加班行为能提升员工工作幸福感吗？

2020-01-15崔景怡李锡元

首都经济贸易大学学报 2020年1期

崔景怡，李锡元，薛莹

(武汉大学经济与管理学院，湖北武汉 430072)

一、问题提出

加班现象在中国职场屡见不鲜。国家统计局数据显示，2018年8月，全国企业就业人员每周平均工作46.1小时，比劳动法规定的44小时多2小时。《中国青年报》于2018年3月对1 980位员工进行了一项调查，发现48.4%的受访员工每周至少加班一次。

加班行为可能会让员工在工作中产生不快乐、不满意、郁闷等低落情绪，导致员工工作幸福感的下降。如何提高员工的工作幸福感，是近年兴起的积极心理学关注的问题，沿着这一思路，将工作领域的加班行为与员工的工作幸福感结合起来，体现了以人为本的现代管理理念。

以往研究表明，长时间工作会对幸福感产生负面影响[1-2]，所以大多数长时间工作的人倾向于减少加班[3]。然而，事实上也存在相反的现象，如“工作沉迷”型领导者愿意投入大量的工作外时间进行工作[4]；许多创业者和IT行业的程序员不分昼夜地加班工作，却甘之如饴。这就产生一个问题：与不愿意加班的员工相比，愿意加班的员工是否具有更高的工作幸福感呢？本文聚焦于员工的加班行为、加班动机和工作幸福感，致力于探索在员工存在加班行为的情境下，如何减少加班给员工的工作幸福感带来的损失。

本文的研究问题主要有两个：第一，怎样减少员工的工作幸福感因加班而下降的程度？第二，加班行为在一定的边界条件下，能否提升员工的工作幸福感？围绕这两个问题，本文从自我决定理论视角出发，深入剖析加班行为背后的动机类型，并引入感知任务完成度作为中介变量，尝试对加班行为影响工作幸福感的内在机制和边界条件作出解释，以期为企业科学合理地管理员工的加班行为、改善员工在工作中的心理状态提供理论指导和实践启发。

二、文献综述

加班是当今世界普遍存在的现象。在美国，超过25%的男性和11%的女性每周工作超过50小时[5]；在韩国和日本，极端加班现象突出，很多员工每周工作超过60小时[6]；在欧洲，加班相对缓和，英国劳动者每周平均无偿加班7小时，荷兰员工平均每周加班3～4小时[7]。

从不同国家和地区对加班的研究来看，20世纪50年代至21世纪初，西方学者对加班领域的主流研究集中于加班对健康的影响，强调长时间工作会导致疲劳和压力的增加[8-9]，进而引起一系列不良的健康后果，例如一般疾病、高血压、糖尿病、心脏病、睡眠障碍的发生率上升等[1-2,10]。此外，研究表明，长时间工作还会使工伤事故的发生风险增大[11]。对于加班与健康间的负向关系，学者们提出了两种机制来解释。第一种机制认为，加班意味着在工作中投入努力的时间延长，而用于恢复的休息时间减少，长期超时工作可能导致不充分恢复的累积，从而干扰生理过程并导致健康问题[12]。第二种机制则认为，加班导致的不良行为习惯(如不健康的饮食、锻炼的缺乏和吸烟)是加班引起健康问题的原因[2]。日本和韩国的研究集中在超长工作时间(每周工作60小时以上)对健康的严重影响方面，尤其是“过劳死”和“过劳自杀”现象[13-14]。西欧地区则侧重于研究加班时间较短的适度加班，并认为适度加班与健康和幸福感的联系并非简单直接的，而取决于加班工作的社会心理状况[7]。

中国国内关于加班的研究主要集中在加班现象描述和原因分析方面[15-16]，现有的大多数研究是从法律视角出发来开展的，比如关于加班制度[17]、加班工资支付及争议处理[18]等问题的研究。就目前而言，国内学术界从组织行为学视角开展的加班研究仍然较少，且研究主题多与加班的前因有关[19]，涉及加班后果的实证研究还比较少，尤其是加班潜在的积极效应尚待发掘。

近年来，国外学者对加班的研究进一步细化，对自愿加班和非自愿加班[20-21]、加班与工作质量[22]等主题进行了探索。范德赫尔斯特和吉尔茨(van der Hulst & Geurts, 2001)以来自荷兰邮政服务的535名全职员工为样本，研究了加班的外部压力和工作报酬对员工工作倦怠的组合影响，通过员工感受到的对于加班的外部压力大小来反映员工加班的自愿性程度，结果表明，非自愿加班会对员工的健康带来不利影响并增加工作倦怠，但这种影响仅在工作报酬较低时成立[23]。贝克尔斯等(Beckers et al.，2008)将员工对加班的控制分成完全自愿、部分自愿和完全非自愿三种类型，探索加班控制对疲劳和工作满意度的影响，发现自愿加班者通常拥有较高的收入和较好的工作条件，即使加班没有报酬，自愿加班者也会对工作感到满意，而非自愿加班则会带来较高的疲劳和较低的工作满意度。因此，他们认为加班控制对员工的幸福感很重要，自愿的适度加班是可以被接受的[20]。

幸福感是个体对自己的生活状态进行的总体评价[24]。工作幸福感是幸福感在工作领域的延伸，指的是员工认为目前所从事的工作能带来乐趣和价值而产生的一种满意的感觉[25]。学术界关于幸福感的研究分为两大派别：一类是“快乐的幸福”(hedonic well-being)，即从享受快乐和避免痛苦的角度来定义幸福，代表构念是主观幸福感；另一类是“意义的幸福”(eudaimonic well-being)，即从自我存在的意义和自我实现的角度来定义幸福，代表构念是心理幸福感。不同的学者对工作幸福感的定义各不相同，但总体而言，学者们普遍认为工作幸福感是员工幸福感的一个维度，涵盖了主观幸福感和心理幸福感，即融合了关于幸福感的两大派别的观点。

综观国内外关于加班的研究，目前关于加班与工作幸福感的研究仍然较少，也鲜有研究聚焦于加班在工作领域的潜在积极影响。虽然有学者指出了自愿加班对工作满意度的正向影响，对加班控制与员工工作幸福感的关系进行了初步论证[20]，但这一过程背后的运作机制尚未被清晰地揭示出来。因此，本文试图考察加班动机对员工工作幸福感的影响，以及这种影响发挥作用的内在机制。有学者提出，在工作中对于成功完成任务的感知能使人产生积极的情感[26]，为本文构建以感知任务完成度为中介路径的作用机制奠定了基础。

三、理论基础与研究假设

(一)加班原因与动机：自我决定理论视角

员工是否愿意加班，涉及对加班动机的分析。本文首先结合文献资料和现实观察，总结了加班行为的7类主要原因，及各类原因对应的加班行为性质与动机(见表1)。现有文献将加班行为分为积极和消极两类，积极加班指为获得加班费或晋升机会而主动加班，消极加班指由于工作量过多而被迫加班[27]。这种简单二分法很难详尽反映不同加班原因间的差异，所以本文从“主动/被动”及“愿意/不愿意”两个维度对加班行为进行分类，“主动”维度侧重于加班行为是否由个体主动做出，“愿意”维度侧重于个体内心是否愿意加班。在不愿意却不得不加班时，员工容易产生消极情绪，工作效率也可能下降，甚至出现加班时间不做事的虚假加班行为(表1序号7)。因此，“愿意”维度的增加十分必要。

表1 加班行为的原因、性质与动机

是否主动或愿意加班所对应的动机可以用自我决定理论解释。德西和瑞安(Deci & Ryan，1985、2000)提出的自我决定理论将动机按自我决定水平的高低分为内部动机、外部动机和无动机[28-30]。内部动机的自我决定水平最高，指个体为了活动本身带来的乐趣而从事活动；外部动机指个体做出行动是出于与行动本身不同的目的(比如能因此得到奖励或免遭惩罚)；无动机的自我决定水平最低，指个体缺乏行动意愿，感觉行为原因与自己无关或没有能力胜任。外部动机按自我决定水平从高到低，又分为整合、认同、内摄与外部调节四种调节类型。整合调节和认同调节均指个体认同所从事活动的价值，区别仅在于是否使该活动成为自我习惯的一部分，由于二者的自我决定水平较高，因而与内部动机合称为自主性动机[31]。内摄调节与外部调节分别指个体为了自我价值感和外部需要的满足而从事活动，二者的自我决定水平较低，统称为控制性动机。

自主性动机、控制性动机与无动机组成了一个自我决定水平从高到低的自我决定动机连续统一体[32]。自我决定动机存在于情境、环境和整体三个层次[33]，情境层次的自我决定动机被称为情境动机，指个体在特定的时间从事某项活动的动机[34]。加班动机是员工针对加班活动的动机，因此属于情境动机。

图1 加班动机的自我决定模型

在自我决定理论的基础上，本研究提出加班动机的自我决定模型(如图1所示)，将加班动机按自我决定水平分为内部动机、自主性外部动机(包括整合调节与认同调节)、控制性动机(包括内摄调节与外部调节)和无动机四类。其中，内部动机和自主性外部动机属于自主性动机，控制性动机和无动机属于非自主性动机。图1的模型呈现了加班原因与加班动机的匹配情况，数字1到7分别表示表1的七类加班原因。其中，原因1对应内部动机，原因2对应自主性外部动机，原因3～6均对应控制性动机，原因7对应无动机。

(二)加班行为和工作幸福感

加班(overtime work)又称为超时工作或延长工作时间(extended working hours)，指的是超出劳动合同规定的工作时间进行的额外工作[35]。根据以往文献对加班的界定，本文将加班行为(overtime behavior)定义为正常工作时间以外进行工作的行为，其程度通过加班时间来衡量。在正常工作时间以外工作的时间越长，加班行为的程度越高。

研究表明，长时间工作与抑郁、心理压力、过度疲劳、倦怠等不良的身心健康状态有关[8-9]。生理恢复机制认为，工作过程中投入的努力会带来短期的生理和心理资源损失，当停止工作后，个体就进入恢复过程以弥补资源损失[36]。加班行为使投入努力的时间延长，资源恢复的时间缩短，由于恢复过程不能充分进行而导致疲劳的积累，最终会使工作幸福感下降。基于以上论述，本文提出如下假设：

H1：加班行为对工作幸福感具有负向影响。

(三)加班动机的调节作用

虽然已有研究证明加班时间对健康和幸福感存在负向影响，但斯帕克斯等(Sparks et al.，1997)与范德赫尔斯特(van der Hulst，2003)指出，加班与疲劳等不利的健康结果之间可能还存在调节变量的作用，忽视这些作用可能会让二者间的真实关系变得模糊[1-2]。高质量的加班可能不仅不会带来负面后果，还会产生积极的后果，如有利于心理健康和工作满意度[37]。以往研究表明，自愿加班与幸福的积极指标有关，非自愿加班则与幸福的消极指标有关，自愿的适度加班可能并不会降低员工的幸福感[20]。

根据自我决定理论，关注内在愿望可以提升个体的幸福感，而关注外在愿望则会导致抑郁和焦虑[38]，具有自主性加班动机的人由于工作本身的原因而愿意加班，工作任务的完成能给他们带来积极的情感体验，因而有利于其工作幸福感水平的提高。因此，加班动机的自我决定动机水平越高，由加班导致的工作幸福感下降程度越小，甚至有可能提升工作幸福感。基于以上论述，本文提出如下假设：

H2：加班动机调节加班行为与工作幸福感的关系。(a)加班动机的自我决定水平较高时，加班行为与工作幸福感间的负向关系减弱；(b)当加班动机的自我决定水平高于一定程度时，加班行为与工作幸福感呈正相关关系。

(四)感知任务完成度：对调节效应的中介

感知任务完成度(perceived task accomplishment)是员工对自己工作职责完成情况的评价[26]，属于一种主观任务绩效[39]。在日常工作情境中，感知任务完成度捕捉了个人对工作目标是否取得有效进展的主观体验[40]。

情感状态源于对正在发生的事情是否与个人目标相关的评估，与目标的进展和实现不相容的事件会引发消极的情感反应，与目标一致、标志着目标进展的事件则会引发积极的情感反应[26]，并与热情或快乐的状态相关联[41]。成功完成工作任务是大多数员工的一项重要目标，因为高绩效与自豪感、加薪和升职等正面后果相关，而低绩效则往往与负面后果相关。因此，觉察到成功完成了任务意味着高绩效目标的实现取得了进展，这种感知会带来积极的情感反应[42]，从而让员工的工作幸福感增加。基于以上论述，本文提出如下假设：

H3：感知任务完成度对工作幸福感具有正向影响。

当加班原因不同时，加班行为对员工的感知任务完成度可能有不同的影响。在真实加班情况下(见表1序号1—序号6)，由于在加班时间完成了更多的工作任务，感知任务完成度会因此增加；但当员工虚假加班时(见表1序号7)，此时的加班行为并不以完成工作任务为目标，因此感知任务完成度极低。因此，考虑加班行为与感知任务完成度的关系时，需同时考虑加班动机的调节作用。

当加班动机的自我决定水平低(即不愿意加班)时，员工在加班期间更可能容易感受到疲劳而造成工作效率的降低[8-9]，因此感知任务完成度可能会下降，进而导致工作幸福感的下降；而随着加班动机自我决定程度的提高，员工更可能感知到加班带来的工作任务的进展，尤其对于为了完成工作任务而主动加班的员工而言，加班期间完成的工作任务会促进其感知任务完成度的增加，从而在工作中感受到更多积极情绪，带来工作幸福感的增加。基于以上论述，本文提出如下假设：

H4：加班动机调节加班行为与感知任务完成度的关系。(a)当加班动机的自我决定水平较高时，加班行为与感知任务完成度间的负向关系减弱；(b)当加班动机的自我决定水平高于一定程度时，加班行为与感知任务完成度呈正相关关系。

H5：感知任务完成度中介了加班动机对加班行为和工作幸福感的调节作用。

综上，本文的理论模型如图2所示。

图2 理论模型

四、研究方法

(一)样本

课题组面向湖北、湖南、广东、浙江等地不同类型组织的员工发放调查问卷，问卷分两阶段发放，时间间隔一个月。问卷以匿名自评方式填写。第一阶段收集人口统计学数据并测量加班时间、加班动机，第二阶段测量感知任务完成度和工作幸福感，两阶段问卷通过手机号匹配。第一阶段收集问卷508份，其中有效问卷486份(有效率95.7%)；第二阶段收集问卷445份，与第一阶段匹配后的有效问卷为412份(有效率92.6%)。排除43个无加班行为的样本，最后得到369个样本。其中，男性占48.2%，平均年龄33.8岁，每周加班时间平均为8小时，在当前所在组织平均工作了9.5年。受访者主要来自国有企业(44.4%)和民营企业(20.1%)，主要集中在金融业(29.5%)、交通运输业(16.8%)和制造业(14.4%)。其他受访者来源于信息技术、教育、医疗、贸易、公共管理等行业。

(二)变量测量

本研究选用国外成熟量表，采用翻译-回译程序将量表准确译成中文，并确保表述通俗易懂。除加班行为之外，其余题项均采用李克特五点计分法。

加班行为：由于目前国内外学者主要用超出每日或每周正常工作时间之外的工作时间来衡量加班程度[11,16]，因此，本文用每周加班时间来表示加班行为，要求受访者报告过去一个月内平均每周的加班小时数。

加班动机：借鉴盖伊等(Guay et al.，2000)[34]开发的情境动机量表(the situational motivation scale, SIMS)，与员工加班情境相结合。SIMS的四个子量表各有4题项，分别测量内部动机(α = 0.89)、自主性外部动机(α = 0.70)、控制性动机(α = 0.70)和无动机(α = 0.74)。遵循以往文献的建议[33,43]，本文用自我决定指数(self-determination indice, SDI)来表示加班动机的自我决定水平，计算公式为：SDI= (内部动机×2 +自主性外部动机) - (控制性动机 +无动机×2)。通过加权得到的SDI分值范围是[-15, 15]，分值越高表示加班动机的自我决定水平越高。

感知任务完成度：采用奥利和施密特(Ohly & Schmitt，2015)[44]开发的4题项量表(α = 0.87)，与加班情境相结合。题项举例：“通过加班，我成功完成了我的工作任务”。

工作幸福感：采用郑等人(Zheng et al.,2015)[45]开发的员工幸福感量表中的工作幸福感子量表(6题项，α=0.87)。题项举例：“我对自己的工作职责感到满意”“我在工作中找到了真正的乐趣”。

控制变量：参照以往研究，本文选择性别、年龄和目前组织工作年限作为控制变量。对性别变量进行了虚拟化处理，0代表男性，1代表女性；将年龄和本组织工作年限视为连续变量。

五、研究结果

(一)测量效度分析

运用软件SPSS与AMOS进行验证性因子分析，以检验研究模型的测量效度。为了提高模型对数据的拟合度，根据初始模型的修正指数适度增加了感知任务完成度和工作幸福感这两个变量各自题项残差变量间的相关关系，并根据临界比率对模型中的部分路径进行了限制，结果如表2所示。修正后的四因子模型与数据的拟合度较为理想(χ2/df=2.319，P<0.001；CFI=0.962；TLI=0.955；GFI=0.945；RMSEA=0.060)，且优于其他替代模型，说明本文假设模型具有较高的结构效度和区分效度。

表2 验证性因子分析结果

注：N= 369；a. 加班行为+加班动机，感知任务完成度，工作幸福感；b. 加班行为+感知任务完成度+加班动机，工作幸福感；c. 加班行为+感知任务完成度+加班动机+工作幸福感。

(二)同源偏差检验

虽然数据收集分为两个阶段，但完全由员工自我报告得到的数据可能存在同源偏差，因此通过哈曼(Harman)单因子方法检验同源偏差。在未旋转时对变量的所有测量题项进行主成分因子分析[46]，共提取出5个因子，第一个因子解释的变异量为30.821%，未超过40%。此外，由于测量效度分析中四因子模型的拟合度明显优于其他模型，因此认为本文研究不存在严重的共同方法偏差问题。

(三)描述性统计和相关分析

表3显示了各变量的均值、标准差、相关系数和部分变量的信度系数。其中，加班行为与感知任务完成度(r= -0.107，P< 0.05)和工作幸福感(r= -0.127，P< 0.05)之间的负相关关系都比较显著，感知任务完成度与工作幸福感间的正相关关系显著(r= 0.542，P< 0.01)，加班动机与感知任务完成度(r= 0.368，P< 0.01)和工作幸福感(r= 0.374，P< 0.01)之间均呈显著的正相关关系，为研究假设提供了初步的支持。

表3 描述性统计和相关分析表

注：N= 369；*表示P< 0.1，**表示P< 0.05,***表示P<0.01。对角线括号内显示对应变量的信度系数。

(四)假设检验

本文借助软件SPSS 20.0和PROCESS进行层次回归分析，以检验提出的假设。在开始检验前，对加班行为和加班动机进行中心化后构建两者的乘积项。回归结果见表4。加班行为对工作幸福感有比较显著的负向影响(M5：β= -0.013，P< 0.05)，假设1得到支持。感知任务完成度对工作幸福感具有显著的正向影响(M6：β= 0.471，P< 0.01)，假设3得到支持。由于加班行为和加班动机的交互项系数在M7(β= 0.005，P< 0.01)和M3(β= 0.006，P< 0.01)中都显著，说明加班动机对加班行为与工作幸福感、感知任务完成度的关系均存在调节效应。进行简单斜率分析并绘制如图3所示的调节效应图，加班动机自我决定水平的高、低值分别用均值增加和减少一个标准差表示。由图3可知，相比于低自我决定水平，高自我决定水平的加班动机对应的回归线均更平坦，说明高自我决定水平的加班动机分别能削弱加班行为对工作幸福感和感知任务完成度的负向影响，假设2a和4a得到支持。另外，由于M8中感知任务完成度的系数显著(β= 0.379，P< 0.01)，加班行为与加班动机的交互项系数也较为显著(β= 0.003，P< 0.05)，说明感知任务完成度部分中介了加班动机的调节效应，假设5得到初步支持。

表4 层次回归分析结果

注：N= 369；*表示P< 0.1，**表示P< 0.05，***表示P< 0.01。M1到M3对应的因变量是感知任务完成度，M4到M8对应的因变量是工作幸福感。表格中显示的是非标准化系数。

图3 加班动机的调节效应

用爱德华兹和兰伯特(Edwards & Lambert，2007)[47]推荐的Bootstrapping方法分析加班行为通过感知任务完成度的中介对工作幸福感的间接效应(见表5)，当加班动机的自我决定水平较低时，感知任务完成度起显著的负向中介作用(β=-0.015，Boot95% CI [-0.027, -0.005])；当加班动机的自我决定水平较高时，感知任务完成度的中介效应方向转为正向，但不显著(β= 0.002，Boot95% CI [-0.005, 0.009])。综上，在加班动机的低自我决定水平下，感知任务完成度在加班行为和工作幸福感之间的中介作用通过检验；在加班动机的高自我决定水平下，感知任务完成度在加班行为和工作幸福感之间的中介作用未通过验证。假设5只得到部分验证。

表5 有中介的调节效应分析

注：bootstrapn= 5 000；加班动机的高水平和低水平分别代表均值增加和减少一个标准差。

由假设5结果可知，高自我决定动机水平下，加班行为通过感知任务完成度对工作幸福感的间接影响方向为正，这说明加班行为与感知任务完成度在一定条件下可能呈正相关关系。此外，加班动机自我决定指数的计算采用的公式对四种自我决定动机赋予了不同的权重，虽然该公式是由国外相关领域学者提出的比较成熟的公式[33,43]，但权数的设置是否符合国内员工加班的实际情境仍有待研究。另外，将分类变量处理为连续变量后，对连续变量进行检验得到的效应值可能会掩盖单个分组样本的特殊效应。

图4 自主与非自主性加班行为对工作幸福感的影响比较

综合以上考虑，本文接下来进行一个补充分析，将加班动机视为分类变量，对总样本进行分组回归，依据每个样本在四类动机中的最高得分判断该样本所属的动机类别，对感知任务完成度在不同加班动机下的中介效应进行比较。表6的补充分析结果显示，在自主性动机组，加班行为对工作幸福感(β= 0.023，P< 0.01)和感知任务完成度(β= 0.023，P< 0.01)都具有显著的正向影响，两者间存在通过感知任务完成度的正向中介效应(β= 0.011，Boot95% CI=[0.003, 0.022])，假设2b和假设4b均得到支持；在非自主性动机组，加班行为对工作幸福感(β= -0.036，P< 0.01)和感知任务完成度(β= -0.035，P< 0.01)都具有显著的负向影响，两者间存在通过感知任务完成度的负向中介效应(β= -0.014，Boot95% CI=[-0.025, -0.006])。比较两组样本的回归线(见图4)，可直观看到两个组别加班行为对工作幸福感的反向作用机制。至此，假设5完全得到了验证，即无论加班动机属于自主性动机还是非自主性动机，加班行为和工作幸福感之间都存在通过感知任务完成度的中介效应。

进一步比较自主性动机的两个类别，发现内部动机组总效应的正向程度(β=0.061，P<0.05)比自主性外部动机组(β=0.015，P>0.1)更明显且更显著。比较非自主性动机的两个类别，发现控制性动机组(β=-0.036，P<0.01)和无动机组(β= -0.038，P< 0.01)的总效应方向都是负向，并且两组间的斜率和显著性没有明显的差异。分析结果表明，自主性和非自主性加班动机分别控制着加班行为对工作幸福感的促进和损耗机制。在自主性动机中，内部动机组的加班行为比自主性外部动机组显示出更明显的促进作用；而在非自主性动机中，控制性动机组与无动机组的加班行为对工作幸福感的损耗程度没有明显差异。

表6 不同类别加班动机下，感知任务完成度的中介效应比较

注：bootstrapn=5 000；*表示P<0.1，**表示P< 0.05，***表示P<0.01；间接效应值右边方括号内为纠正偏差的95%置信区间；第一阶段表示加班行为对感知任务完成度的影响，直接效应表示加班行为对工作幸福感的影响。

六、研究结论与讨论

(一)研究结论

数据分析结果显示，本研究的5个假设均得到支持，具体结论为：(1)总体上，随着加班时间的延长，员工的工作幸福感有下降趋势。(2)加班动机调节了加班行为与工作幸福感的关系。加班动机的自我决定水平越高，加班行为导致的工作幸福感损失越少；当加班动机的自我决定水平超过一定程度(即属于自主性动机)时，加班行为能带来工作幸福感的提升，此时，加班动机的自我决定水平越高，由加班带来的工作幸福感增幅越大。(3)感知任务完成度越高，工作幸福感水平越高。(4)感知任务完成度中介了加班动机对加班行为与工作幸福感的调节作用：在自主性动机下，加班行为通过感知任务完成度的增加，促进工作幸福感的提升；在非自主性动机下，加班行为通过感知任务完成度的减少，导致工作幸福感的下降。

因此，本文构建的有中介的调节效应理论模型得到了实证数据的支持，即通过感知任务完成度的中介，加班动机能够调节加班行为对工作幸福感的影响。

(二)理论贡献

本文对现有文献的理论贡献包括以下三方面：

首先，本文提出按照“主动/被动”和“愿意/不愿意”两维度对加班行为进行分类，并将自我决定理论应用于员工加班情境，构建了加班动机的自我决定模型，把加班动机划分为内部动机、自主性外部动机、控制性动机和无动机四类。以往少有以加班动机为切入点的加班研究，本研究为后续研究提供了新视角。

其次，本文发现，在一定的边界条件下，加班行为能够提升工作幸福感，并明确了自主性动机对加班过程中工作幸福感提升的重要作用。只有在员工具有高自我决定水平的加班动机时，加班行为对工作幸福感的积极影响才能发挥出来，并且加班动机的自我决定水平越高，加班行为对工作幸福感的正向影响就越明显。以往虽有学者研究加班与幸福感的关系，但尚未有人关注加班与工作幸福感的关系，因此，本研究拓展了加班对工作领域积极影响的相关研究。

最后，本文引入感知任务完成度构念，发现加班的自我决定动机对加班行为和工作幸福感的调节作用通过感知任务完成度这一中介机制发挥出来，由此可知工作本身的意义和实现工作目标获得的成就感都是工作幸福感的来源，丰富了工作幸福感的影响机制研究。

(三)实践启示

当企业由于业务发展所需，不可避免地需要安排员工加班时，可从以下四方面对员工的加班动机进行管理，不但能够避免其工作幸福感因加班而下降，反而能够提升工作幸福感。

第一，高度重视人岗匹配。尽量让每个员工从事擅长和感兴趣的工作，因为在从事喜爱的工作时，即使加班也能从工作中得到愉悦感，激发其内部动机，提升工作幸福感。

第二，为员工指明职业发展道路。当工作内容与个人职业发展相一致时，员工自然会对工作产生更强烈的责任感，必要时愿意加班以实现工作目标，提高了加班的自主性动机，同样能在加班中提升工作幸福感。

第三，开展有效的员工培训。针对业务能力的培训能帮助员工提高工作效率，减少不必要的加班，降低加班的控制性动机，从而减少工作幸福感下降的可能；针对工作内容的培训能帮助员工理解工作的意义和加班对组织的意义，同样有利于提高加班的自主性动机，减少工作幸福感因加班而导致的下降程度。

第四，打破组织内不合理的加班文化，不强迫或变相强迫员工加班。一是减少不合理的工作安排，例如给员工分配超出承受能力的工作任务或在非工作时间要求员工完成工作任务；二是不把绩效考核、加薪、升职与加班挂钩，而将其与绩效和业务能力挂钩。这两种措施都能降低加班的控制性动机，从而减少加班给员工的工作幸福感造成的损失。