引言

近年来，职业使命感（Career Calling）逐渐成为组织行为学领域的焦点。[1,2]在中国情境下开展使命感的研究更有特殊的意义。随着中国经济的飞速增长，人们对物质的追求已不及以往狂热，越来越多的人希望从工作中找到、回归精神家园。人们已经渐渐意识到，仅为经济报酬盲目地工作而找不到工作的真正意义，难以产生卓越的成效。同时，这种将工作视为任务的态度也难以激发自身的工作热情，久而久之易形成疲惫感、厌倦感和空虚感。因而，在中国情境下开展职业使命感的研究，探讨其对员工自身以及组织的积极影响具有十分重要的意义。

作为一个新的领域，职业使命感的实证研究并不多。[2]一部分学者以大学生为研究对象，探讨职业使命感对大学生职业发展的影响。[3,4]另一部分学者则将研究重心放在探索职业使命感与工作或生活满意度以及工作意义感等幸福感变量的关系上。[5-9]研究发现，使命感与主观幸福和精神健康紧密关联，[10,11]同时使命感也预示着更高的工作和生活满意度及较低的缺勤率。[5]这些实证研究更多地凸显了职业使命感对个人结果的价值意义。

(3)求关联系数。关联系数是计算关联度与耦合的基础，定义ξij(t)为t时刻的Xi与Yj的关联度，其计算公式为：

实际上，职业使命感可能还存在重要的工作动机功能。Elangovan等[12]的研究从理论上将职业使命感对于工作动机的意义提到了极高的高度。他们认为使命感会独立影响工作动机水平，且这种影响可能超越其他传统动机预测变量的作用。已有实证研究发现，强使命感的个体会在艰苦的工作条件下坚持工作，甚至不惜牺牲个人的经济利益、时间和精力等，[13]而且他们乐于“生活”在工作中。[14]这些都在一定程度上体现了职业使命感强烈的动机功能。但迄今为止，直接以工作动机水平变量作为结果变量，全面揭示职业使命感独立和超越其他动机影响因素的实证研究并不多见。因此，本研究拟以工作投入为结果变量探索这一具有重要理论和实践意义的研究问题。工作投入一方面是一个幸福感变量，另一方面更是一个激励变量。[15]研究表明，相比于其他个体因素变量，工作投入是工作绩效最有效的预测因素。[16,17]因而，探讨职业使命感对工作投入的作用，能进一步揭示其对员工及组织效率的影响，而不仅仅只是关注其对员工个人的幸福感的意义。

目前，针对职业使命感与工作投入关系的研究仅有两个，即Hirschi[18]和Xie等[19]的研究。前者检测了职业效能感、工作意义感、职业认同感三个变量在职业使命感与工作投入之间的中介作用。后者则检测了职业适应力在使命感和工作投入（以及职业满意度）之间的中介作用。但这两项研究并没有将职业使命感之外的其他工作投入的影响因素纳入分析系统，因此尚不能充分验证Elangovan等[12]提出的职业使命感超越其他传统影响因素，而对工作动机水平产生独立影响的重要理论推断。本研究在工作投入的工作要求—资源模型[20]理论框架下，检测了职业使命感在工作资源（社会支持、绩效反馈、工作自主性，职业发展机会）和个人资源（心理资本，包含希望、乐观、自我效能和抗逆力）之外对工作投入的进一步解释力；同时不仅考虑了职业使命感对工作投入的直接作用，还检验了职业使命感对促进工作投入的其他影响因素的强化作用（对工作资源和个人资源影响效应的积极调节作用，见图1）。从基础的动机三要素理论来看，[21]本研究凸显了职业使命感在三要素中扮演的指向功能，超越了能量要素（工作资源和个人资源）的作用并能影响这些要素所发挥功能的程度。此外，本研究将新近开发的CVQ（Calling and Vocation Questionnair）[22]多维职业使命感量表应用于中国情境。有别于已有研究，[19]本研究提供了对该量表的结构效度和校标效度的检验，对推动职业使命感在国内的实证研究有进一步的参考意义。

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图1 本研究理论假设模型

一、理论基础与研究假设

1. 职业使命感

Luthans等[37]的研究特别强调，心理资本是一个具有格式塔意义的高阶结构，应该作为一个整体来看待和研究。他们也用实证数据说明心理资本作为高位结构的解释力要大于其构成因子效力之和。因此本研究也将心理资本视作整体来看待。为进一步确证心理资本是一个高阶结构，我们用验证性因素分析对其进行了检验。首先我们进行了一阶四因素模型的分析，初始结果发现模型拟合未达到门槛标准。通过进一步检查，我们发现乐观和抗逆力子量表各有一个条目的因子载荷不显著。仔细考察这两个条目，发现这是24个条目中的反向计分的条目。虽然反向陈述条目能减少反应偏差，但也会引起问卷结构出现伪因子。[47]去除这两个条目后，模型拟合达到了令人满意的水平（χ2/df=1062.78/203, p＜0.001,CFI=0.91,RMSEA=0.067, SRMR=0.043）。然后我们将四个维度的潜变量聚合到一个高阶心理资本因子上，结果模型拟合仍然良好（χ2/df=11140.69/205, p＜0.001,CFI=0.90, RMSEA=0.070, SRMR=0.045），心理资本是一个高阶结构得到了支持。我们也比较了一系列三因子模型和二因子模型以及单因子模型，这些模型都显著劣于高阶模型，并且其拟合指数达不到门槛值。最后我们用删除反向条目后的量表进行分析。心理资本的整个问卷的一致性系数为0.92，这也为将四个维度作为一个整体来研究提供了测量学依据。

前述两项研究并未对使命感给出严格定义，而随后研究则暴露出使命感定义不统一的问题。不过如Duffy等[2]指出，确切地说，只是在Wrzesiewski等[5]之前的零星文献讨论中对使命感界定的实质性差异较大。但自那之后，尤其是2007以来，学者们对职业使命感的差别定义主要来自具体表述上的分歧（A Linguistic Question）。[2]Duffy等[2]经过辨析和梳理，在众多定义中归纳出使命感的三种本质成分：（1）外部召唤（External Summons）。指怀有使命感的个体往往觉得自己是受某种身外的力量呼唤来从事相关工作的。这种外部召唤对于信教人士即为“受神的指引”。在世俗意义上，这种外部召唤可以来自祖国、社会、大人物或者家庭等。（2）生命意义（Purpose in Life）。如果脱离对特定使命的履行，就会觉得人生没有意义，怀有使命感的人的工作和自我概念高度同一。（3）亲社会动机（Prosocial Motivation）。对于怀有使命感的人，通过工作而践行使命旨在帮助不特定的他人，为社会财富做贡献。根据Duffy等的研究，[2]本文将职业使命感定义为一种常伴有命中注定感的、以利他价值观和目标为原动力的、为追求生命的目的和意义而工作的心理结构。

[27] G. John Ikenberry and Darren J. Lim, “China’s Emerging Institutional Statecraft: The Asian Infrastructure Investment Bank and the Prospects for Counter-Hegemony,” Project on International Order and Strategy at Brookings, April 2017, p. 12.

2. 职业使命感与工作投入

工作投入是指以活力（Vigor）、投身（Dedication）和沉浸(Absorption)为特征的积极的、自满（Fulfilling）的工作状态。[20]工作投入体现了一种工作积极性的高度调动，并且这种调动是身体、认知、情绪全面、良性的调动。[16]

工作要求与资源模型JD-R Model是工作投入研究领域内应用最广的理论框架。[24]在工作投入的工作要求与资源模型中，[20]工作投入的前因变量包括两大类：一类是工作资源（社会支持、绩效反馈等），另一类则是个人资源（Personal Resources，包括自我效能、乐观等）。从这一模型来看，职业使命感并不被包含在工作投入的促进因素中。

经典的动机理论认为动机包含三个作用于行为的要素，即指向（Direction）、能量（Energy）和持续（Persistence）。[21]从工作投入的JD-R模型来看，指向这一要素似乎暂时还未被系统考虑。人类行为动机的起点是满足各种特定需要的事物。这些事物往往转化为抽象的目标与目的。从职业使命感的三大基本构成看，职业使命感包含通过工作造福于他人和社会的目的性，并且将这种目的视为生命的意义。因此使命感具有工作动机在原始意义上的指向功能，与高水平的工作投入有密不可分的联系。从自我决定理论[25]角度看，自主的动机才是内部动机，内部动机具有高度的可持续性。而使命感产生的工作动力指向与自己的内在意愿相符的工作意义和内容，本质上正是自主的。[12]

除了直接效应，使命感在触发工作动机后，还可能通过影响其他工作心理和行为及工作结果间接影响工作投入。比如Hirchi[18]的研究就检测到了职业认同和自我效能的中介作用。而Xie等则检测了职业适应力在使命感和工作投入（以及职业满意度）间的中介作用。[19]除此之外，在使命感与工作投入的已有实证依据上，还有少数间接证据。Dobrow等[14]将工作投入作为使命感的鉴别变量，发现两者是相关显著但各自独立的结构。Hagmaier等[11]则发现使命感与工作倦怠中的不投入（Disengagement）子维度存在显著的负相关。

区别于Hirschi[18] 和Xie等[19]的研究，本研究不仅仅探索职业使命感对工作投入的影响，还探索了控制工作资源和心理资本之后，使命感对工作投入变异的额外解释力。Elangovan等[12]曾在他们的综述中指出过使命感这种额外解释力的意义——当使命感超越其他影响因素而对工作动机水平产生独立影响时，说明它在本质上与其他传统工作动机因素具有差别。此外，Hirchi[18]在其研究中也提到，未来研究需要进一步探索使命感在何种程度上具有超越于其他相关变量的增益效力。综合以上，本研究提出：

H1：职业使命感在工作资源（社会支持、绩效反馈、工作自主性和职业发展机会）和个人资源（心理资本）之外对工作投入有显著的解释力

3. 职业使命感对工作资源与工作投入关系的调节作用

在工作要求—资源模型的框架下，工作资源是工作投入的主要预测因素。但在实际工作中我们发现，具备相同工作资源的不同工作者的工作投入程度可能表现出巨大差异。这说明必然存在工作资源和工作投入关系的调节因素。而职业使命感可能是这些因素中非常重要的一种。职业使命感赋予工作极强的价值感和意义感，能相应地促进对工作资源的价值意义的认识，使工作资源产生更强的动力。换言之，高使命感能对工作资源的效应起杠杆作用，或者说能提高工作资源转化为工作动机的效率，形成积极强化。反之，使命感的缺乏容易导致这些资源在某种程度上被“漠视”和“浪费”。Zhang等[26]的研究发现，员工由于内外部动机差异会对组织提供的工作条件产生不同反应，进而会产生不同绩效结果。当面对具有授权意义的工作条件时，那些缺乏工作自主性的员工并非像预期那样获得很高程度的激励。因此对于同样的工作资源，相对于职业使命感低的员工，职业使命感高的员工会额外赋予这些资源更多的内在意义，从而对工作投入产生更强的影响。类似地，Kahn[27]认为个体的自我概念能够极大地影响其对工作属性的认知和反应，从而对其工作投入产生影响。他认为，个体和情境因素（其中包括工作自主性、社会支持等工作资源）是自我概念转化为工作投入的心理条件因素。而职业使命感是自我概念的核心部分，[5,11,28]因此职业使命感会影响员工对工作资源的认知和反应，从而影响它们与工作投入的关系。由此提出一个总体假设：

充电站是连接道路信息以及电动汽车需求的桥梁。充电站的位置信息与道路信息配合构成道路简化模型，充电站的电气信息与电动汽车的充电需求同样需要相互满足。影响电动汽车最优路径规划的充电站因素有：

H2：职业使命感能积极调节工作资源与工作投入之间的关系

本研究将重点探讨工作资源因素中的社会支持、绩效反馈、工作自主性和职业发展机会等因素，这些因素也被视为众多职业中最关键、最重要的工作资源，[29,30]同时得到了众多研究者的关注。[31,32]

社会支持作为工作资源中最基本的成分，很大程度上影响着工作目标的完成。[30]以往研究发现社会支持对工作投入的影响并不总是具有积极作用。[33,34]特别是当员工对支持的需求并不高时，它的积极效应就会被弱化甚至产生消极效应。[34]职业使命感的存在使得员工对工作目标的实现产生更内在、更持续的动机，因此对职业使命感高的员工而言，社会支持具有额外的、内化的动机意义。他们不仅会将它视作完成工作任务与否将受到的外部奖惩的决定因素，还会将它与自己的工作意义感和亲社会目标的实现联系起来。本研究认为，职业使命感越高，对有助工作的社会支持的需要感就越强，其得到的社会支持就会更多地转化为工作动力。因此提出：

H2a：相比低职业使命，在高职业使命下社会支持对工作投入的积极作用更强

建筑电气的使用容易受到外界雷雨天气的影响，因此，在建筑电气施工过程中，必须选择合适的防雷措施。目前，建筑的防雷措施一般都是在建筑上安装避雷针和冷却塔等，但是由于这些防雷设备具有很强的导电性，反而安全程度很低。此外，很多建筑企业的施工人员在安装防雷设备时并没有按照相应的规范标准进行操作，导致防雷设备无法正常发挥其性能，起不到避雷的作用[5]。因此，在设计建筑电气的工作中，为了确保建筑内的电气能够安全使用，必须要选择合适的防雷设备。

从绩效反馈来看，高使命感者可能对绩效反馈的“敏感性”更高，因为他们更在乎工作绩效；反之，将工作当生计手段的低使命感者则易于满足于一定的工作业绩，只要能获得充足的生活成本，他们便会满足于现状。尤其当绩效和分配结果的联系并不紧密时，低使命感者的工作投入可能并不太受绩效反馈的影响，因为他们更关注工作的赏罚结果。因此我们提出：

H2b：相比低职业使命，在高职业使命下绩效反馈对工作投入的积极作用更强

绩效反馈与社会支持的测量一致，也采用QEEW简化版的三个条目的中文版，[44]条目之一如“上司和同事会经常给我反馈，让我知道我工作进行得如何”。问卷的一致性系数为0.74。

H2c：相比低职业使命，在高职业使命下工作自主性对工作投入的积极作用更强

从职业发展机会来看，如果将职业发展仅仅视作职位提升、获取更高工作报酬和地位的手段，其对于高、低职业使命感的员工的动机意义都是一样的。但是职业发展很大部分包含了内在成长，包括学习、自我提升等内容。[30]职业使命感能在外部奖赏之外赋予这些成长机会动机意义——实现利他和亲社会目的，履行生命意义。因此我们提出：

H2d：相比低职业使命，在高职业使命下职业发展机会对工作投入的积极作用更强

4. 职业使命感对个人资源与工作投入关系的调节作用

资源保存理论[36]是工作要求—资源模型的底层理论。在资源保存理论中，不仅是各种有形资源，甚至个体具有适应功能的心理、情绪因素也被视作资源，称为个人资源。个人资源主要包括希望、乐观、自我效能和抗逆力等心理因素。而Luthans等[37]将这四个积极心理因素整合在一起，提出了心理资本的概念，体现一个人的综合资源。在这里使命感和个人资源是相区分的概念。首先，使命感似乎并不具有资源意义，虽然它可以变动，但不像资源那样具有可增加积累和消耗减损的意义。而如Luthans等指出，心理资本（个人资源）是一种特质兼状态的变量，可以在相对较短的时间内增长。[38]其次，使命感具有目的意义和指向性。个人资源并不具有明确的指向意义，它可以泛化地影响不同的工作内容甚至工作外的作业效率。由此，我们认为使命感和个人资源相互独立。就二者对工作投入的影响而言，个人资源能够促进员工的工作投入，而使命感的存在能够促使员工充分调动这些资源，进而促进其对工作投入的影响。

Berg等[28]的研究发现，当个体感觉自己从事的工作与自己的使命感不吻合时，个体便会将大量的精力花在业余生活中。基于资源保存理论，我们可将之理解为当一个人的工作并不能体现自己的使命感时，个体的努力将无法更好地满足自己的价值需要，因此投入资源以换取积极情绪等资源的回报就不高，由此个体会倾向于保存自己的资源，反而将之投资于业余活动中。此外，Berg等[28]指出，那些认为自己的工作与使命不吻合的人，会长期存在一种沮丧和失望感。这些沮丧和失望感会促使他们进行工作重塑或者寻找替代活动。由此可看出，使命感是乐观、希望和抗逆力等心理资本的启动和调动因素。类似地，Bunderson等[13]研究发现，在恶劣的工作条件下为履行使命而去工作的人不会轻易放弃。如果个体为了使命而工作，在遇到困难或挫折时会更努力调动自我坚持和自我调整的心理资本，将个体的乐观、希望、抗逆力等精神充分调动起来，并提高自己对工作的投入水平。由此本研究提出：

高温制曲为开放式过程，各种环境微生物均参与到该过程中。随着发酵温度升高，酱香功能嗜热菌就占据优势地位。当曲块温度达到较高温度时，翻曲、降温换气，为优势功能菌的继续生长、繁殖、代谢以及酱香味产生创造有利条件。推测在郎酒等酱香型白酒的高温制曲过程中，其多个工艺步骤，包括升温、翻曲以及换气等，定向培养、筛选形成了一个相对稳定的微生物菌群，确立了优势菌群。

H3：职业使命感对个人资源影响工作投入的效应起积极调节作用

二、研究方法

1. CVQ量表的检验与修订

在对研究假设进行检验之前，我们首先检验了职业使命感测量工具的信效度。职业使命感多维理论的发展，使得越来越多的研究者开始关注职业使命感多维度测量工具的开发。在此背景下，Dik等[22]开发了CVQ问卷。CVQ包含两个子问卷，分别测量寻求使命（Search of Calling）和存在使命（Presence of Calling）。具体而言，每个子问卷都分别测量了外部召唤、有意义的工作和亲社会导向三个维度，每个维度包括四个条目。Duffy等[3]曾对现存的单维、多维，领域特定、普适的使命感测量工具进行比较研究，总的来说这些测量之间的相关性较高，而CVQ对被试报告有无使命感的二分结果的预测性最好。[3]

由于寻求使命更多被用来测量未参与工作的大学生群体的使命感，本研究将采用CVQ问卷中存在使命感分问卷来测量职业使命感。具体而言，首先用回译程序对问卷进行汉化翻译，与Dik等[22]的原始研究相一致，问卷采用了李克特四点量表。我们在两家集团公司共8个子公司收集了一份278人的样本对问卷进行了初测。问卷的一致性系数为0.81，验证性因素分析结果发现除一个反向计分的条目因子载荷在0.01水平显著外，其余条目均在0.001水平显著，整个模型的拟合可以接受（χ2/df=149.34/51, p＜0.001, CFI=0.91, RMSEA=0.078,SRMR=0.052）。为进一步获得CVQ的校标效度，我们使用这一样本同时测量了Bunderson等[13]的职业使命感问卷，并计算了CVQ得分和该问卷得分的相关系数。结果表明，二者相关系数为0.41，在0.001水平上显著。因此我们认为，CVQ的信、效度均能达到测量学标准。最后根据填答者的反馈，我们对个别条目的相关表述进行了微小修订，确定后将其作为正式问卷。

2. 研究样本

本研究将采用企业一线员工以及高校教师样本分别对以上假设进行检验。之所以开展两个独立研究是希望研究一和研究二的结果能够互相印证，重复检验可极大降低推断统计中一类错误和二类错误的概率。此外，本研究期望通过一个传统意义上职业使命感更凸显的人群（高校教育工作者）与多样化的企业员工样本进行比照研究，以进一步检验职业使命感相关理论的适用性。

对区分效度的检验，由于与上述测量模型具有嵌套关系的可比较模型很多，我们并未对以往建立区分效度的结构关系进行穷尽性比较，而是有针对性地检验了需要重点关注的一些概念区分性，特别是以往研究没有检验过的。具体来说，由于职业使命感与工作投入的概念联系很强，而职业使命感与心理资本都属于工作投入的主观心理方面的预测变量，因此我们首先针对性地比较了合并职业使命感与工作投入后的五因子模型，以及合并职业使命感与心理资本后的五因子模型。结果后两个模型相比测量模型拟合优度显 著 下 降（Δχ2/Δdf=241.83/5, p＜0.001，ΔCFI=0.03，ΔR MSEA=0.012, ΔSR MR=0.010; Δχ2/Δdf=349.34/5,p＜0.001，ΔCFI=0.04，ΔRMSEA=0.018, ΔSRMR=0.013）。然后我们比较了两两合并工作资源因素后的3个五因子模型。结果这3个模型也显著劣于测量模型（社会支 持 与 绩 效 反 馈 合 并 ：Δχ2/Δdf=165.14/5, p＜0.001，ΔCFI=0.02，ΔRMSEA=0.008, ΔSRMR=0.008；社会支持与工作自主性合并 ：Δχ2/Δdf=1110.30/5, p＜0.001，ΔCFI=0.12，ΔRMSEA=0.048, ΔSRMR=0.068；绩 效反馈与工作自主性合并 ：Δχ2/Δdf=831.48/5, p＜0.001，ΔCFI=0.09，ΔRMSEA=0.038, ΔSRMR=0.044）。 最 后我们比较了合并所有因子后的单因子模型，结果这一模型的拟合情况已远远低于可接受的模型拟合标准（χ2/df=3781.85/170, p＜0.001, CFI=0.62, R MSEA=0.155,SRMR=0.115）。

研究一对企业一线员工共发放了约1200份问卷，一部分问卷是在征得企业高层同意后，研究者亲临企业现场，在企业人员的配合下实地分发而获得的；另一部分问卷则是在研究者与和管理层详细沟通的基础上，在确保员工自愿、匿名填答的前提下，通过密封问卷，由企业人员代为分发、回收并邮寄给研究者的。最终我们获得了53家企业的937份有效问卷。这些企业包括15家电子电器和医药等高新技术企业，19家建筑、交通、物业和仓储类企业，6家快递和商场企业，5家食品服装企业，5家酒店企业，3家化工和矿业企业。这些企业分布在北京、山东、江苏、浙江、广东、河南、湖北、云南等8个省市。填答者平均年龄为29.28岁，51.40%为女性，49.03%已婚或与伴侣住在一起，平均工作年限为5.02年，66.97%持有大专以上文凭。

[16] R.Dozy et M.J.De Goeje，Description De L'Afrique Et De L'Espagne.imprimeur de Université[M].1866,P10.

在研究二中我们采用与研究一一致的测量工具来对职业使命感、工作投入、社会支持、绩效反馈和心理资本进行测量。其中我们对职业使命感和心理资本这两个多维量表进行了验证性因素分析。为了更充分利用样本数据，我们采用的是第一轮调查的数据样本（N=466）。结果表明，CVQ三维结构模型拟合除RMSEA指标较弱外，总体可以接受（χ2/df=295.94/51, p＜0.001,CFI=0.93, RMSEA=0.097, SRMR=0.043），且各条目的载荷在0.001的水平显著。其余二因子模型和一因子模型都与三因子模型有显著差异且拟合效果不理想。而对心理资本问卷的验证性因素分析结果表明，与研究一类似，反向计分的两个条目载荷不显著。去除这两个条目后的一阶四因子模型拟合良好（χ2/df=310.133/203,p＜0.001, CFI=0.94, RMSEA=0.066, SRMR=0.041），高阶模型拟合仍然良好（χ2/df=618.12/205, p＜0.001,CFI=0.94, RMSEA=0.066, SRMR=0.042），且与一阶模型差异很小。其余三因子模型和二因子模型以及单因子模型拟合效果均不佳。

（2）研究二：高校教师样本

为降低同源方差，样本二采用网络问卷调查平台进行了两轮数据的收集。我们首先调查了自变量（职业使命感、心理资本、社会支持、绩效反馈和职业发展机会），时隔一个月后又对因变量（工作投入）进行了调查，同时研究者控制了社会称许性的解释。鉴于高校教育工作者的特殊性，特别是专职教师的工作自主性通常较大，[28]因此研究二没有对其工作自主性进行测量，而是测量了其职业发展机会。两轮调查通过调查者创设的一个既保护被调查者隐私又具有识别性的编码进行匹配。

具体而言，我们通过研究者的社会关系联系了一些学校教师，说明了研究用意和调查要求，并委托该教师在其所在的学校组织10名以上教职工进行网络问卷的填写。两轮数据收集分别获得466和376个有效样本，最终匹配可用于分析的样本数为195人。填答者平均年龄为37.78岁，68.72%为女性，83.08%已婚或与伴侣住在一起，87.18%持有硕士研究生以上文凭。这些教职工来自17个高等院校，其中包括13所普通高等院校、3所职业技术学院和1所高等专科学校。这些学校分布在江苏、浙江、河南、宁夏、云南等5个省份。我们对比了仅参加第一轮调查和两轮均参加调查的两个样本组在职业使命感、心理资本和工作资源等主要变量上的差异。T检验的结果发现两个组在这几个主变量上均没有呈现显著差异，因此样本流失没有造成严重的选择偏差。[39]

3. 测量工具

（1）研究一的测量

职业使命感采用修订后的CVQ问卷测量职业使命感。问卷采用了李克特四点量表，问卷的三维度结构的验证性因素分析结果模型拟合良好（χ2/df= 226.67/51,p＜0.001, CFI=0.92, R MSEA=0.066, SR M R=0.051）。CVQ的整体一致性系数为0.86。

工作投入采用广泛使用的工作投入量表UWES（Utrecht Work Engagement Scale）的简化版来测量。问卷的中文条目采用了Zhang等、张轶文等翻译的版本，[40,41]条目如“在工作中，我感到自己迸发出能量”。该量表采用了李克特七点量表来测量，一致性信度系数为0.93。

社会支持的相关研究采用了工作经验和评估简化版问卷（Questionnaire on the Experience and Evaluation of Work, QEEW）中的三个条目来测量工作资源中的社会支持。[31,32,42,43]因此本研究采用该问卷三个条目对应的中文版，[43]条目之一如“当我需要帮助时，我可以请同事帮忙”。问卷的一致性系数为0.84。

工作自主性是个体对自己的工作活动控制程度的感知。[35]研究发现，如果员工将工作视为组织和领导安排的任务，尽管他们也可能勤奋工作，但会更偏爱规定明确、固定的工作，同时会对有较多自主性或能够自我控制的工作感到不适。[26]相反，职业使命感高的个体更关注工作的本质意义，他们将注意力集中在如何将工作做好上，甚至可能忽略组织的一些强制性的规范。而工作自主性有利于员工改造工作，进一步提高工作投入的程度。Berg等[28]的研究指出了职业使命感与工作重塑之间的紧密联系。因此我们提出：

工作自主性的测量采用心理授权量表的工作自主性子问卷（三个条目）。该量表由Spreitzer编制，由李超平等学者进行了汉化修订工作。[45]问卷的一致性系数为0.82。

工作资源的问卷（工作自主性、社会支持、绩效反馈）都采用李克特六点量表来测量。对每一个问题，被试有从1到6共六种选择，相应代表其对该题的描述从完全不同意到完全同意的不同程度的变化。

职业使命感、工作投入、社会支持、绩效反馈和心理资本在研究二中的一致性系数分别为0.85、0.94、0.87、0.75 和 0.95。

心理资本的测量采用心理资本理论的原发者在中国大陆样本中使用过的中文版心理资本问卷。[46]该问卷分别测量了自我效能、乐观、希望和抗逆力的4个子量表，每个子量表有6个条目。该量表同样采用了李克特六点量表来对心理资本进行测量。

社会学家Bellah等[23]曾提出美国人将他们工作的导向分为三个类别：第一种是把工作当生计（Job），仅视为换取报酬、购买消费品的手段；第二种是把工作当事业（Career），视为取得成就、提升身份地位的途径；第三种则是把工作当使命，视为生命的意义和乐趣。此处提及的第三种工作导向为职业使命感提供了一种有力的社会科学领域的解释。基于Bellah等[23] 的理论，Wrezesniewski等[5]进行了相关实证研究，发现员工从事一种职业可能同时出现三种工作导向，而不同的职业中这三者的分布接近于平均，这也为职业使命感的存在提供了依据。

（2）研究二的测量

女人是水，男人是舟，水能载舟，亦能覆舟。我这只轻舟终于离开了大发厂，驶进了景花厂这方阿花为我铺设的幸福港湾。

骨质疏松是一种全身代谢性骨骼疾病。其本质是骨重建中成骨细胞(OB)和破骨细胞(OC)功能失衡而导致的骨量减少，骨组织微观结构破坏，病理表现为骨显微结构完整性受损、连接性降低，导致骨强度降低，骨脆性增加，进而使骨折风险增加。目前，骨质疏松的治疗措施主要是调节骨吸收和骨形成平衡，但以往治疗骨质疏松的药物以骨吸收抑制为主，促进骨形成的药物仅有甲状旁腺激素类似物[1]。因此，促进骨形成的药物在骨质疏松中具有广阔的应用前景。

职业发展机会采用Xanthopoulou等[30]研究中采用的三个条目测量职业发展机会，条目之一如“我的工作给我充分发展和提升自己的可能”。量表采用李克特六点量表，一致性系数为0.71。

社会称许性采用马洛—克罗恩社会赞许性量表的简化版，[48]共有10个条目，其中5个反向计分，并采用七点量表做答，条目如“如果我犯了错我总是愿意承认它”。社会称许性的一致性信度系数为0.77。

(2)运用多种多媒体手段。如课程目标“铁碳合金相图及典型铁碳合金的平衡结晶过程”中,加热过程奥氏体化过程与冷却过程珠光体的形成等,在语言描述的同时,运用视频演示,给学生更直观的印象。运用微课和网络教学等,更好地促进学生对理论的理解,能获得较好的教学效果。

4. 测量模型与区分效度

为进一步检测测量有效性，特别是相关性很强的概念之间的区分性，我们进行了测量模型的评估，并进行了一系列的模型比较。

对研究一，我们首先构建了包含职业使命感、社会支持、绩效反馈、工作自主性、心理资本和工作投入6个潜变量的测量模型。其中由于心理资本、职业使命感和工作投入是多维度结构，且都包含较多条目，因此我们计算了这三个变量各维度的平均分，并以此作为潜变量结构的观察指标。结果表明，测量模型的拟合良好（χ2/df=563.64/ 155, p＜0.001, CFI=0.96,RMSEA=0.055, SRMR=0.040），各观察指标的负荷都在0.001水平显著。

（1）研究一：企业一线员工样本

对研究二，除用职业发展机会代替工作自主性外，其余测量模型和比较模型的结构相同。且测量模型的拟合也良好（χ2/df=226.54/155, p＜0.001,CFI=0.97, RMSEA=0.049, SRMR=0.046）， 观 察 指 标负荷都在0.001水平显著。通过与两个五因子模型的比较，职业使命感与工作投入和心理资本的区分效度得 以 支 持（Δχ2/Δdf=137.82/5, p＜0.001，ΔCFI=0.05，ΔR MSEA=0.032, ΔSR MR=0.040; Δχ2/Δdf=195.16/5,p＜0.0 0 1，Δ C F I=0.0 3，Δ R M S E A=0.0 2 3,ΔSRMR=0.019）。同时工作资源因素之间的区分性也得到3个比较模型与测量模型差异的支持（社会支持与绩效反馈合并 ：Δχ2/Δdf=117.34/5, p＜0.001，ΔCFI=0.04，ΔRMSEA=0.028, ΔSRMR=0.027；社会支持与职业发展机 会 合 并 ：Δχ2/Δdf=220.07/5, p＜0.001，ΔCFI=0.08，ΔRMSEA=0.047, ΔSRMR=0.039；绩效反馈与职业发展机会合并 ：Δχ2/Δdf=154.75/5, p＜0.001，ΔCFI=0.06，ΔRMSEA=0.035, ΔSRMR=0.011）。研究二的单因子模型拟合情况同样较差（χ2/df=1288.80/170, p＜0.001,CFI=0.55, RMSEA=0.184, SRMR=0.117）。

以上良好的测量模型拟合为本研究测量有效性提供了证据，也为进一步分析提供了基础，而模型比较也说明相关概念结构之间的区分性是成立的。

5.共同方法偏差

我们采用控制未测量的方法因子效应（Controlling for the Effects of a Single Unmeasured Latent Method Factor）[47]来检验研究中可能出现的同源方法偏差问题。我们首先基于测量模型的结构设定了工作资源、心理资本和职业使命感预测工作投入的结构模型。在此基础上，在模型中追加了一个方法潜变量，并将模型所有潜变量的观察指标负荷在这一方法潜变量上。

研究结果表明，研究一和研究二的初始结构模型的拟合状况较好，均达到可接受水平。其拟合指标 分 别 为：χ2/df=740.304/194, p＜0.001, CFI=0.96,RMSEA=0.055；χ2/df=359.754/194, p＜0.001, CFI=0.94,RMSEA=0.066。且无论是研究一还是研究二，职业使命感对工作投入的路径系数均显著。最后，各个潜变量结构的观察指标的因子载荷都在0.001的水平显著。

而在加入方法因子后，虽然两个研究的模型拟合指数都明显上升(结果分别为χ2/df=534.332/172, p＜0.001,C F I=0.97, R M S E A=0.047；χ2/d f=238.908/172,p＜0.001, CFI=0.97, RMSEA=0.045)，但我们发现：第一，两个研究中职业使命感到工作投入的路径系数保持显著（与之前几乎没有差异）；第二，对于研究一，仅有3个观察指标在方法潜变量上的载荷达到显著水平，而对于研究二，仅有1个观察指标在方法潜变量上的载荷达到显著水平（这些指标在原潜变量上的载荷均保持显著）。从这些检验结果来看，共同方法误差应该不会影响我们的基本研究结论。

三、研究结果

1. 描述性统计结果

研究一和研究二的主要研究变量的均值、标准差、相关系数和一致性系数值可参见表1。从变量的均值和标准差来看，研究一和研究二在可比较的变量之间差异很小，说明这些变量在两个样本间有基本相当的分布形态。值得注意的是，高校教师样本职业使命感、心理资本和工作投入的均值比企业员工样本稍高，而社会支持和绩效反馈两个工作资源变量的均值稍低于企业样本。产生这些差异的原因可能是高校教师育人为本的工作性质使得其职业使命感和工作投入状态与企业员工有所不同；同时教育工作独立性较高，也不像多数企业工作那样有可量化的绩效反馈，故而使得这一样本在社会支持和绩效反馈上均值略低于企业员工样本。

研究一的相关分析结果表明，工作资源（社会支持、绩效反馈和工作自主性），个人资源（心理资本）和职业使命感均与工作投入显著积极相关，其中职业使命感均与工作投入相关性较大且显著（r=0.58，p＜0.001）。研究二中工作资源（社会支持、绩效反馈和工作自主性）和个人资源（心理资本）与工作投入显著积极相关，其中心理资本与工作投入相关性较大且显著（r=0.57，p＜0.001）。在两个研究中，职业使命感与工作资源变量和心理资本都存在积极显著的相关关系。

2. 研究一假设检验结果

（1）职业使命感对工作投入的增加解释力

巡查人员对巡查情况应逐一记录巡查时间，巡查结果，并逐次填写好入海水道工程巡查情况记录，对异常和损坏部位应有详细记录和说明，必要时进行图像记录。对发现的违法违规情况，须载明违法违规事实、违法违规时间、违法违规行为实施的主体、所产生的后果、处理结果等，根据违法违规情况，记录可用文字、照片、绘图等多种记述方式相结合，巡查结束须经巡查人签名，由单位存档备查。

研究一的样本来自53家不同的企业，因此数据结构具有嵌套性。鉴于已有研究已经发现工作投入存在组间变异，[49]虽然我们的变量在概念上都是个体水平的变量，但为了控制可能存在的组织嵌套效应，我们在假设检验中采用了多层线性回归而不是个体水平的多元回归。[50]具体而言，首先由于样本不是特别大，故我们采用了有约束的最大似然估计（Restricted Maximum Likelihood）对参数进行估计。其次，由于涉及交互效应的检验，[51]且研究假设都是在个体水平的理论基础上提出的，我们对研究所聚焦的自变量（工作资源、心理资本和职业使命感）进行了组平减（Group-mean Centering）。

 

表1 研究主变量的均值、标准差、相关系数和一致性系数

  

注：*表示p＜0.05，**表示p＜0.01，***表示p＜0.001。相关系数矩阵中下三角为研究一（工作自主性仅包含在研究一，N1=937）的结果；上三角为研究二（职业发展机会仅包含在研究二，N2=195）的结果。对角线上是两个样本的一致性系数，其中，括号中为研究二的一致性系数

 

Mean(1) SD(1) 1 2 3 4 5 6 7 Mean(2) SD(2)职业使命感 2.53 0.55 0.86（0.85） 0.37*** 0.45*** — 0.37*** 0.54*** 0.50*** 2.62 0.52社会支持 3.96 1.21 0.30*** 0.84（0.87） 0.66*** — 0.31*** 0.35*** 0.29*** 3.70 1.32绩效反馈 3.79 1.03 0.29*** 0.60*** 0.74（0.75） — 0.42*** 0.51*** 0.41*** 3.14 1.13工作自主性 3.41 0.85 0.36*** 0.24*** 0.26*** 0.82（—） — — — — —职业发展机会 — — — — — — —（0.71） 0.24*** 0.31*** 3.77 1.16心理资本 4.05 0.70 0.47*** 0.35*** 0.34*** 0.52*** — 0.92（0.95） 0.57*** 4.26 0.73工作投入 3.16 1.31 0.58*** 0.33*** 0.33*** 0.46*** — 0.65*** 0.93（0.94） 3.30 1.26

 

表2 职业使命感对工作投入的主效应（研究一）

  

注：*表示p＜0.05，**表示p＜0.01，***表示p＜0.001；为节约空间，对于多于二类的哑变量只显示了总体效应（均不显著）

 

工作投入模型1-1 模型1-2 模型1-3控制变量性别 -0.31*** -0.22** -0.12年龄 0.02* 0.01 0.01教育（4类） 不显著 不显著 不显著婚姻状况（3类） 不显著 不显著 不显著工作部门（7类） 不显著 不显著 不显著工作年限 -0.01 -0.01 0.00工作资源社会支持 0.18*** 0.09* 0.07*绩效反馈 0.13** 0.06 0.02工作自主性 0.59*** 0.26*** 0.18***个人资源心理资本 0.91*** 0.70***核心变量职业使命感0.79***截距 1.66 2.76** 3.26***组织层残差 0.10 0.06 0.04个体层残差 1.07 0.85 0.74

为了检验职业使命感对工作投入的增加解释力，我们分了三个步骤：第一步，在控制了性别、年龄、教育（分高中、中专、大学/大专、研究生等4类）、婚姻状态（包含单身未婚、已婚/同居、离婚/分居等3类）、工作部门（包含一线部门、行政部门、后勤部门等7类）、工作年限等个体变量的基础上检验了三个工作资源变量的主效应，其中分类变量按哑变量处理；第二步，加入了个人资源变量心理资本；第三步，引入了职业使命感。

景德镇先辈们留下辉煌的陶瓷产业需要我们延续她的光芒，保留这一伟大的陶瓷产业。去年，中共中央办公厅、国务院办公厅联合印发了《关于实施中华优秀传统文化传承发展工程的意见》，意见指出：“对于传统中华文脉，全力提升人民群众文化素养，维护国家文化安全，增强国家文化软实力，推进国家治理体系和统治能力的现代化，具有重要的意义，”陶瓷文化也是中华传统文化的重要组成部分。中国的陶瓷史可以说就是中国的文化史，欧美各国一度就是通过了解中国的瓷器来了解中国的文化，所以把中国叫做“chian”，也就是景德镇昌南。前1000年景德镇陶瓷发展就是在柴窑窑火的烧制下走过，景德镇陶瓷伴随着柴窑窑火也必将走向下一个1000年。

从表2可以看到，在模型1-1中，三种工作资源变量在同时竞争的情况下对工作投入的影响效应都达到显著水平。而在模型1-2中，心理资本加入后绩效反馈的效应不再显著，并且社会支持的显著性明显下降，此时心理资本的影响效应显著。模型1-3的结果显示，职业使命感在工作资源和个人资源之外对工作投入仍有显著的效应（β=0.79, p＜0.001）。并且，使命感的加入在工作资源和心理资本的基础上进一步增加了对个体层变异的12.94%的解释率（该解释率为表2中模型1-2与模型1-3个体层残差之差与模型1-2的个体层残差的比例）。因此研究假设1得到了企业一线员工样本的支持。

（2）职业使命感对工作资源与工作投入关系的调节作用

  

图2 职业使命感对社会支持和工作投入关系的调节作用 （研究一）

  

图3 职业使命感对绩效反馈和工作投入关系的调节作用（研究一）

我们检验了职业使命感对于工作资源变量（社会支持、绩效反馈和工作自主性）与工作投入关系的调节作用，如表3所示。结果表明，职业使命感与三种工作资源变量的交互项对工作投入都有显著效应，且分别能增加解释1.35%、1.35%和1.35%的个体层变异（由模型1-3的个体层残差减去各交互效应模型中的个体层残差，再除以模型1-3的个体层残差得出）。从交互图（图2、图3、图4）来看，这些调节效应都是强化式的，即当职业使命感高时，这些工作资源对工作投入的影响更强。由此，本研究H2、H2a、H2b和H2c均得到支持。

  

图4 职业使命感对工作自主性和工作投入关系的调节作用（研究一）

（3）职业使命感对心理资本与工作投入关系的调节作用

从表3的模型1-7可以看到，职业使命感与心理资本的交互项对工作投入的效应显著，且在主效应的基础上进一步增加了1.35%个体层变异的解释率。通过交互图（图5）可以看到，当职业使命感高时，心理资本对工作投入的影响更强。因此，本研究假设3得到企业一线员工样本的支持。

  

图5 职业使命感对心理资本和工作投入关系的调节作用（研究一）

3. 研究二假设检验结果

（1）职业使命感对工作投入的增加解释力

原位物理处理指不改变底泥位置，采用物理方式对底泥进行遮蔽，直接在底泥的上方用一层或者多层覆盖物覆盖，阻止底泥与上覆水直接接触，防止污染底泥中的污染物向上覆水扩散的底泥修复技术，具有投资低，对周围环境影响小的特点。用于原位覆盖的覆盖材料有多种，包括石子、沙粒等天然物、粉尘灰、炉灰渣等半成品或者是采用特殊材料合成的化学制品。缺点一是降低了河湖泊涌防汛能力，破坏原有生态系统，可能导致新的生态危机。二是覆盖遮蔽没有减少污染底泥层，反而会加速底泥层的厌氧反应和反硝化作用，造成覆盖层逐步侵蚀，容易形成污染反弹。三是在水体流动较快的水域，覆盖材料易发生变动，影响覆盖效果。

为了控制可能存在的组织嵌套效应，在研究二的假设检验中我们采用与研究一相同的多层线性回归方法。如表4 所示，在第一步中我们检验了工作资源变量对工作投入的影响，同时控制了个体水平的人口统计学变量，包括性别、年龄、教育（分本科、硕士、博士3类）、婚姻状况（包含单身未婚、已婚/同居、离婚/分居等3类），职称（分相当于助教、讲师、副教授和教授4类）和主要工作内容（分学生管理、教学、科研等6类），此外还包含了社会称许性这个重要的控制变量。结果显示，绩效反馈和职业发展机会对工作投入的影响效应显著，但社会支持的回归效应却不显著。我们在理论部分也曾提及，已有研究发现社会支持并不总是产生积极效应。第二步，当心理资本被加入模型中，绩效反馈对工作投入的效应不再显著，而心理资本的主效应显著。从模型2-2的结果来看，在控制了心理资本后，职业发展机会对于工作投入的动机作用似乎更加明显。第三步，职业使命感对工作投入的解释力在工作资源和心理资本之外仍然是显著的，它增加了对工作投入的个体层变异的4.89%的解释力。因此假设1也得到了高校教师样本的充分支持。

 

表3 职业使命感对工作资源和心理资本的调节作用（研究一）

  

注：*表示p＜0.05，**表示p＜0.01，***表示p＜0.001；为节约空间，对于多于二类的哑变量只显示了总体效应（均不显著）

 

工作年限 0.00 0.00 0.00 -0.01

 

表4 职业使命感对工作投入的主效应（研究二）

  

注：*表示p＜0.05，**表示p＜0.01，***表示p＜0.001；为节约空间，对于多于二类的哑变量只显示了总体效应（均不显著）

 

工作投入模型2-1 模型2-2 模型2-3控制变量社会称许性 0.18 0.10 0.08性别 -0.35* -0.028 -0.24年龄 0.00 0.00 0.00教育（3类） 不显著 不显著 不显著职称(4类) 不显著 不显著 不显著工作内容（6类） 不显著 不显著 不显著婚姻状况（3类） 不显著 不显著 不显著工作资源社会支持 0.01 0.00 -0.01绩效反馈 0.37*** 0.11 0.08职业发展机会 0.19* 0.17* 0.13个人资源心理资本 0.82*** 0.67***核心变量职业使命感0.50**截距 2.79*** 3.40*** 3.40***组织层残差 0.04 0.05 0.06个体层残差 1.15 0.90 0.85

（2）职业使命感对工作资源与工作投入关系的调节作用

 

表5 职业使命感对工作资源和心理资本的调节作用（研究二）

  

注：*表示p＜0.05，**表示p＜0.01，***表示p＜0.001；为节约空间，对于多于二类的哑变量只显示了总体效应（均不显著）

 

工作投入模型2-4 模型2-5 模型2-6 模型2-7控制变量社会称许性 0.07 0.08 0.07 0.08性别 -0.25 -0.27 -0.30* -0.24年龄 0.00 0.00 0.00 0.00教育（3类） 不显著 不显著 不显著 不显著职称（4类） 不显著 不显著 不显著 不显著工作内容（6类） 不显著 不显著 不显著 不显著婚姻状况（3类） 不显著 不显著 不显著 不显著自变量社会支持 0.00 0.00 -0.03 0.00绩效反馈 0.11 0.09 0.09 0.09职业发展机会 0.10 0.12 0.15* 0.12心理资本 0.70*** 0.68*** 0.65*** 0.69***职业使命感 0.52** 0.50** 0.52** 0.50**职业使命感×工作资源职业使命感×社会支持 0.30***职业使命感×绩效反馈 0.21*职业使命感×职业发展机会 0.26*职业使命感×个人资源职业使命感×心理资本0.18截距 3.29*** 3.30*** 3.35*** 3.39***组织层残差 0.07 0.07 0.08 0.05个体层残差 0.80 0.83 0.82 0.85

  

图6 职业使命感对社会支持和工作投入关系的调节作用 （研究二）

表5中的模型2-4、模型2-5和模型2-6分别表示了职业使命感对工作资源变量，社会支持、绩效反馈和职业发展机会对工作投入关系的调节作用。结果表明，职业使命感对社会支持和绩效反馈的效应具有显著的正向调节作用。从图6和图7来看，其调节模式与研究一基本一致，研究二再次支持了研究假设2a和2b。职业使命感对职业发展机会的调节作用也显著。从图8来看，其调节作用也是积极的。由此，研究假设2d得到了支持。这三个调节效应分别增加了6.06%、2.77%和4.04%的个体层变异。

  

图7 职业使命感对绩效反馈和工作投入关系的调节作用（研究二）

  

图8 职业使命感对职业发展机会和工作投入关系的调节作用（研究二）

（3）职业使命感对个人资源与工作投入关系的调节作用

表5中的模型2-7表示了职业使命感对心理资本与工作投入关系的调节作用。但这一调节效应并不显著，故这一结果与研究一的结果并不一致。因此本研究的假设3没有得到高校教师样本的支持。

四、研究结论与讨论

1. 研究发现

本研究分别以企业一线员工和高校教师为样本，在我国情境下检验了职业使命感与工作投入的关系。研究发现，职业使命感显著影响员工的工作投入，印证了已有几项研究[11,14,18,19]的结果。此外本研究发现，职业使命感除在工作资源和个人资源的影响以外，对工作投入也有进一步的解释作用，这一研究结果进一步证实了Elangovan等[12]的相关理论提议，即职业使命感可能具有超越于其他外在因素的动机功能。与以往研究不同的是，本研究还预测并验证了职业使命感对工作资源（社会支持、绩效反馈、工作自主性和职业发展机会）与工作投入关系的积极显著的调节效应，且这些效应得到研究一和研究二的交叉印证。但职业使命感对个人资源（心理资本）与工作投入关系的调节作用仅得到了研究一的支持，并未得到研究二的支持。产生这一现象的原因可能更多源于统计效力上的差异。研究一的样本远大于研究二，因此在进行调节效应的检验时，研究一的结果可能表现出更高的统计效力。此外，样本的人口统计学特征以及工作特征等也可能对此产生影响，但由于目前研究设计的局限性，我们并未对此进行探讨，未来研究可将影响这一调节机制的情境因素以及边界条件纳入分析范畴，以对该现象进行进一步的理论解释。

2. 理论意义

首先，本研究通过两个样本的实证结果证实了职业使命感在工作资源和个人资源之外对工作投入的直接影响，进一步表明职业使命感是一种重要的且独立的工作动机因素。按照工作要求—资源模型，工作资源和个人资源是促进工作投入的重要因素。本研究将已有研究中主要的工作资源和个人资源变量都纳入了研究范围，在此基础上却仍发现职业使命感对于工作投入的额外解释力，这意味着工作资源或个人资源并不会“覆盖”职业使命感对于工作投入的影响效应，同时在工作的环境条件因素和个人资源因素之外，还存在基础的内在动机因素会对工作投入产生影响。Elangovan等[12]早已提出，职业使命感可能具备超越传统动机预测变量的作用功能，但是并没有采用实证的方法对此加以验证。本文的实证结果对此观点进行了有力响应，对于工作投入理论以及更广泛意义上的工作动机理论具有重要意义，同时也为员工工作投入内在驱动力的探索提供了现实证据。

其次，职业使命感被认为是工作意义感的精神体现。[52]人的精神和意志因素在行为动机中的重要作用早已为人类所熟识。但是在管理情境中，主体的精神和意志因素在工作动机中的作用却没有得到学界以及管理实践者的重视。大多数关于工作动机的实证研究都将注意力放在了工作者主体之外的工作特征因素、工作环境因素、管理环境因素，甚至心理能力的因素（智力、情商以及心理资本等）上。诚然，这些因素更加可控，因此在“管理主义”（Managerialism）下，可以采用更方便的管理手段和管理理念加以应对。但是我们不应忽视工作者的精神力量在工作投入中的重要作用。实际上，近年来学者对于工作意义与工作投入关系的研究相当活跃，[53,54]也体现了学者研究视角的转变。相较于经济意义和享乐意义的工作动机视角，从工作意义视角理解工作投入，体现了学者对工作与人性关系的更深层次思考。[54]未来研究者可以将更多注意力放在对于影响工作投入的内在动机因素（价值观、自我概念等）上。

再次，本研究还揭示了职业使命感对资源（工作资源和个人资源）与工作投入关系的调节效应。具体而言，职业使命感对工作资源和个人资源的动机作用具有强化功能。职业使命感能赋予各种工作资源更高的价值，促使员工本身产生更强的工作动力。同时，具有职业使命感的个体更愿意将个人情绪和心理资源“投资”在工作上，从而使这些资源产生更强的动机作用。从某种意义上来讲，职业使命感对于资源的强化效应体现了“外因要通过内因起作用”的道理，而我们进行了深入的理论阐释并取得了实证证据。本研究进一步说明，没有职业使命感的支撑，工作资源和个人资源的作用无法得到更大程度的释放。而职业使命感与工作资源和个人资源对工作动机的交互作用也说明了它与另外二者之间的独立意义。将职业使命感纳入工作动机的理论框架，并且探索它与工作环境因素、工作特征因素、个人心理能力因素之间的关系，弥补了工作动机理论中内在动机相关研究的缺失。此外，根据以上对职业使命感所属概念范畴的讨论，我们有理由相信，工作意义、工作价值观、工作认同等因素都可能具有类似的调节作用。也就是说，未来学者可以从更广义的内在动机角度来探讨其对工作资源和个人资源的动机作用的强化功能。

最后，职业使命感对工作动机的重要作用也给了我们启示。例如，对于人与工作匹配这个重要问题的研究，应该将职业使命感纳入研究视角。由于职业使命感在基础意义上决定了工作动机的唤起水平，因此其可能是人与工作匹配的基本影响因素。Hirchi[18]在研究中考虑了人与工作匹配这个问题，但是将人与工作匹配假定为使命感和工作投入关系的调节变量。从Hirschi[18]研究的实证结果来看，人与工作匹配的调节效应并没有被检测到。我们认为人与工作匹配更可能在使命感和工作投入中起到中介而不是调节作用。这与Hagmaier等[11]将认同与人和环境的匹配作为他们提出的使命感的三维度之一的观点相近。

总之，探索使命感工作动机方面的重要功能将职业使命感对个人和对组织（生产）的意义统一起来，进一步解释了为什么职业使命感会影响个体的幸福感。而目前对使命感的动机功能的研究还相对很少，研究也不够深入。本研究通过较为严格的实证研究，说明了职业使命感对工作动机的基础作用，[12]具有重要的理论意义。

3. 实践启示

论文的研究结果对企业人力资源管理活动的开展具有重要启示。企业可以职业使命感为“抓手”实现对员工的能量管理，激发员工的工作热情。实际上，近年来西方的管理实践中已经开始重视职业使命感。[2]而我国在改革开放后的管理实践中更多地采用了物质经济手段来激励员工，也有部分企业从社会交换的角度，通过为员工提供更好的工作条件和良好的组织氛围进行激励。但多数管理者对员工职业使命感并不关注，甚至认为其不切实际，一定程度上也与职业使命感这一科学理论不够成熟有关。增强员工队伍的职业使命感不仅能够确保员工更高水平的工作投入，还可以使其他管理实践的效用得到更大程度的发挥。（1）从人才选拔上，企业或其他组织可以有目的地将职业使命感作为考量因素之一，在同等条件下着意选择那些对相关工作怀有使命感的人。这些员工与工作的匹配性更高，工作投入度更高，因此对组织的工作效率十分有利。当然，在具体应用的过程中，组织需要开发测量使命感更加隐蔽而有效的方式，以避免求职者采取伪装策略。结合内隐测验、行为测量等方法技术可以很好地解决这一问题。（2）职业使命感可在实际工作中培养或者增强，[28,55]因此组织管理要有意识地创造能焕发、保护职业使命感的有利环境。具体来说，本研究发现职业使命感能强化工作资源和心理资本的作用，这种交互效应也说明，有利的工作资源和心理资本能充分发挥职业使命感的动机功能，从而产生更积极的工作结果。因此，提供工作资源和维护心理资本都可能起到强化职业使命感的作用。（3）企业应在员工的职业生涯咨询工作中重视开发员工的职业使命感，这将有助于更大限度地发挥员工的潜能，从而促使企业员工为企业乃至社会做出更多贡献。

4. 研究局限与未来研究

从研究设计角度出发，本研究的横断面设计不能确证使命感和工作投入之间的因果关系，换言之，不能排除高工作投入导致了更高的职业使命感。虽然研究二在自变量和因变量的调查间有一个月的间隔，但时间仍然较短。因此，未来研究可以利用纵向追踪的数据资料进一步检验这一因果关系。

从研究数据的角度出发，本研究都采用自我报告收集数据。首先，虽然目前职业使命感和工作投入的研究都采用自我报告的方式，但自变量和因变量采用单一数据收集方法会导致共同方法偏差，可能高估变量之间关系。[47]不过我们的研究二采用了时间间隔测量，并控制了社会称许性，这两个措施能有效减少同源误差。[47]其次，对于本研究所聚焦的使命感的调节功能而言，共同方法偏差对调节效应的影响很小，[56]因此这部分研究结果的同源偏差相对更少。最后，我们用两个研究形成的重复验证进一步减小了样本偏差。尽管如此，未来研究会争取采用非同源数据的方法设计，尽量减少共同方法偏差的影响。

从研究内容的角度出发，本研究作为对使命感动机功能的初步研究，还有很多研究问题未能深入说明。这也为未来研究留下了广阔的空间。比如，本研究仅考虑了工作资源变量对工作投入的促进作用，并没有考虑工作要求变量对工作投入的抑制作用。使命感和工作要求之间是否存在对工作投入的交互效应仍尚未解决。Bunderson等[13]的研究发现，使命感会让人在低薪等不利条件下坚持工作，那么使命感会不会也对工作要求的去动机效应存在缓冲保护作用呢？其次，工作投入的研究已经广泛深入于每周、每天甚至更即时的水平，研究职业使命感对更精确的时间窗口下的动机行为的影响能更好地展示其动机功能的实质影响，并揭示其作用的动态过程，非常值得未来进行深入研究。最后，从职业使命感影响工作投入的机制上，本研究只是初步揭示了其直接效应，但职业使命感与工作资源和心理资本之间的积极相关，暗示着职业使命感可能通过转化为工作资源和心理资本间接作用于工作投入。进一步完善职业使命感的动机作用机制，采用恰当的研究设计将这些不同的机制揭示出来，具有重要的研究意义。

参考文献

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