丁先存，鄭飛鴻

情緒勞動(dòng)對(duì)離職傾向的影響效應(yīng)研究
——基于工作滿意度的中介效應(yīng)模型

丁先存，鄭飛鴻

（安徽大學(xué) 管理學(xué)院，安徽 合肥 230601）

文章在運(yùn)用情緒勞動(dòng)理論的基礎(chǔ)上，通過(guò)構(gòu)建中介效應(yīng)層級(jí)回歸模型來(lái)研究情緒勞動(dòng)對(duì)離職傾向的影響效應(yīng)。調(diào)研數(shù)據(jù)的分析結(jié)果顯示：情緒勞動(dòng)、工作滿意度和離職傾向在某種程度上具有顯著相關(guān)關(guān)系；深層扮演和真實(shí)情感表達(dá)對(duì)離職傾向具有顯著的負(fù)向影響，表層扮演對(duì)離職傾向具有顯著的正向影響；工作滿意度在表層扮演、深層扮演與離職傾向的關(guān)系中起到部分中介作用，工作滿意度在真實(shí)情感表達(dá)與離職傾向的關(guān)系中起到完全中介作用。組織管理層和組織員工應(yīng)分別從改善領(lǐng)導(dǎo)和修煉技能出發(fā)，不斷提高組織員工的工作滿意度，降低離職傾向。

情緒勞動(dòng)；離職傾向；工作滿意度；中介效應(yīng)

［DOI］10.3969/j.issn.1007-5097.2016.06.023

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

Hochschild（1983）最早在研究Delta Airline空乘人員的服務(wù)態(tài)度與服務(wù)質(zhì)量關(guān)系時(shí)曾提出情緒勞動(dòng)（Emotional Labor）這一概念，她認(rèn)為空乘人員的特殊工作性質(zhì)決定了他們?cè)跒轭櫩吞峁┓?wù)的時(shí)候需要根據(jù)實(shí)際情況不斷調(diào)節(jié)自己的外在行為表現(xiàn)和內(nèi)心情緒感受。Morris和Feldman（1996）從社會(huì)情境因素角度對(duì)情緒勞動(dòng)進(jìn)行了研究，認(rèn)為組織是一個(gè)復(fù)雜性的環(huán)境系統(tǒng)，組織成員需要通過(guò)努力、計(jì)劃、控制等手段管理自己的情緒，使自己的情緒表達(dá)與組織期望相一致，盡量避免工作倦怠和情緒耗竭［1］。Guy（2008）認(rèn)為情緒勞動(dòng)的本質(zhì)是情緒調(diào)節(jié)，情緒勞動(dòng)可以看成員工按照雇主的要求和規(guī)則調(diào)節(jié)和展現(xiàn)自己情緒的行為過(guò)程［2］。鄧子鵑、李前兵（2011）認(rèn)為情緒勞動(dòng)產(chǎn)生于雇傭關(guān)系，勞動(dòng)者通過(guò)調(diào)節(jié)面部表情、言行舉止以更好地進(jìn)行雇傭勞動(dòng)，從而獲得相應(yīng)的報(bào)酬和晉升機(jī)會(huì)以維持這種雇傭關(guān)系［3］。

情緒勞動(dòng)策略（Emotional Labor Strategy）作為情緒勞動(dòng)理論研究的熱點(diǎn)和重點(diǎn)，主要解決的是員工如何對(duì)情緒進(jìn)行控制的問(wèn)題。Hochschild（1983）將感受規(guī)則作為情緒勞動(dòng)的前因變量，將情緒失調(diào)、工作倦怠、顧客滿意度等個(gè)體層面因素作為情緒勞動(dòng)的后果變量，將情緒勞動(dòng)策略劃分為表層扮演和深層扮演兩種方式。Grandey（2000）將一切情感表達(dá)定義為角色扮演，并且將角色扮演區(qū)分為表層扮演（Surface Acting）和深層扮演（Deep Acting）兩種形式。表層扮演是指雇員調(diào)整和控制外在情感表達(dá)而不改變其內(nèi)在情緒感受；相反，深層扮演指的是雇員自覺(jué)地調(diào)整和改變其內(nèi)在感受，使其內(nèi)心情緒與情感表達(dá)相一致，這種改變包括認(rèn)知的改變、注意力的轉(zhuǎn)變或情境的轉(zhuǎn)變［4］。Ashforth和Humphrey（1993）在Hochschild的基礎(chǔ)上進(jìn)一步完善了情緒勞動(dòng)模型，將表達(dá)規(guī)則、角色和時(shí)間歸為前因變量，任務(wù)績(jī)效、組織一致性、團(tuán)隊(duì)精神等歸為后果變量，將情緒勞動(dòng)策略在表層扮演和主動(dòng)深層行為（深層扮演）的基礎(chǔ)上增加了被動(dòng)深層行為（真實(shí)情感表達(dá)）。Glomb等人（2004）引入情緒狀態(tài)維度，將情緒表現(xiàn)和情緒感受兩個(gè)變量剝離出來(lái)，進(jìn)而將情緒勞動(dòng)策略劃分為情緒偽裝表現(xiàn)、情緒壓抑表現(xiàn)和真實(shí)情緒表現(xiàn)［5］。楊林鋒、胡君辰（2010）等人在Ashforth的基礎(chǔ)上又將情緒勞動(dòng)策略擴(kuò)展為表層行為、深層行為和中性調(diào)節(jié)行為，其中中性調(diào)節(jié)行為又包括被動(dòng)深層行為與蓄意不同步行為［6］，這里的被動(dòng)深層行為可以理解為真實(shí)情感表達(dá)（Authentic Emotive Expression），蓄意不同步行為則可以界定為組織成員既要按照組織規(guī)則表現(xiàn)出適當(dāng)?shù)那榫w，又要保持內(nèi)心的中性感受，情緒中性調(diào)節(jié)行為理論的提出進(jìn)一步豐富了情緒勞動(dòng)策略理論。

離職傾向（Turnover Intent）通常是指?jìng)€(gè)體離開(kāi)組織的打算和意向。Mobley（1977）把離職傾向看作個(gè)體在特定的組織工作一段時(shí)間后產(chǎn)生對(duì)工作不滿的情緒，從而蓄意要離開(kāi)組織的意圖。Miller（1979）認(rèn)為離職傾向不僅只包含離開(kāi)組織這一傾向，還具有尋求新的工作崗位和環(huán)境的傾向，即離職傾向是反映個(gè)體離開(kāi)組織去尋求新的工作機(jī)會(huì)的綜合性的態(tài)度和體驗(yàn)。Price（1981）研究發(fā)現(xiàn)離職傾向與宏觀經(jīng)濟(jì)大環(huán)境以及勞動(dòng)力市場(chǎng)行情有關(guān)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)基本面較好時(shí)，勞動(dòng)力市場(chǎng)的就業(yè)機(jī)會(huì)充足，有更好的工作機(jī)會(huì)和崗位可供挑選；當(dāng)經(jīng)濟(jì)下行壓力加大時(shí)，勞動(dòng)力市場(chǎng)供過(guò)于求，員工沒(méi)有更多的就業(yè)機(jī)會(huì)可供選擇，所以即使對(duì)現(xiàn)行工作不滿意也會(huì)安于原有工作崗位［7］。Zefflance（1994）提出組織因素對(duì)員工的離職傾向起到關(guān)鍵影響作用，當(dāng)工作環(huán)境越好、工作壓力越小、組織關(guān)系越和諧時(shí)，員工的離職傾向越低，當(dāng)組織的薪酬福利越差、人際矛盾越多、績(jī)效考核越嚴(yán)厲時(shí)，員工的離職傾向越高。Brian&Tamara（2008）在對(duì)幼兒教師的情緒勞動(dòng)研究后發(fā)現(xiàn)，幼兒情緒的喜怒無(wú)常導(dǎo)致幼兒教師長(zhǎng)期處于勞心勞力的狀態(tài)，由于情緒勞動(dòng)壓抑感不能以恰當(dāng)方式和渠道進(jìn)行排泄，容易導(dǎo)致離職行為倍增。鑒于Diefendorff，Croyle 和Gosserand（2005）也曾得出過(guò)相似的結(jié)論，筆者推斷情緒勞動(dòng)與離職傾向之間存在某種相關(guān)關(guān)系，且這種相關(guān)關(guān)系是顯著的［8］，因此提出假設(shè)1。

H1：情緒勞動(dòng)與離職傾向存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

Bailey（1996）在研究中發(fā)現(xiàn)，情緒勞動(dòng)的水平能夠預(yù)測(cè)離職傾向，傾向于表層扮演的員工離職傾向較高，傾向于深層扮演的員工離職傾向較低。任玉兵（2009）通過(guò)對(duì)重慶、武漢等地的餐飲、通信行業(yè)從業(yè)人員調(diào)查發(fā)現(xiàn)，表層扮演與離職傾向呈正相關(guān)關(guān)系（r=0.211，p＜0.010），且表層扮演對(duì)離職傾向具有正向影響（B=0.151，p＜0.010），深層扮演與離職傾向呈負(fù)相關(guān)關(guān)系（r=-0.215，p＜0.010），而深層扮演不能對(duì)離職傾向產(chǎn)生影響，真實(shí)情緒表現(xiàn)與離職傾向呈負(fù)相關(guān)關(guān)系（r=-0.247，p＜0.010），且真實(shí)情緒表現(xiàn)對(duì)離職傾向具有負(fù)向影響（B=-0.202，p＜0.010）［9］。黎丹、李琴（2014）在對(duì)銷(xiāo)售人員的情緒勞動(dòng)、心理資本以及離職傾向之間的關(guān)系研究時(shí)發(fā)現(xiàn)，表層扮演與離職傾向顯著正相關(guān)且具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用（r= 0.518，p＜0.010），深層扮演與自然表現(xiàn)均在0.010的顯著性水平上與離職傾向負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為-0.586和-0.545，且二者對(duì)于離職傾向具有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用。他們認(rèn)為采取深層扮演和自然表現(xiàn)策略時(shí)，銷(xiāo)售人員的心理情緒與組織要求保持一致，不會(huì)消耗更多的心理和情緒能量，而采取表層扮演的銷(xiāo)售人員容易產(chǎn)生情緒耗竭和工作倦怠感，因此他們的離職率相對(duì)較高［10］。據(jù)此，筆者認(rèn)為深層扮演與離職傾向之間可能存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，且深層扮演可能對(duì)離職傾向具有負(fù)向影響效應(yīng)。表層扮演與離職傾向之間可能存在顯著正相關(guān)關(guān)系，且表層扮演可能對(duì)離職傾向具有正向影響效應(yīng)。真實(shí)情感表達(dá)與離職傾向之間可能存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，且真實(shí)情感表達(dá)可能對(duì)離職傾向具有負(fù)向影響效應(yīng)。因此提出假設(shè)1a-c。

H1a：深層扮演對(duì)離職傾向具有顯著的負(fù)向影響；

H1b：表層扮演對(duì)離職傾向具有顯著的正向影響；

H1c：真實(shí)情感表達(dá)對(duì)離職傾向具有顯著的負(fù)向影響。

工作滿意度（Job Satisfaction）從員工的角度出發(fā)可以理解為員工對(duì)于他們工作所持有的一種情感反射，這種情感反射實(shí)質(zhì)上是基于員工的理性預(yù)期與實(shí)際結(jié)果之間的差值比較。當(dāng)員工的績(jī)效、成就、進(jìn)步、賞識(shí)等激勵(lì)因素實(shí)現(xiàn)或超過(guò)他的預(yù)期目標(biāo)時(shí)，易于激發(fā)員工的工作動(dòng)力，此時(shí)員工的工作滿意度一般較高。當(dāng)員工的薪金、職位、工作環(huán)境、人際關(guān)系等保健因素未達(dá)到或低于他的預(yù)期目標(biāo)時(shí)，極易滋生員工的不滿情緒，此時(shí)員工的工作滿意度一般較低。在情緒勞動(dòng)研究的早期，以Hochschild（1983）和Puglies（i1999）為代表的部分學(xué)者在對(duì)情緒勞動(dòng)與工作滿意度之間的關(guān)系進(jìn)行研究的時(shí)候發(fā)現(xiàn)，情緒勞動(dòng)與工作滿意度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，他們認(rèn)為情緒勞動(dòng)的消極作用比積極作用要顯著，從事情緒勞動(dòng)雇員的工作滿意度一般會(huì)比從事其他工作雇員的工作滿意度要低。隨著情緒勞動(dòng)研究的深入，實(shí)證研究方法和樣本調(diào)查數(shù)據(jù)也在不斷完善和充實(shí)，以Jin和Guy（2009）、Hsieh等（2012）為代表的越來(lái)越多學(xué)者發(fā)現(xiàn)情緒勞動(dòng)與工作滿意度并不只是單純的負(fù)相關(guān)關(guān)系，通過(guò)掌握情緒勞動(dòng)中的深層扮演技能，員工能夠不斷提高自己的環(huán)境適應(yīng)能力、團(tuán)隊(duì)協(xié)作能力、角色扮演能力和心理調(diào)節(jié)能力，從而為其職業(yè)生涯打下堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)，更易于獲得領(lǐng)導(dǎo)和同事的賞識(shí)并被委以重任［11］。從這個(gè)角度上來(lái)講，員工增強(qiáng)情緒認(rèn)知、學(xué)習(xí)情緒調(diào)節(jié)，管理者改進(jìn)領(lǐng)導(dǎo)和激勵(lì)方式，情緒勞動(dòng)員工的工作滿意度是可以不斷增強(qiáng)的。這里我們推斷情緒勞動(dòng)與工作滿意度之間存在某種相關(guān)關(guān)系，且這種相關(guān)關(guān)系是顯著的。因此提出假設(shè)2。

H2：情緒勞動(dòng)與工作滿意度存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

胡志紅（2012）對(duì)山東省部分地區(qū)幼兒教師的情緒勞動(dòng)及其工作滿意度進(jìn)行觀察研究后發(fā)現(xiàn)，幼兒教師的情緒勞動(dòng)和工作滿意度均處于較高水平，幼兒教師的表層扮演策略運(yùn)用的頻率越高，其工作滿意度就越低，幼兒教師的深層扮演策略運(yùn)用的頻率越高，其工作滿意度則也越高［12］，這一實(shí)證研究結(jié)論進(jìn)一步充實(shí)和拓展了張純子（2008）、王永賢（2005）的理論研究框架。祁海霞（2013）根據(jù)秦皇島、北京等5家星級(jí)酒店的餐飲、客房服務(wù)人員的問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果，在情緒勞動(dòng)各變量人口統(tǒng)計(jì)差異分析的基礎(chǔ)上對(duì)研究變量進(jìn)行了相關(guān)分析和多元回歸，結(jié)論顯示情緒勞動(dòng)的表層扮演與情緒耗竭、去人格化在0.010的顯著性水平上正相關(guān)，深層扮演與情緒耗竭、去人格化在0.010的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，情緒勞動(dòng)的表層扮演與工作滿意度的相關(guān)關(guān)系不顯著，同時(shí)深層扮演對(duì)工作滿意度具有正向的影響作用（B=0.299，p＜0.010），而表層扮演由于沒(méi)有進(jìn)入回歸方程，一般認(rèn)為不會(huì)對(duì)工作滿意度具有顯著的影響作用［13］。據(jù)此，我們認(rèn)為深層扮演與工作滿意度之間可能存在顯著正相關(guān)關(guān)系，且深層扮演可能對(duì)工作滿意度具有正向影響效應(yīng)。相應(yīng)的，表層扮演與工作滿意度之間可能存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，且表層扮演可能對(duì)工作滿意度具有負(fù)向影響效應(yīng)。真實(shí)情感表達(dá)與工作滿意度之間可能存在顯著正相關(guān)關(guān)系，且真實(shí)情感表達(dá)可能對(duì)工作滿意度具有正向影響效應(yīng)。因此提出假設(shè)2a-2c。

H2a：深層扮演對(duì)工作滿意度具有顯著的正向影響；

H2b：表層扮演對(duì)工作滿意度具有顯著的負(fù)向影響；

H2c：真實(shí)情感表達(dá)對(duì)工作滿意度具有顯著的正向影響。

人們?cè)谇舐毜倪^(guò)程當(dāng)中總會(huì)抱有這樣一種心理預(yù)期，認(rèn)為未來(lái)理想的工作狀態(tài)應(yīng)該是：自我價(jià)值實(shí)現(xiàn)、受到尊重、工作與自我發(fā)展相協(xié)調(diào)、得到贊許等，如果員工在入職后的工作中實(shí)現(xiàn)不了這種狀態(tài)就會(huì)與入職前的心理預(yù)期形成鮮明反差，這種反差會(huì)激發(fā)員工脫離現(xiàn)在工作狀態(tài)的欲望，從而去尋找新的工作崗位以期改變現(xiàn)有的工作狀態(tài)。反之，如果工作本身能夠滿足甚至遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)員工自身的心理預(yù)期，員工必然保持原有的工作狀態(tài)，一定時(shí)期內(nèi)是不會(huì)選擇尋找新的工作機(jī)會(huì)的。不少學(xué)者認(rèn)為，員工的工作滿意度與離職傾向應(yīng)該呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，Lam?bert等人（2001）在對(duì)全美工人的行為特征研究后發(fā)現(xiàn)，工人的工作環(huán)境通過(guò)工作滿意度變量影響離職傾向，工作滿意度可作為離職傾向的前因變量且與其負(fù)相關(guān)［14］。Egan等人（2004）通過(guò)調(diào)查美國(guó)信息技術(shù)從業(yè)人員后發(fā)現(xiàn)，工作滿意度與離職傾向之間的影響效應(yīng)是單向的，通常是工作滿意度對(duì)離職傾向產(chǎn)生影響而不是離職傾向?qū)ぷ鳚M意度產(chǎn)生影響，且這種影響是負(fù)向的。因此，工作滿意度很可能與離職傾向相關(guān)聯(lián)，且二者之間應(yīng)該在某種程度上顯著相關(guān)。因此提出假設(shè)3。

H3：工作滿意度對(duì)離職傾向具有顯著的負(fù)向影響。

Brotheridge&Grandey（2002）認(rèn)為員工在進(jìn)行表層扮演時(shí)，他們必定要承受內(nèi)心的情感不一致?tīng)顟B(tài)，即內(nèi)心可能是焦躁的、壓抑的，表現(xiàn)出來(lái)卻是快樂(lè)的、舒暢的。這種情感不一致?tīng)顟B(tài)往往會(huì)轉(zhuǎn)化為消極情緒以侵蝕工作滿意度，從而導(dǎo)致員工產(chǎn)生去謀求不用進(jìn)行情感偽裝的新的工作崗位的想法。Chau等人（2009）認(rèn)為情感一致性是與個(gè)人成就、工作績(jī)效并駕齊驅(qū)的能夠增加工作滿意度的重要因素，工作滿意度越高，員工就越不愿意離職，同時(shí)他們還認(rèn)為真實(shí)情感表達(dá)并不直接與離職傾向相聯(lián)系，推斷出工作滿意度可能是架接情緒勞動(dòng)與離職傾向兩變量之間關(guān)系的中介因素。據(jù)此筆者認(rèn)為情緒勞動(dòng)不能作為離職傾向的直接前因變量，不同的情緒勞動(dòng)策略選擇會(huì)影響員工的內(nèi)心情緒和心理調(diào)節(jié)，從而出現(xiàn)情緒矛盾激化和情緒矛盾化解這兩條路徑，最終通過(guò)情緒傳導(dǎo)機(jī)制左右不同的離職意向［15］。因此，我們推斷工作滿意度對(duì)情緒勞動(dòng)與離職傾向之間起到部分中介效應(yīng)。因此提出假設(shè)4。

H4：工作滿意度在情緒勞動(dòng)與離職傾向的關(guān)系中起到部分中介效應(yīng)。

二、研究設(shè)計(jì)與研究方法

2015年韓國(guó)建國(guó)大學(xué)Seung-Bum Yang和美國(guó)科羅拉多大學(xué)Mary EGuy教授聯(lián)手在國(guó)際知名期刊“Public Personnel Management”上發(fā)表了“Gender ef?fects on emotional labor in Seoulmetropolitan area”一文［16］，立即引起了學(xué)界的強(qiáng)烈反響和共鳴，Seung-Bum Yang和Mary EGuy均為國(guó)際知名人力資源管理專家，他們通過(guò)構(gòu)建多組結(jié)構(gòu)方程模型研究性別差異對(duì)首爾地區(qū)行政職員情緒勞動(dòng)的影響，該調(diào)研樣本總量7 642個(gè)，通過(guò)實(shí)地訪談、行為觀察、大樣本問(wèn)卷調(diào)查，分別從性別、年齡、職位、職級(jí)、雇用時(shí)間等方面進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)歸類，涵蓋了韓國(guó)中央政府、地方政府、非營(yíng)利機(jī)構(gòu)、社保基金組織等多個(gè)單位。該調(diào)研數(shù)據(jù)充足、覆蓋面廣、調(diào)研程序合理科學(xué)，因而調(diào)研結(jié)論具有一定的參考價(jià)值。從某種意義上來(lái)講人的情緒活動(dòng)和心理特征具有關(guān)聯(lián)性和可比照性，韓國(guó)行政管理體制和職員管理模式與國(guó)際接軌，較為先進(jìn)、規(guī)范，具有一定的代表性，且韓國(guó)與中國(guó)同處儒文化圈，行政管理體制和職員管理模式具有一定的相似性，因而該模型具有一定的普適性。Seung-Bum Yang和Mary EGuy（2015）的研究結(jié)論已經(jīng)被不少中韓學(xué)者拿來(lái)解決公共部門(mén)情緒勞動(dòng)的基本問(wèn)題，該模型的研究思路是將情感偽裝和自然流露作為離職傾向的前因變量，將離職傾向作為情緒勞動(dòng)的后果變量，將工作滿意度作為架接情緒勞動(dòng)與離職傾向的中介變量。他們對(duì)統(tǒng)計(jì)結(jié)果進(jìn)行了結(jié)構(gòu)不變性測(cè)試（χ2=241.550，CFI=0.918）、度量不變性測(cè)試（χ2差異=8.849，df差異=11）和標(biāo)量不變性測(cè)試（χ2差異=21.793，df差異=15），結(jié)果均較滿意。此外，潛在均值差異的檢驗(yàn)結(jié)果顯示樣本間的差異不顯著，因果結(jié)構(gòu)等價(jià)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示因子載荷在兩組中作用等效，因果路徑在兩組中作用也等效。該研究結(jié)論顯示男性情感偽裝對(duì)離職傾向具有正向影響，真實(shí)情感表達(dá)對(duì)離職傾向具有負(fù)向影響；女性情感偽裝對(duì)離職傾向具有正向影響，真實(shí)情感表達(dá)對(duì)離職傾向具有正向影響。著名學(xué)者紐約市立大學(xué)Chul-Young Roh教授和韓國(guó)延世大學(xué)M.Jae Moon教授等（2015）以此模型為基礎(chǔ)研究衛(wèi)生保健機(jī)構(gòu)社會(huì)工作者的情緒勞動(dòng)與公共服務(wù)動(dòng)機(jī)，認(rèn)為情感偽裝會(huì)降低工作滿意度，同時(shí)引起職業(yè)倦怠，從而扭曲公共服務(wù)動(dòng)機(jī)，出現(xiàn)離職傾向［17］。著名學(xué)者美國(guó)利伯緹大學(xué)Tracy Ann Hudgins教授（2016）高度評(píng)價(jià)了Seung-Bum Yang和Mary EGuy（2015）的模型，并在對(duì)South?western Virginia管理人員情緒勞動(dòng)進(jìn)行研究的時(shí)候借鑒并改造了這個(gè)模型，他認(rèn)為工作滿意度與離職傾向之間存在一種心理彈性（ITR），增強(qiáng)心理彈性對(duì)于穩(wěn)定人員流動(dòng)具有重要作用［18］。

本文通過(guò)采集中國(guó)數(shù)據(jù)論證了情緒勞動(dòng)對(duì)離職傾向的影響效應(yīng)，進(jìn)一步豐富和拓展了Seung-Bum Yang和Mary E Guy（2015）的模型實(shí)踐應(yīng)用。由于Seung-Bum Yang和Mary EGuy（2015）的模型主要論證的是情緒勞動(dòng)對(duì)離職傾向的影響效應(yīng)，其中提出了工作滿意度可能會(huì)在情緒勞動(dòng)與離職傾向之間存在中介作用，但沒(méi)有深入論證工作滿意度在情緒勞動(dòng)與離職傾向之間是如何發(fā)揮中介作用的。我們?cè)诖嘶A(chǔ)上引入中介效應(yīng)層級(jí)回歸模型，實(shí)證檢驗(yàn)工作滿意度是否真正在情緒勞動(dòng)與離職傾向之間發(fā)揮中介作用，并且深刻剖析工作滿意度在情緒勞動(dòng)與離職傾向之間發(fā)揮中介作用的機(jī)理和作用形式。此外，Seung-Bum Yang和Mary EGuy（2015）的模型僅將情緒勞動(dòng)劃分為情感偽裝和自然流露兩個(gè)維度，并沒(méi)有涵蓋情緒勞動(dòng)各個(gè)維度層面。我們對(duì)情感偽裝和自然流露維度進(jìn)行了細(xì)化和調(diào)整，擴(kuò)展為深層扮演、表層扮演和真實(shí)情感表達(dá)三個(gè)維度，使模型更加科學(xué)合理且貼近實(shí)際。所用變量、路徑和假設(shè)均如圖1所示。

圖1　情緒勞動(dòng)對(duì)離職傾向的影響效應(yīng)路徑結(jié)構(gòu)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)收集

基于Hochschild劃分的情緒勞動(dòng)職業(yè)類型，本研究的調(diào)查對(duì)象涉及行政和事業(yè)單位公職人員、銀行職員、醫(yī)務(wù)工作者、銷(xiāo)售人員，調(diào)查對(duì)象單位涉及合肥、淮南、宿州、淮北、宣城等地的政府部門(mén)、圖書(shū)館、商業(yè)銀行、醫(yī)院、保險(xiǎn)公司等多家單位，調(diào)查方式主要包括問(wèn)卷調(diào)查與深度訪談，其中以問(wèn)卷調(diào)查為主、深度訪談為輔，問(wèn)卷調(diào)查方式包括網(wǎng)絡(luò)問(wèn)卷調(diào)查、現(xiàn)場(chǎng)發(fā)放問(wèn)卷調(diào)查、郵寄問(wèn)卷調(diào)查和電子郵件問(wèn)卷調(diào)查等調(diào)查方式。本次問(wèn)卷調(diào)查共發(fā)放問(wèn)卷312份，回收問(wèn)卷308份，經(jīng)過(guò)整理和篩選后最終獲得有效問(wèn)卷302份，本次問(wèn)卷調(diào)查均安排專門(mén)人員負(fù)責(zé)現(xiàn)場(chǎng)指導(dǎo)和監(jiān)督問(wèn)卷的填寫(xiě)，對(duì)于未在現(xiàn)場(chǎng)填寫(xiě)的問(wèn)卷也以電話、微博、微信等方式告知其填寫(xiě)方法、注意事項(xiàng)?；厥盏恼{(diào)查問(wèn)卷均采用Harman單因素分析法檢驗(yàn)同源誤差，經(jīng)檢驗(yàn)調(diào)查問(wèn)卷均排除了同源誤差項(xiàng)，調(diào)查問(wèn)卷的回收結(jié)果較為滿意。調(diào)查樣本的基本情況見(jiàn)表1所列。就調(diào)查對(duì)象性別而言，男性152人，占樣本總量的50.330%，女性150人，占樣本總量的49.670%。就調(diào)查對(duì)象年齡而言，20歲以下58人，占樣本總量的19.210%，20～30歲89人，占樣本總量的29.470%，30～40歲98人，占樣本總量的32.450%，40歲以上57人，占樣本總量的18.870%。就調(diào)查對(duì)象受教育程度而言，大中專層面52人，占樣本總量的17.220%，本科層面157人，占樣本總量的51.990%，研究生層面93人，占樣本總量的30.790%。就調(diào)查對(duì)象崗位類別而言，基層管理崗98人，占樣本總量的32.450%，中層管理崗 112人，占樣本總量的37.090%，高層管理崗 92人，占樣本總量的30.460%。就調(diào)查對(duì)象工作年限而言，5年以下74人，占樣本總量的24.500%，5至10年106人，占樣本總量的35.100%，10至20年62人，占樣本總量的20.530%，20年以上60人，占樣本總量的19.870%。調(diào)查對(duì)象在性別、年齡、學(xué)歷、崗位和工齡等方面分布較為均勻，樣本的代表性較強(qiáng)。

表1　調(diào)查對(duì)象基本情況（N=302）

（二）量表選取與變量測(cè)量

本研究采用該領(lǐng)域國(guó)內(nèi)外成熟的量表對(duì)研究變量進(jìn)行測(cè)量，這樣既能保證測(cè)量過(guò)程精準(zhǔn)可靠，又能增進(jìn)測(cè)量結(jié)果的參照價(jià)值（內(nèi)容效度）。情緒勞動(dòng)量表（Emotional Labor Scale）采用Diefendor（2005）開(kāi)發(fā)的情緒勞動(dòng)量表，該量表總共包含14個(gè)題項(xiàng)，分為表層扮演、深層扮演和真實(shí)情感表達(dá)三個(gè)部分。表層扮演由7個(gè)題項(xiàng)組成，分別為“面對(duì)客戶時(shí)，為了表現(xiàn)恰當(dāng)?shù)那榫w，我會(huì)隱藏真實(shí)的情緒”等，深層扮演由4個(gè)題項(xiàng)組成，分別為“面對(duì)客戶時(shí)，我不只是外表上看起來(lái)愉快，內(nèi)心也會(huì)感受到愉快”等，真實(shí)情感表達(dá)由3個(gè)題項(xiàng)組成，分別為“我在客戶面前表達(dá)的情緒是真實(shí)的，沒(méi)有經(jīng)過(guò)修飾的”等。量表賦值方法采用Likert五點(diǎn)記分法，1表示“從未如此”，2表示“很少如此”，3表示“偶爾如此”，4表示“經(jīng)常如此”，5表示“總是如此”，被測(cè)者對(duì)于每種情緒勞動(dòng)策略題項(xiàng)的得分越高，表明其采取相應(yīng)的情緒勞動(dòng)策略的傾向越顯著。

工作滿意度量表（Job Satisfaction Scale）采用Ho?chwarter等人（2003）在Brayfield和Rothe基礎(chǔ)上修訂的工作滿意度量表。該量表總共包含5個(gè)題項(xiàng)，分別從五個(gè)不同的維度考察被測(cè)者的工作滿意感，包括“我對(duì)目前的工作非常滿意”等。量表賦值方法采用Likert五點(diǎn)記分法，1表示“從未如此”，5表示“總是如此”，被測(cè)者的得分越高，表明其對(duì)于工作越滿意。

離職傾向量表（Turnover IntentScale）采用翁清雄（2013）在Mobley（1978）的基礎(chǔ)上修訂的離職傾向量表，該量表總共包含4個(gè)題項(xiàng)，分別從四個(gè)不同的維度測(cè)量員工的離職傾向，包括“對(duì)于現(xiàn)在的工作，我會(huì)時(shí)常感到厭倦并且想跳槽到另一個(gè)單位去”等［19］。量表賦值方法采用Likert五點(diǎn)記分法，1表示“從未如此”，5表示“總是如此”，被測(cè)者的得分越高，表明其離職傾向越強(qiáng)。

（三）量表的信效度檢驗(yàn)

克朗巴哈系數(shù)（內(nèi)部一致性系數(shù)）是測(cè)量量表信度的常用指標(biāo)，經(jīng)檢驗(yàn)（見(jiàn)表2）深層扮演和表層扮演的克朗巴哈系數(shù)分別為0.816和0.807，二者的信度系數(shù)均大于0.800，分量表信度較高。真實(shí)情感表達(dá)的克朗巴哈系數(shù)雖低于0.800，不過(guò)也可以接受。情緒勞動(dòng)、工作滿意度和離職傾向總量表的克朗巴哈系數(shù)分別為0.834、0.836、0.898，三個(gè)維度的信度均超過(guò)0.800，因此量表信度較為滿意。

表2　各量表的克朗巴哈系數(shù)（N=302）

效度主要包括內(nèi)容效度、結(jié)構(gòu)效度和區(qū)別效度。本研究量表的內(nèi)容效度不存在問(wèn)題，前文已做出說(shuō)明。對(duì)于結(jié)構(gòu)效度和區(qū)別效度的判別，則需要進(jìn)行探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析，在做驗(yàn)證性因子分析之前需要做探索性因子分析以檢驗(yàn)量表數(shù)據(jù)結(jié)果是否適合做因子分析以及提取的因子是否和量表?xiàng)l目劃分一致。經(jīng)檢驗(yàn)情緒勞動(dòng)量表的KMO值為0.736，此時(shí)較適合做因子分析，Bartlett球形度檢驗(yàn)近似卡方值在0.001的水平上顯著，說(shuō)明此量表適合做探索性因子分析。對(duì)情緒勞動(dòng)量表按特征值大于1的標(biāo)準(zhǔn)抽取公共因子，采用主成分提取法和最大方差旋轉(zhuǎn)法提取出三個(gè)公共因子，每個(gè)大因子包含7個(gè)、4個(gè)和3個(gè)條目，各條目因子載荷分別位于0.700～0.900之間，三個(gè)大因子的累計(jì)方差解釋率分別為76.502%、91.067%、87.787%。同理，對(duì)工作滿意度和離職傾向進(jìn)行探索性因子分析，工作滿意度的KMO值為0.632，較適合做因子分析，對(duì)工作滿意度量表按特征值大于1的標(biāo)準(zhǔn)抽取公共因子，采用主成分提取法和最大方差旋轉(zhuǎn)法提取出一個(gè)公共因子，因子的累計(jì)方差解釋率為96.190%。離職傾向的KMO值為0.791，較適合做因子分析，對(duì)離職傾向量表按特征值大于1的標(biāo)準(zhǔn)抽取公共因子，采用主成分提取法和最大方差旋轉(zhuǎn)法提取出一個(gè)公共因子，因子的累計(jì)方差解釋率為82.410%。綜上所述，情緒勞動(dòng)、工作滿意度、離職傾向量表的結(jié)構(gòu)效度較為理想。

為了檢測(cè)量表的區(qū)別效度，采取構(gòu)建因子模型的方法進(jìn)行。利用AMOS20.0分別構(gòu)建單因子模型、二因子模型和三因子模型，根據(jù)驗(yàn)證性因子分析結(jié)果（見(jiàn)表3）進(jìn)行擬合優(yōu)度分析。經(jīng)比較三因子模型的各項(xiàng)指標(biāo)（χ2/df=4.410，RMR=0.041，GFI=0.899，AGFI=0.849，NFI=0.901，TLI=0.905，CFI=0.902，RM?SEA=0.098）均優(yōu)于其他模型指標(biāo)，三因子模型的擬合程度最好，區(qū)別效度最明顯。

表3　驗(yàn)證性因子分析模型判別（N=302）

三、實(shí)證分析與實(shí)證結(jié)果

（一）變量間相關(guān)性檢驗(yàn)

利用SPSS16.0軟件計(jì)算變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)（見(jiàn)表4），結(jié)果發(fā)現(xiàn)深層扮演的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為3.240和1.085，表層扮演的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為2.480和0.932，深層扮演與表層扮演存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（r=-0.508，p＜0.010）。真實(shí)情感表達(dá)的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為3.120和1.028，深層扮演與真實(shí)情感表達(dá)存在顯著的正相關(guān)關(guān)系（r=0.581，p＜0.010），表層扮演與真實(shí)情感表達(dá)呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（r=-0.408，p＜0.010）。工作滿意度的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為3.020 和1.039，深層扮演與工作滿意度存在顯著的正相關(guān)關(guān)系（r=0.620，p＜0.010），表層扮演與工作滿意度呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（r=-0.504，p＜0.010），真實(shí)情感表達(dá)與工作滿意度呈顯著的正相關(guān)關(guān)系（r=0.641，p＜0.010），情緒勞動(dòng)各個(gè)維度與工作滿意度顯著相關(guān)，因此假設(shè)H2成立。離職傾向的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為2.580和1.013，深層扮演與離職傾向存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（r=-0.574，p＜0.010），表層扮演與離職傾向呈顯著的正相關(guān)關(guān)系（r=0.658，p＜0.010），真實(shí)情感表達(dá)與離職傾向呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（r=-0.381，p＜0.010），情緒勞動(dòng)各個(gè)維度與離職傾向顯著相關(guān)，因此假設(shè)H1成立。工作滿意度與離職傾向呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（r=-0.528，p＜0.010），且工作滿意度對(duì)離職傾向具有顯著的負(fù)向影響，假設(shè)H3得到驗(yàn)證。

表4　變量相關(guān)性分析（N=302）

（二）中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

通過(guò)構(gòu)建層級(jí)回歸模型對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，首先檢驗(yàn)工作滿意度是否在深層扮演與離職傾向之間發(fā)揮中介效應(yīng)，先用前因變量深層扮演對(duì)結(jié)果變量離職傾向做回歸，如表5所示深層扮演的回歸系數(shù)B值為-0.539，且在0.010的顯著水平上顯著，滿足繼續(xù)做中介效應(yīng)檢驗(yàn)的標(biāo)準(zhǔn)，假設(shè)H1a也得到驗(yàn)證。接著將深層扮演對(duì)中介變量做回歸，回歸結(jié)果證明深層扮演的回歸系數(shù)B值為0.596，且在0.010的顯著水平上顯著，深層扮演對(duì)工作滿意度具有顯著的正向影響，因此假設(shè)H2a得到驗(yàn)證。由于深層扮演對(duì)結(jié)果變量和中介變量的回歸系數(shù)均顯著，因而符合做最后一步中介效應(yīng)檢驗(yàn)的要求，我們將深層扮演與工作滿意度對(duì)離職傾向進(jìn)行二元回歸分析，發(fā)現(xiàn)深層扮演（B=-0.317，p＜0.010）和工作滿意度（B=-0.279，p＜0.010）的回歸系數(shù)均在給定的置信水平上顯著且不為零，中介效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度較好（R2=0.425，F(xiàn)=26.090，p＜0.010）?？刂浦薪樽兞抗ぷ鳚M意度后，深層扮演回歸系數(shù)的絕對(duì)值由原先的0.539下降到了0.317，工作滿意度的中介效應(yīng)顯著，可以推斷工作滿意度在深層扮演與離職傾向的關(guān)系中起到部分中介作用，假設(shè)4得到部分驗(yàn)證。

表5　中介變量層級(jí)回歸分析結(jié)果（N=302）

再來(lái)檢驗(yàn)工作滿意度在表層扮演與離職傾向之間的中介作用效果，同理，將表層扮演對(duì)離職傾向做回歸分析，回歸結(jié)果顯示表層扮演的回歸系數(shù)B值為0.706，且在0.010的顯著水平上顯著，此時(shí)回歸方程的各項(xiàng)擬合優(yōu)度指標(biāo)均高于平均水平（R2=0.536，F(xiàn)= 43.787，p＜0.010）且回歸方程的容差和方差膨脹因子（VIF）均小于臨界值（VIF＜10），因此不存在多重共線性，假設(shè)H1b成立。接著再對(duì)表層扮演與工作滿意度做回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)表層扮演的回歸系數(shù)B值為-0.556，且在0.010的顯著水平上顯著，說(shuō)明表層扮演對(duì)工作滿意度具有顯著的負(fù)向影響，假設(shè)H2b成立。因?yàn)楸韺影缪輰?duì)離職傾向和工作滿意度的回歸系數(shù)均顯著且不為零，可以對(duì)工作滿意度的中介作用做進(jìn)一步的檢驗(yàn)。構(gòu)建以表層扮演和工作滿意度為自變量、以離職傾向?yàn)橐蜃兞康亩貧w模型，經(jīng)過(guò)回歸我們發(fā)現(xiàn)表層扮演的回歸系數(shù)B值為0.524，工作滿意度的回歸系數(shù)B值為-0.241，且二者均在0.010的顯著水平上顯著?？刂浦薪樽兞抗ぷ鳚M意度后，深層扮演對(duì)于離職傾向的回歸系數(shù)由原先的0.706下降到了0.524，因此我們可以判定工作滿意度在表層扮演與離職傾向的關(guān)系中起到部分中介作用，假設(shè)H4得到部分驗(yàn)證。

最后來(lái)看工作滿意度能否在真實(shí)情感表達(dá)與離職傾向之間起到中介效應(yīng)，通過(guò)構(gòu)建真實(shí)情感表達(dá)對(duì)離職傾向的回歸模型考察是否可以做下一步的中介效應(yīng)檢驗(yàn)，回歸分析結(jié)果表明真實(shí)情感表達(dá)對(duì)離職傾向的回歸系數(shù)在0.010的顯著水平上為-0.390，滿足做下一步檢驗(yàn)的要求，假設(shè)H1c得到驗(yàn)證。對(duì)真實(shí)情感表達(dá)與工作滿意度做回歸分析，我們發(fā)現(xiàn)真實(shí)情感表達(dá)對(duì)工作滿意度的回歸系數(shù)在0.010的顯著水平上為0.505，且擬合模型的各項(xiàng)擬合指標(biāo)均較好（R2=0.365，F(xiàn)=32.394，p＜0.010），說(shuō)明真實(shí)情感表達(dá)對(duì)工作滿意度具有顯著的負(fù)向影響，假設(shè)H2c成立，因此可以繼續(xù)做中介效應(yīng)檢驗(yàn)。最后將真實(shí)情感表達(dá)與工作滿意度對(duì)離職傾向做二元回歸分析，結(jié)果顯示真實(shí)情感表達(dá)的回歸系數(shù)為-0.197，但是未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)（P=0.075），而此時(shí)工作滿意度的回歸系數(shù)顯著且為負(fù)值（B=-0.258，p＜0.010），根據(jù)溫忠麟（2014）的結(jié)論［20］，當(dāng)自變量的回歸系數(shù)變化為不顯著的水平，說(shuō)明中介變量發(fā)揮了完全中介作用，由此我們推斷工作滿意度在架接真實(shí)情感表達(dá)與離職傾向之間起到了完全中介效應(yīng)。綜上，假設(shè)H4得到驗(yàn)證。

四、研究結(jié)論與政策建議

研究發(fā)現(xiàn)情緒勞動(dòng)、工作滿意度和離職傾向在某種程度上具有顯著相關(guān)關(guān)系；深層扮演和真實(shí)情感表達(dá)對(duì)離職傾向具有顯著的負(fù)向影響，表層扮演對(duì)離職傾向具有顯著的正向影響；工作滿意度在表層扮演、深層扮演與離職傾向的關(guān)系中起到部分中介作用，工作滿意度在真實(shí)情感表達(dá)與離職傾向的關(guān)系中起到完全中介作用。對(duì)組織管理層和組織員工提出以下政策建議：

（1）組織管理層應(yīng)密切關(guān)注員工的情緒變化和心理狀況，多與員工談心和交流，傾聽(tīng)員工心聲，了解員工訴求，解決員工疑惑，鼓勵(lì)員工表達(dá)真實(shí)情感，適當(dāng)進(jìn)行情緒宣泄，及時(shí)消除不良情緒，避免負(fù)面情緒積累，從而提高員工的工作滿意度，降低離職傾向；組織管理層應(yīng)營(yíng)造良好的情緒勞動(dòng)氛圍，多組織開(kāi)展有利于增強(qiáng)組織凝聚力和認(rèn)同感的素質(zhì)拓展活動(dòng)，這樣既能有效避免情緒耗竭和職業(yè)倦怠，又能引導(dǎo)員工在價(jià)值理念上與組織保持一致，真正做到人與工作“合為一體”，從而使其在實(shí)際工作中靈活調(diào)整內(nèi)心情緒狀態(tài)，深化深層扮演技能，增強(qiáng)工作滿意度，降低離職傾向；組織管理層應(yīng)改進(jìn)績(jī)效考核與崗位管理制度，采用360度全方位評(píng)估法，分別由領(lǐng)導(dǎo)、同事、顧客、員工自身進(jìn)行績(jī)效評(píng)估，避免員工因應(yīng)付上級(jí)或顧客而造成外在情感表達(dá)與內(nèi)在情緒感受不一致，倒逼其摒棄使用表層扮演策略，充分發(fā)揮深層扮演和真實(shí)情感表達(dá)對(duì)于提高工作滿意度的作用，提高服務(wù)質(zhì)量，改進(jìn)工作績(jī)效，降低離職傾向。

（2）組織員工要不斷學(xué)習(xí)提高情緒管理技能，通過(guò)參與工作輪換、案例研討、情景模擬、角色扮演等培訓(xùn)開(kāi)發(fā)活動(dòng)，不斷提高情緒認(rèn)知水平，積累情緒資本，增強(qiáng)情緒覺(jué)察和情緒調(diào)控能力。特別是要掌握深層扮演技能，調(diào)節(jié)內(nèi)心情緒，自覺(jué)消除不良情緒動(dòng)機(jī)和心理障礙，增強(qiáng)組織認(rèn)同感和角色認(rèn)同感，增強(qiáng)工作責(zé)任心和使命感，努力將個(gè)人職業(yè)發(fā)展目標(biāo)與組織目標(biāo)、愿景、宗旨相結(jié)合，實(shí)現(xiàn)個(gè)人利益與價(jià)值和組織利益與價(jià)值的統(tǒng)一，激發(fā)組織公民行為，提高工作滿意度，降低離職傾向；面對(duì)工作中可能遇到的矛盾和困難，組織員工應(yīng)擺正心態(tài)，冷靜而理性地處理問(wèn)題，提高沖突管理應(yīng)變能力和解決實(shí)際問(wèn)題的能力，時(shí)刻保持積極的工作態(tài)度，積極傳遞正能量，通過(guò)真實(shí)情感表達(dá)更多地表現(xiàn)出發(fā)自內(nèi)心的心聲；組織員工還要妥善處理好與領(lǐng)導(dǎo)、同事、顧客的關(guān)系，學(xué)會(huì)換位思考，懂得尊重理解，自主調(diào)節(jié)工作中的不良情緒，根據(jù)實(shí)際需要靈活“切換”深層扮演和真實(shí)情感表達(dá)策略，不斷提高工作滿意度，降低離職傾向。

注釋：

① Hochschild（1989）根據(jù)情緒勞動(dòng)調(diào)查統(tǒng)計(jì)結(jié)果，建立情緒勞動(dòng)職業(yè)標(biāo)準(zhǔn)，按照情緒勞動(dòng)符合程度高低，歸納出最需要使用情緒勞動(dòng)的六個(gè)職業(yè)類型為專業(yè)技術(shù)人員、經(jīng)營(yíng)管理人員、企業(yè)銷(xiāo)售人員、行政單位職員、服務(wù)業(yè)從業(yè)者和私人管家。

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［責(zé)任編輯：歐世平］

A Study on the Impact of Emotional Labor on Turnover Intent —Based on Job Satisfaction Mediating Effect Model

DING Xian-cun，ZHENG Fei-hong
（School of Management，Anhui University，Hefei 230601，China）

The paper studies the impact of emotional labor on turnover intent through constructing the mediating effecthierar?chical regression model based on emotional labor theory.The analysis of survey data shows that both emotional labor and job satisfaction have significant correlations with turnover intent to a certain extent.Moreover，deep acting and authentic emotive expression have a significant negative impact on turnover intent，surface acting has a significant positive impact on turnover effect.Furthermore，job satisfaction plays a partial mediating effect in the relationship of surface acting，deep acting and turn?over intent，and job satisfaction plays a full mediating effect in the relationship of authentic emotive expression and turnover in?tent.Organization’s management level and staff themselves should make great efforts to improve leadership，and learn skills to constantly enhance job satisfaction and decrease turnover intent.

emotional labor；turnover intent；job satisfaction；mediating effect

F272.9

A

1007-5097（2016）06-0144-08

2016-02-23

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（15BZZ074）；安徽省軟科學(xué)項(xiàng)目（1402052018）；安徽省教育廳人文社科重大研究項(xiàng)目（SK201 4ZD010）

丁先存（1963-），男，安徽廬江人，教授，博士生導(dǎo)師，副院長(zhǎng)，研究方向：公共管理；

鄭飛鴻（1993-），男，安徽鳳臺(tái)人，碩士研究生，研究方向：公共管理。