关结果，但数据的研究仍会存在一定的误差。

此外，组织认同和工作投入这两个变量已经被很多学者研究，且对其的研究相当成熟，之后如果想对这二者有更深的研究，需要结合当下的背景与市场才能不落俗套。

3)研究层次

首先，本文的研究主要集中于个体，没有涉及团体等更为复杂的对象。其次，如今的研究更多集中于宏观市场，对员工的微观心理层面研究较少，本次研究针对的是员工的消极心理，但在理论描述这方面还有所欠缺。最后，工作不安全感涉及5个维度，可以就其不同维度分别展开更详细的研究。