王婷婷

（1.遼寧大學(xué) 商學(xué)院，遼寧 沈陽 110136；2.沈陽大學(xué) 工商管理學(xué)院，遼寧 沈陽 110044）

餐飲業(yè)員工情緒彈性對(duì)工作績(jī)效的影響

王婷婷

（1.遼寧大學(xué) 商學(xué)院，遼寧 沈陽 110136；2.沈陽大學(xué) 工商管理學(xué)院，遼寧 沈陽 110044）

通過修正后的餐飲業(yè)員工的情緒彈性問卷和工作績(jī)效問卷，以遼寧省內(nèi)三座城市、六家餐飲企業(yè)的162名員工為樣本進(jìn)行調(diào)查，探討了該行業(yè)員工情緒彈性對(duì)工作績(jī)效的影響。研究結(jié)果體現(xiàn)在兩方面：一是在餐飲業(yè)員工的情緒彈性變量上，不同年齡和學(xué)歷差異顯著；二是餐飲業(yè)員工情緒彈性及其各個(gè)維度正向影響工作績(jī)效。企業(yè)人力資源管理實(shí)踐中可以從加強(qiáng)員工日常情緒管理、開發(fā)情緒培訓(xùn)策略等方面提升員工情緒彈性水平，以提高工作績(jī)效。

餐飲業(yè)；情緒彈性；工作績(jī)效

隨著餐飲業(yè)逐漸成為我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的支柱，其行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的提升受到越來越多的關(guān)注。人的因素是推動(dòng)餐飲業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵因素，提升企業(yè)的服務(wù)效益進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益、規(guī)模效益，主要依靠高質(zhì)量的人力資源，即人力資本。因此，員工以怎樣的動(dòng)機(jī)、采取何種方式的行為，達(dá)到什么樣的工作效果，均對(duì)餐飲業(yè)企業(yè)的效益產(chǎn)生至關(guān)重要的影響。我國(guó)餐飲業(yè)市場(chǎng)發(fā)展?jié)摿薮蟮耐瑫r(shí)，存在員工流失率高、服務(wù)態(tài)度亟待改善、情緒管理缺失等問題，特別是服務(wù)過程中由情緒問題引發(fā)的種種矛盾，會(huì)嚴(yán)重影響企業(yè)對(duì)顧客的吸引力。情緒彈性是產(chǎn)生積極興趣，并能從消極情感經(jīng)歷中迅速?gòu)?fù)原的能力（Siegel,2007），它體現(xiàn)了人們處理情緒問題的方式和方法。研究表明情緒彈性高的個(gè)體更傾向于解釋事件的積極意義，能更多地經(jīng)驗(yàn)到積極情緒，其消極情緒的持續(xù)時(shí)間也越短（Fredrickson，2003）；且有效的社會(huì)支持和積極的心理策略有助于情緒彈性的提高（孫玲、湯效禹，2011）。這些成果有助于本研究的展開。

一、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

先前學(xué)者的情緒彈性研究成果為餐飲業(yè)員工的情緒彈性研究奠定了較為扎實(shí)的基礎(chǔ)，本研究對(duì)情緒彈性內(nèi)涵、情緒彈性與工作績(jī)效關(guān)系的相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理，找到依據(jù)并提出假設(shè)。

（一）情緒彈性的內(nèi)涵

情緒彈性概念的提出是在心理彈性的基礎(chǔ)之上，但國(guó)內(nèi)外研究者至今沒有形成一個(gè)統(tǒng)一而明確的定義。Luthar&Zigler（1991）認(rèn)為心理彈性是個(gè)體在遭遇逆境或重大創(chuàng)傷時(shí)仍能表現(xiàn)出積極的適應(yīng)性行為的一種動(dòng)態(tài)過程[1]；Davidson（2000）提出心理彈性是個(gè)體應(yīng)對(duì)壓力、挫折、創(chuàng)傷等負(fù)性生活事件的能力[2]；Karoly&Ruehlman（2006）認(rèn)為心理彈性是個(gè)體心理發(fā)展未受到嚴(yán)重壓力或逆境損害性影響的一種發(fā)展現(xiàn)象[3]。以上概念雖然提出角度不同，均將心理彈性視為在遭遇心理創(chuàng)傷后能夠復(fù)原的具有積極意義的概念。

研究表明，情緒與心理彈性之間存在著密切的關(guān)系。Block(1996)把比其他人更容易產(chǎn)生積極情緒的人稱為高心理彈性個(gè)體，他們會(huì)從壓力和消極情緒體驗(yàn)中迅速有效地恢復(fù)，并能靈活地改變以適應(yīng)環(huán)境[4]；Fredrickson,&Barrett(2004)認(rèn)為積極情緒能幫助個(gè)體建構(gòu)成功應(yīng)對(duì)重大負(fù)性生活事件所必需的心理資源，并作為保護(hù)性因素幫助個(gè)體更好地應(yīng)付逆境[5]。由于心理彈性概念本身的復(fù)雜性，導(dǎo)致情緒彈性概念界定上的混淆，在現(xiàn)有的為數(shù)不多的涉及情緒彈性的學(xué)術(shù)文獻(xiàn)中，大多數(shù)把情緒彈性與心理彈性看作是同一種心理現(xiàn)象，但也有能力取向的研究者主張把心理彈性與情緒彈性區(qū)分開來，認(rèn)為情緒彈性是構(gòu)成心理彈性

必不可少的重要成分之一。本研究采用我國(guó)學(xué)者張敏（2010）的觀點(diǎn)，主張把情緒彈性與心理彈性加以區(qū)分，并把情緒彈性界定為：個(gè)體產(chǎn)生積極情緒以及從消極情緒體驗(yàn)中快速恢復(fù)的能力。情緒彈性包含了兩層含義，由兩個(gè)基本要素構(gòu)成：一是面對(duì)負(fù)性情緒刺激時(shí)，個(gè)體能夠產(chǎn)生積極情緒的能力；二是個(gè)體即便體驗(yàn)到消極情緒，也能快速?gòu)南麡O情緒體驗(yàn)中恢復(fù)過來的能力[6]。

情緒彈性的大小存在一定的個(gè)體差異，如Bagozzi (1999)等人的研究表明，人們?cè)谡郧榫w和負(fù)性情緒的體驗(yàn)方式和體驗(yàn)結(jié)構(gòu)上存在差異，以中美兩國(guó)的大學(xué)生為例，兩國(guó)女大學(xué)生體驗(yàn)到的正性情緒與負(fù)性情緒的相關(guān)程度都高于男大學(xué)生[7]；Wild(2001)等人研究發(fā)現(xiàn)，女性比男性更容易受到負(fù)性情緒的干擾，女性更傾向于對(duì)負(fù)性情緒刺激做出反應(yīng)，男性在負(fù)性情緒刺激面具有更高的積極情緒能力[8]；Watson(2002)提出正性情緒的感受性與“大五”人格中的“外傾性”(extraversion)特質(zhì)有關(guān)，而負(fù)性情緒的感受性則與“大五”人格中的“神經(jīng)性”(neuroticism)特質(zhì)有關(guān)[9]。鑒于以上對(duì)情緒彈性個(gè)體差異的分析，本研究做出以下假設(shè)：

H1：餐飲業(yè)員工的情緒彈性水平在性別變量上存在顯著差異；

H2：餐飲業(yè)員工的情緒彈性水平在年齡、學(xué)歷變量上存在顯著差異。

（二）情緒彈性與工作績(jī)效

目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者在情緒彈性領(lǐng)域主要探究未成年群體的情緒彈性形成（張敏，2010）和成人群體情緒彈性對(duì)行為結(jié)果的影響，其中后者的成果為本研究的展開奠定了基礎(chǔ)。

BarbaraL.Fredrickson（2003）通過對(duì)美國(guó)大學(xué)生2001年之前和9.11恐怖襲擊之后的實(shí)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，積極情緒對(duì)人們應(yīng)對(duì)蕭條重新振作具有彈性緩沖作用。SallyPreston(2012)等通過兒童護(hù)理員的實(shí)證調(diào)查，認(rèn)為護(hù)理員的情緒彈性對(duì)工作有很大的促進(jìn)作用，情緒彈性水平高的護(hù)理員可以更輕松地面對(duì)壓力問題[10]。陳純（2013）等從臨床診斷上探討了負(fù)性情緒患者的認(rèn)知執(zhí)行功能特征，發(fā)現(xiàn)面對(duì)越高難度的任務(wù)時(shí)，高負(fù)性情緒者的認(rèn)知執(zhí)行功能受損越明顯[11]。張慶（2011）認(rèn)為情緒彈性是培養(yǎng)教師情感素質(zhì)的重要部分，能夠有效緩解教師長(zhǎng)期累積的消極情緒，避免情緒沖動(dòng)等行為問題[12]。以上成果表明：情緒調(diào)節(jié)策略能夠改善負(fù)性情緒，高情緒彈性水平可以緩解工作壓力并保持員工的穩(wěn)定性，負(fù)性情緒的調(diào)試和恢復(fù)有助于任務(wù)的執(zhí)行，由此在餐飲業(yè)研究領(lǐng)域提出以下假設(shè)：

H3：餐飲業(yè)員工情緒彈性正向影響工作績(jī)效；

H4：餐飲業(yè)員工情緒彈性的自我效能、情緒調(diào)控、積極態(tài)度和解決問題四個(gè)維度對(duì)工作績(jī)效具有顯著的預(yù)測(cè)力。

二、研究設(shè)計(jì)

本研究以修訂的本土化量表為主要工具，采集餐飲業(yè)員工情緒彈性和工作績(jī)效的有關(guān)數(shù)據(jù)，再借助SPSS16.0、Amos17.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)獲取的數(shù)據(jù)信息進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

（一）研究對(duì)象

本研究采取了典型調(diào)查和隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方法，在遼寧沈陽、丹東和大連三座城市的六家餐飲業(yè)企業(yè)選取一線服務(wù)員工作為樣本。調(diào)查從2013年12月開始，至2014年2月結(jié)束，歷時(shí)近三個(gè)月。共發(fā)放問卷260份（其中電子問卷125份，紙質(zhì)問卷135份），剔除掉空白、填答不全和重復(fù)填答等無效問卷，有效回收162份，有效回收率為62.3%。

樣本的人口統(tǒng)計(jì)特征表現(xiàn)為，男性比例34%，女性比例66%；年齡分布以20歲至50歲為主，其中30歲及以下的個(gè)體占全部樣本的56.8%，31歲至40歲占28.4%，41歲至50歲占14.2%；學(xué)歷水平在高中及以下的占40.2%，具有大專學(xué)歷的占30.2%，本科及以上的占29.6%。被調(diào)查者呈現(xiàn)出女性偏多、以青年為主體、受教育水平偏低等特點(diǎn)。

（二）測(cè)量工具

本研究使用的調(diào)查問卷分為三個(gè)部分：?jiǎn)T工基本情況、情緒彈性量表和工作績(jī)效量表。考慮到已有的情緒彈性和工作績(jī)效的量表是在不同的文化情境、行業(yè)和群體中編制而成，不能簡(jiǎn)單地照搬，因此筆者對(duì)兩個(gè)變量的測(cè)量工具進(jìn)行了本土化和情境化的修訂。

心理彈性量表是學(xué)者們測(cè)量情緒彈性常用的工具。本研究結(jié)合行業(yè)特征的需要借鑒由Connor和Davidson（2003） 共同研制的 CD心理彈性量表（Connor-DavidsonResilienceScale,CD-RISC)和國(guó)內(nèi)學(xué)者張敏（2009）編制的應(yīng)用較廣泛的情緒彈性問卷，對(duì)兩者進(jìn)行整合和改編。先請(qǐng)英語專業(yè)的教師對(duì)英文量表進(jìn)行翻譯和校對(duì)，使之符合中文的表達(dá)習(xí)慣和餐飲業(yè)員工的閱讀水平；再請(qǐng)組織行為學(xué)的專家和餐飲業(yè)經(jīng)理針對(duì)理論構(gòu)念和行業(yè)特點(diǎn)對(duì)量表題項(xiàng)進(jìn)行篩選、整合和評(píng)估，在多輪校對(duì)后形成餐飲業(yè)員工情緒彈性量表。量表由17個(gè)題項(xiàng)組成，經(jīng)過探索性因子分析后，刪除一個(gè)載荷值小于0.5的題項(xiàng)，最終保留16個(gè)題項(xiàng)。涵蓋自我效能（對(duì)自身是否能夠成功地完成任務(wù)的主觀判斷能力）、情緒調(diào)控（管理和調(diào)試情緒的能力）、解決問題（情緒情境下的問題解決能力）和積極態(tài)度（產(chǎn)生積極情緒的能力）四個(gè)維度。

工作績(jī)效的測(cè)量工具采用PZB三人組(Parasuraman，Zeithaml&Berry)編制的SREVUQAL量表，該量表的影響力及行業(yè)適用性均適合本研究。PBZ（1988）將量表確定為22個(gè)題項(xiàng)，由“有形性、可靠性、響應(yīng)性、保證

性和移情性”五維度組成。由于部分題項(xiàng)涉及公司層面的服務(wù)支持，與員工個(gè)人的情緒彈性關(guān)聯(lián)不大，故刪除了這些層面的題項(xiàng)；同時(shí)結(jié)合餐飲業(yè)的管理實(shí)踐和員工特征，采納專家和經(jīng)理們的建議，認(rèn)為代表有形性的“衣著整潔”題項(xiàng)對(duì)于餐飲業(yè)來說即是可靠性的體現(xiàn)，保證性的三個(gè)題項(xiàng)從中文語義上亦可作為服務(wù)可靠的理解。最終修訂后的餐飲業(yè)員工工作績(jī)效量表由13個(gè)題項(xiàng)組成，分為可靠性（可靠并準(zhǔn)確地提供服務(wù)）、響應(yīng)性（迅速有效地提供服務(wù)）和移情性（設(shè)身處地為顧客著想）三個(gè)維度。

以上量表均為李克特五級(jí)量表，其中1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”。

三、數(shù)據(jù)分析

在對(duì)獲得的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理后，本研究通過信度效度檢驗(yàn)、驗(yàn)證性因子分析、獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)與單因素方差分析、相關(guān)與回歸分析逐步進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

（一）量表的信度和效度檢驗(yàn)

通過運(yùn)用SPSSl6.0統(tǒng)計(jì)軟件計(jì)算，兩個(gè)量表的Cronbach’sα系數(shù)分別為0.886和0.854，分量表的Cronbach’sα系數(shù)在0.647至0.830之間，根據(jù)吳明?。?010）“分層量表最低的內(nèi)部一致性信度系數(shù)要在0.5以上，最好能高于0.6,而整份量表最低的內(nèi)部一致性信度系數(shù)要在0.7以上，最好能高于0.8”的信度判斷標(biāo)準(zhǔn)。本研究的各個(gè)量表均具有較高的內(nèi)部信度。

量表的結(jié)構(gòu)效度采用因子分析法檢驗(yàn)。計(jì)算各個(gè)量表的KMO測(cè)度值，除積極態(tài)度和移情性分量表外,均在0.7以上，符合放心進(jìn)行因子分析（KMO〉0.7）和勉強(qiáng)進(jìn)行因子分析（0.6〈KMO〈0.7）的條件（杜智敏，2010）。所有量表Bartlett’s球體檢驗(yàn)值均達(dá)到顯著性水平 (p〈0.01)。所提取的因子累計(jì)解釋方差均在60%以上?？梢娊?jīng)過修訂的量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度，如表1所示：

表1 量表的信度、效度檢驗(yàn)

（二）驗(yàn)證性因子分析

本研究運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程技術(shù)，通過Amos17.0軟件對(duì)餐飲業(yè)員工情緒彈性和工作績(jī)效做驗(yàn)證性因子分析，對(duì)樣本數(shù)據(jù)的效度進(jìn)行深入評(píng)估。結(jié)果表明情緒彈性的驗(yàn)證性因子分析模型的擬合指標(biāo)為x2/df=2.417、GFI=0.900、AGFI=0.921、NFI=0.917、CFI=0.900、PNFI=0. 627、PGFI=0.612，均達(dá)到各個(gè)擬合指標(biāo)取值標(biāo)準(zhǔn)；工作績(jī)效的驗(yàn)證性因子分析模型的擬合指標(biāo)為：x2/df=1.794、 GFI=0.910、AGFI=0.900、NFI=0.900、CFI=0.945、PNFI=0. 705、PGFI=0.620，亦具有較好的擬合度，說明測(cè)量指標(biāo)均能很好的反映所要測(cè)量的變量。

（三）餐飲業(yè)員工情緒彈性水平在個(gè)人屬性變量上的差異分析

1.不同性別的餐飲業(yè)員工情緒彈性的差異分析

利用SPSS16.0統(tǒng)計(jì)軟件做獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)，來驗(yàn)證餐飲業(yè)中男性和女性的情緒水平是否具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性差異。結(jié)果顯示不同性別的餐飲業(yè)員工不存在情緒彈性水平上的顯著性差異（在顯著性水平選擇在0.05的前提下，t=-1.04,P=0.3〉0.05）。因此，本研究的假設(shè)1不成立。

2.不同年齡、學(xué)歷的餐飲業(yè)員工情緒彈性水平的差異分析

不同年齡、學(xué)歷的個(gè)人屬性差異分析采用單因素方差分析法，結(jié)果顯示不同年齡的餐飲業(yè)員工存在彈性水平上的顯著性差異（在顯著性水平選擇在0.05的前提下，F(xiàn)=5.798，P=0.012〈0.05），經(jīng)過對(duì)差異的進(jìn)一步分析，發(fā)現(xiàn)隨著年齡的增長(zhǎng)，情緒彈性水平逐漸提升。不同學(xué)歷的餐飲業(yè)員工亦存在彈性水平上的顯著性差異，且差異極其顯著（F=5.444，P=0.001〈0.05）。值得注意的是，在進(jìn)一步的分析中發(fā)現(xiàn)情緒彈性水平在?？坪捅究茖W(xué)歷的員工中要低一些，推斷與餐飲業(yè)從業(yè)經(jīng)驗(yàn)不足有很大的關(guān)系。以上結(jié)論驗(yàn)證了假設(shè)2的成立。

（四）餐飲業(yè)員工情緒彈性與工作績(jī)效的相關(guān)分析

通過SPSS16.0進(jìn)行相關(guān)分析后，得到自變量情緒彈性與因變量工作績(jī)效的相關(guān)系數(shù)為0.499，情緒彈性的自我效能、情緒調(diào)節(jié)、解決問題、積極態(tài)度四個(gè)維度與工作績(jī)效的相關(guān)系數(shù)分別為0.351、0.442、0.223、0.161，以上相關(guān)系數(shù)均在0.01檢驗(yàn)水平下顯著相關(guān)。相關(guān)分析充分證明了餐飲業(yè)員工情緒彈性與工作績(jī)效的密切關(guān)系。

（五）餐飲業(yè)員工情緒彈性與工作績(jī)效的回歸分析

以餐飲業(yè)員工情緒彈性為因變量，以工作績(jī)效為自變量進(jìn)行一元線性回歸，結(jié)果見表2。F值為53.131，概率值p為0，小于0.05的顯著性水平，表明兩者關(guān)系顯著；RSquare與AdjustedRSquare值分別為0.249和0.245，擬合優(yōu)度較好；回歸系數(shù)值為0.499，說明餐飲業(yè)員工情緒彈性對(duì)其工作績(jī)效具有正向的影響作用。以上結(jié)果充分驗(yàn)證了假設(shè)3。

表2 餐飲業(yè)員工情緒彈性對(duì)工作績(jī)效影響的一元回歸分析

為驗(yàn)證餐飲業(yè)員工情緒彈性的不同維度對(duì)工作

績(jī)效的影響，研究以情緒彈性各個(gè)維度為自變量，以工作績(jī)效為因變量進(jìn)行逐步多元回歸分析，結(jié)果詳見表3。表中的數(shù)據(jù)和標(biāo)注顯示情緒調(diào)控、自我效能、解決問題、積極態(tài)度四個(gè)維度均進(jìn)入到回歸方程，四個(gè)模型的多元相關(guān)系數(shù)R分別為 0.442、0.565、0.608、0.628，RSquare分別為0.196、0.319、0.369、0.395，擬合優(yōu)度越來越好。第四個(gè)模型可解釋變異的近40%。在進(jìn)一步的對(duì)四個(gè)方程進(jìn)行F檢驗(yàn)、回歸系數(shù)及共線性診斷后，得到四個(gè)方程的F值分別為38.954、37.286、30.823、25.627，對(duì)應(yīng)的概率值P均為0，小于0.05；回歸系數(shù)分別為0.442、0.351、0.223、0.161。以上結(jié)果表明餐飲業(yè)員工情緒彈性各維度正向影響工作績(jī)效，假設(shè)4成立。

表3 餐飲業(yè)員工情緒彈性各維度對(duì)工作績(jī)效影響的多元回歸分析

四、結(jié)論與建議

本研究以遼寧省六家餐飲業(yè)企業(yè)162份有效問卷為基礎(chǔ)，經(jīng)過統(tǒng)計(jì)分析驗(yàn)證了餐飲業(yè)員工情緒彈性對(duì)工作績(jī)效的影響。主要結(jié)論有二：一是餐飲業(yè)員工情緒彈性水平在性別變量上無差異，在年齡和學(xué)歷變量上有顯著差異。中年及以上的餐飲業(yè)員工情緒彈性水平明顯高于青年員工；?？坪捅究茖W(xué)歷員工的情緒彈性水平較其他群體要低，結(jié)合描述性統(tǒng)計(jì)分析中體現(xiàn)的樣本低齡化的特征，可推斷與調(diào)查者相當(dāng)一部分來自從校門走上工作崗位的新員工有關(guān)，一線工作經(jīng)驗(yàn)不足易導(dǎo)致了情緒處理能力的欠缺；二是餐飲業(yè)員工情緒彈性及其各維度正向影響工作績(jī)效，意味著如果員工掌握情緒調(diào)控策略，能夠提升自我效能，在情緒情境下能靈活有效解決問題，并在面對(duì)負(fù)面情緒時(shí)能產(chǎn)生積極態(tài)度，則傾向于產(chǎn)生良好的工作績(jī)效，從而在餐飲業(yè)領(lǐng)域更進(jìn)一步驗(yàn)證了張慶（2011）、Sally Preston(2012)等人的觀點(diǎn)。

本研究結(jié)論對(duì)于餐飲業(yè)企業(yè)的人力資源管理實(shí)踐有重要的啟示：首先，幫助管理者認(rèn)識(shí)到員工的情緒因素對(duì)工作績(jī)效的重要影響，在員工出現(xiàn)情緒問題之前，可通過觀察、談話、外部了解等多種渠道掌握員工的情緒變化，建立情緒管理工作預(yù)警機(jī)制。其次，通過開發(fā)情緒培訓(xùn)策略提升員工心理彈性水平，尤其對(duì)于追求個(gè)性、思想活躍的90后新生代餐飲業(yè)員工，要幫助他們化解初涉職場(chǎng)時(shí)的種種情緒問題；定期組織情緒調(diào)試、減壓等方面的心理輔導(dǎo)課程以傳授情緒調(diào)控策略；運(yùn)用敏感性訓(xùn)練、角色扮演等現(xiàn)代培訓(xùn)方法提升員工自我效能和積極處理情緒問題的能力；同時(shí)將管理者的日常鼓勵(lì)與耐心引導(dǎo)貫穿始終。最后，要注意情緒彈性在餐飲業(yè)員工中的差異性，制定情緒管理策略時(shí)要考慮不同年齡、教育水平的員工，有針對(duì)性、分階段地開展培訓(xùn)與教育引導(dǎo)，使員工的情緒彈性水平得到切實(shí)有效的提高，進(jìn)而促進(jìn)工作績(jī)效。

[1]Luthar,S.S.,&Zigler,E..Vulnerabilityandcompetence:Areviewof researchonresilienceinchildhood [J].AmericanJournalof Orthopsychiatry,1991,61(1):6-22.

[2]Davidson,R.J.Affectivestyle,psychopathology,andresilience: brainmechanismsandplasticity[J].AmericanPsychologist,2000, 55(11):1196-1214.

[3]Karoly,P.,&Ruehlman,L.S.Psychological“resilience”anditscorrelatesinchronicpain:Findingsfromanationalcommunitysample[J]. Pain,2006,123(1):90-97.

[4]Block,J.,&Kremen,A.M.IQandegoresilience:Conceptualand empiricalconnectionsandseparateness[J].JournalofPersonalityand SocialPsychology,1996,70(2):349-361.

[5]Fredrickson,B.L.Thevalueofpositiveemotions[J].AmericanScientist,2003,91(4):330-335

[6]張敏.青少年情緒彈性及其對(duì)認(rèn)知的影響[D].上海師范大學(xué),2010.

[7]Bagozzi,R.P.,Wong,N.,&Yi,Y.Therolesofcultureandgenderin therelationshipbetweenpositiveandnegativeaffect[J].Cognigion andEmotion,1999.13(6):641-672.

[8]Wild,B.,Erb,M.,&Bartels,M.Areemotionscontagiousevoked emotionswhileviewingemotionallyexpressivefaces:quality, quantity,timecourseandgenderdifferences[J].PsychiatryResearch，2001,102(2):109-124.

[9]Watson,D.Positive Affectivity:The Disposition to Experience PositiveEmotionalStates.InC.R.Snyder,S.Lopez(Eds.),Handbook ofPositive Psychology [M].New York:Oxford University Press,2002：106-119.

[10]SallyPreston,KevinYates&MarkMoss.DoesEmotionalResilienceEnhanceFosterPlacementStabilityAQualitativeInvestigation[J].InternationalJournalofPsychologicalStudies,2012,4 (3):153-166.

[11]陳純,王權(quán)紅,劉銜華,等.負(fù)性情緒與認(rèn)知執(zhí)行功能的關(guān)系研究[J].現(xiàn)代生物醫(yī)學(xué)進(jìn)展,2013,13:149-152.

[12]張慶.論教師情緒彈性的養(yǎng)成[J].教育評(píng)論,2011,6:51-53.

【責(zé)任編輯 曹 萌】

F127

A

1674-5450（2014）06-0055-04

2014-08-11

王婷婷，女，遼寧沈陽人，遼寧大學(xué)企業(yè)管理博士研究生，沈陽大學(xué)講師。