張駟宇

（青島職業(yè)技術(shù)學院，山東 青島 266555）

銀行業(yè)作為知識密集型的行業(yè)，其員工中的很大一部分是知識型員工。外資銀行的全方位進入和城市商業(yè)銀行的崛起使得銀行業(yè)提供的各類產(chǎn)品和服務趨于同質(zhì)化。同時，智能化的產(chǎn)品使事務性崗位數(shù)量銳減，服務客戶的一線崗位增多，工作壓力也隨之增大，使得銀行員工情緒勞動強度越來越大。對員工的情緒勞動進行管理和控制，提升員工主觀幸福感，從而規(guī)避和減少情緒勞動的負效用，對降低銀行員工的離職傾向具有較為重要的意義。因此，以山東省商業(yè)銀行員工為研究對象，探究情緒勞動策略對離職傾向的影響，并構(gòu)建針對商業(yè)銀行員工的有效合理的情緒勞動管理措施，實現(xiàn)人力資源管理職能的再造。

1 理論基礎與研究假設

1.1 情緒表現(xiàn)規(guī)則

情緒表現(xiàn)規(guī)則是指在工作情景中表達適當情緒的準則[1]。雖然大多數(shù)組織沒有在組織的規(guī)章制度中明確提出員工在工作過程中應呈現(xiàn)何種情緒，但是員工所表現(xiàn)出的情緒受到各種顯性或者隱性規(guī)則的限制。情緒表現(xiàn)規(guī)則影響情緒表達行為。個體在了解根據(jù)情緒表現(xiàn)規(guī)則后，會對自身的情緒進行調(diào)節(jié)或者管理，以達到社會所期望個體在特定情景下應表達的情緒[2]。情緒表現(xiàn)規(guī)則可分為兩個維度，即表達積極情緒的表現(xiàn)規(guī)則與抑制消極情緒的表現(xiàn)規(guī)則[3]。

1.2 主觀幸福感

主觀幸福感是指個體依據(jù)自定的標準對其生活質(zhì)量所作的整體評價。主觀幸福感具有主觀性、穩(wěn)定性和整體性的特點。主觀幸福感主要包含兩個主要成分：情感成分與認知成分。情感成分是指個體在實際生活中感受到的正向或負向的情感體驗。認知成分是指個體對其生活質(zhì)量的認知評估[4]。主觀幸福感的結(jié)構(gòu)與測量也呈現(xiàn)多樣化的發(fā)展，曹科巖的文獻綜述總結(jié)了幸福指數(shù)量表（WI）、中國人主觀幸福感量表（CHI）、中國城市居民主觀幸福感量表（SWBS-CC）、居民幸福感問卷（CWBQ）等四種多因素多項目居民主觀幸福感量表[5]。

1.3 情緒勞動策略

Hochschild于1979年首次提出情緒勞動的概念，指出“空姐”在工作中在付出腦力和體力的同時，也要對自己的情緒進行管理。任慶穎、張文勤對國外情緒勞動策略最新研究進行了評述，認為情緒勞動是指員工在工作過程中需要對自身的情緒表達進行管理，以達到符合組織要求的情緒[6]。對于情緒勞動策略的研究，學者通常在三個維度展開研究，即表層扮演、深層扮演和自動調(diào)節(jié)。

表層扮演指的是當員工的內(nèi)心真實感受和組織需要員工表達的情緒不一致時，員工僅通過調(diào)整面部表情、動作姿態(tài)或聲音語氣等表層行為，來達到組織的要求。員工表層扮演的情緒與實際內(nèi)心的情緒是相反的[7]。深層扮演是指員工不僅要在行為上符合組織情緒表達的要求，還要通過管理內(nèi)部情緒狀態(tài)，使內(nèi)心的感受與組織所要求表達的情緒相符合。自動調(diào)節(jié)是指員工主動自發(fā)的表現(xiàn)出自己真實情緒，而這種情緒也正是組織所要求的。

1.4 離職傾向

離職傾向，是指員工所產(chǎn)生的離開組織的想法或者意愿[8]。通過對離職傾向進行調(diào)查，可以在一定程度上判斷組織未來的員工離職情況[9]。張四龍指出當員工發(fā)現(xiàn)自己不適應組織安排的工作，并在一段時間后沒有得到改善，就會產(chǎn)生更換組織的想法[10]。Mobley等編制的量表被廣泛應用在離職傾向的測量中。

1.5 情緒表現(xiàn)規(guī)則、主觀幸福感、情緒勞動策略與離職傾向之間關(guān)系

已有實證研究表明表現(xiàn)規(guī)則和情緒勞動有關(guān)。有的學者研究證明情緒表現(xiàn)規(guī)則的感知與淺層行為正相關(guān)，與深層行為關(guān)系不顯著[11]。有的學者發(fā)現(xiàn)組織情緒表現(xiàn)規(guī)則與情緒勞動的三個維度正相關(guān)[12]。員工感知情緒表現(xiàn)規(guī)則后可能引起更多的情緒勞動。基于此，本文提出研究假設如下：

H1a:表達積極情緒的表現(xiàn)規(guī)則對情緒勞動（淺層行為）具有顯著正向影響。

H1b:表達積極情緒的表現(xiàn)規(guī)則對情緒勞動（深層行為）具有顯著正向影響。

H1c:抑制消極情緒的表現(xiàn)規(guī)則對情緒勞動（淺層行為）具有顯著正向影響。

H1d:抑制消極情緒的表現(xiàn)規(guī)則對情緒勞動（深層行為）具有顯著正向影響。

情緒勞動策略的各個維度對員工的離職傾向具有一定程度的影響。韓竹村證明深層行為與離職傾向有顯著負相關(guān);表層行為與離職傾向有顯著正相關(guān)[13]。 鑒于此，本文提出如下假設：

H2a:情緒勞動（淺層行為）對離職傾向具有正向影響。

H2b:情緒勞動（深層行為）對離職傾向具有正向影響。

H2c:情緒勞動（自然調(diào)節(jié)）對離職傾向具有正向影響。

情緒智力對情緒勞動策略不同維度具有不同的影響，同時情緒勞動策略不同維度對離職傾向也具有不同的影響[8]。基于此，本文提出研究假設如下：

H3a:情緒勞動策略的表層行為是情緒智力與離職傾向之間的中介變量。

H3b:情緒勞動策略的深層行為是情緒智力與離職傾向之間的中介變量。

H3c:情緒勞動策略的自然調(diào)節(jié)是情緒智力與離職傾向之間的中介變量。

諸多研究證實了主觀幸福感與員工離職傾向的關(guān)系。員工的主觀幸福感的提升能有效地降低員工的離職傾向[14]。因此，本文提出假設如下：

H4a:主觀幸福感可以增強情緒勞動策略的表層行為對離職傾向的正向影響。

H4b:主觀幸福感可以增強情緒勞動策略的深層行為對離職傾向的負向影響。

H4c:主觀幸福感可以增強情緒勞動策略的自然調(diào)節(jié)對離職傾向的負向影響。

2 實證研究

2.1 研究方法

本研究采用方便取樣的方法，通過定向掃描問卷星二維碼的形式發(fā)放問卷，實際收回問卷220份，其中有效問卷213份，有效率96.8%。樣本基本情況如表1。

表1 人口學變量描述統(tǒng)計（n=213）

由表可知，樣本主要由女性構(gòu)成（58.2%）；大多數(shù)樣本已婚（79.8%）；樣本的主要年齡構(gòu)成為36-45歲（43.2%）；樣本在本單位的工作年限主要為7-12年（27.7%）以及4-6年（27.2%）；大多數(shù)樣本的教育程度為本科（65.3%）。

2.2 測量工具及數(shù)據(jù)處理方法

情緒表現(xiàn)規(guī)則量表采用Diefendorf等人修訂的量表，該量表共7個題項，包含兩個因素：表達積極情緒的表現(xiàn)規(guī)則和抑制消極情緒的表現(xiàn)規(guī)則。主觀幸福感的測查采用Diener的單維主觀幸福感測量法，只設一個題目:把所有因素考慮在內(nèi)，我對目前的生活感到滿意。對情緒勞動策略的測查采用的量表是由Grandey的情緒勞動策略量表修訂而成的，分為三個維度:表層行為、深層行為和自然調(diào)節(jié)，該量表共13個題項。離職傾向的測量采用參照Mobley等學者的研究成果編制的離職傾向量表，包括4個題項。問卷采用李特式5點計分。

本研究采用SPSS14.0統(tǒng)計軟件來分析數(shù)據(jù)，具體采用基本描述統(tǒng)計分析，信效度分析、相關(guān)分析和回歸分析以及中介、調(diào)節(jié)效應檢驗。

2.3 研究結(jié)果及討論

2.3.1 問卷的信效度分析

表2 各個變量信效度分析

通過SPSS對問卷樣本進行信度檢驗，結(jié)果如表2所示：表達積極情緒的表現(xiàn)規(guī)則、抑制消極情緒的表現(xiàn)規(guī)則、情緒勞動（淺層行為）、情緒勞動（深層行為）、情緒勞動（自然調(diào)節(jié)）、離職傾向各個變量的Cronbachs Alpha的值均大于0.90，說明各個變量的信度非常好。

通過對問卷樣本的量表題進行Bartlett球體檢驗及KMO樣本測度，結(jié)果顯示：表達積極情緒的表現(xiàn)規(guī)則、抑制消極情緒的表現(xiàn)規(guī)則、情緒勞動（淺層行為）、情緒勞動 （深層行為）、情緒勞動 （自然調(diào)節(jié)）、離職傾向各個變量的KMO取值均大于0.70，說明各個變量的結(jié)構(gòu)較好。

2.3.2 相關(guān)分析

本部分分析研究表達積極情緒的表現(xiàn)規(guī)則、抑制消極情緒的表現(xiàn)規(guī)則、情緒勞動 （淺層行為）、情緒勞動（深層行為）、情緒勞動（自然調(diào)節(jié)）、離職傾向各個變量兩兩之間的相關(guān)關(guān)系。

從表3中可以看出，在置信度（雙側(cè)）為0.01的水平上，表達積極情緒的表現(xiàn)規(guī)則、抑制消極情緒的表現(xiàn)規(guī)則、情緒勞動（淺層行為）、情緒勞動（深層行為）、情緒勞動（自然調(diào)節(jié)）、離職傾向各個變量兩兩的顯著性均小于0.05，證明各個變量為顯著相關(guān)。

2.3.3 一元回歸分析

以上的相關(guān)分析可以得出情緒表現(xiàn)規(guī)則、情緒勞動策略、離職傾向各變量之間存在相關(guān)關(guān)系。各變量之間相互作用關(guān)系如表4所示。

表達積極情緒的表現(xiàn)規(guī)則對情緒勞動 （淺層行為）有顯著負向影響，對情緒勞動（深層行為）有顯著正向預測的作用。抑制消極情緒的表現(xiàn)規(guī)則對情緒勞動（淺層行為）有顯著正向預測的作用，對情緒勞動（深層行為）有顯著負向預測的作用。情緒勞動（淺層行為）對離職傾向有顯著正向預測的作用。情緒勞動（深層行為）對離職傾向有顯著正向預測的作用。情緒勞動（自然調(diào)節(jié)）對離職傾向有顯著負向預測的作用。

表3 各變量相關(guān)性分析

表4 回歸分析的結(jié)果

2.3.4 情緒勞動的中介效應

本部分對研究中的假設采用中介效應分析的方法進行驗證，中介效應是指自變量通過中介變量對因變量產(chǎn)生影響。

2.3.4.1 情緒勞動（淺層行為）的中介效應檢驗

本部分是對淺層行為在情緒表現(xiàn)規(guī)則對離職傾向的影響中的中介效應進行驗證分析。模型1為自變量情緒表現(xiàn)規(guī)則對中介變量情緒勞動（淺層行為）做回歸分析。模型2為自變量情緒表現(xiàn)規(guī)則對因變量離職傾向做回歸分析。模型3在模型2的基礎上加入中介變量情緒勞動（淺層行為）對因變量離職傾向做回歸分析。

由表可知，模型1中情緒表現(xiàn)規(guī)則對情緒勞動（淺層行為）有顯著負向預測作用。 模型3中，自變量情緒表現(xiàn)規(guī)則對因變量離職傾向有顯著負向預測的作用，中介變量情緒勞動（淺層行為）對因變量離職傾向有顯著正向預測的作用。由于情緒表現(xiàn)規(guī)則在模型3中的回歸系數(shù)（-0.698）低于模型2中的回歸系數(shù)（-0.885），即中介效應成立，且為非完全中介。

2.3.4.2 情緒勞動（深層行為）的中介效應檢驗

本部分是對深層行為在情緒表現(xiàn)規(guī)則對離職傾向的影響中的中介效應進行驗證分析。模型1為自變量情緒表現(xiàn)規(guī)則對中介變量情緒勞動（深層行為）做回歸分析。模型2為自變量情緒表現(xiàn)規(guī)則對因變量離職傾向做回歸分析。模型3在模型2的基礎上加入中介變量情緒勞動（深層行為）對因變量離職傾向做回歸分析。

表5 淺層行為在情緒表現(xiàn)規(guī)則對離職傾向的影響中的中介效應

表6 深層行為在情緒表現(xiàn)規(guī)則對離職傾向的影響中的中介效應

由表可知，模型1說明情緒表現(xiàn)規(guī)則對情緒勞動（深層行為）有顯著正向預測作用。模型3中，自變量情緒表現(xiàn)規(guī)則、中介變量情緒勞動（淺層行為）對因變量離職傾向有顯著負向預測的作用。由于情緒表現(xiàn)規(guī)則在模型3中的回歸系數(shù)（-0.768）低于模型2中的回歸系數(shù)（-0.885），即中介效應成立，且為非完全中介。

2.3.4.3 情緒勞動（自然調(diào)節(jié)）的中介效應檢驗

表7 自然調(diào)節(jié)在情緒表現(xiàn)規(guī)則對離職傾向的影響中的中介效應

本部分是對自然調(diào)節(jié)在情緒表現(xiàn)規(guī)則對離職傾向的影響中的中介效應進行驗證分析。模型1為自變量情緒表現(xiàn)規(guī)則對中介變量情緒勞動（自然調(diào)節(jié)）做回歸分析。模型2為自變量情緒表現(xiàn)規(guī)則對因變量離職傾向做回歸分析。模型3在模型2的基礎上加入中介變量情緒勞動（自然調(diào)節(jié)）對因變量離職傾向做回歸分析。

由表可知，模型1說明情緒表現(xiàn)規(guī)則對情緒勞動（自然調(diào)節(jié)）有顯著正向預測作用。模型3說明自變量情緒表現(xiàn)規(guī)則、中介變量情緒勞動（自然調(diào)節(jié)）對因變量離職傾向有顯著負向預測的作用。由于情緒表現(xiàn)規(guī)則在模型3中的回歸系數(shù)（-0.773）低于模型2中的回歸系數(shù)（-0.885），即中介效應成立，且為非完全中介。

2.3.5 主觀幸福感的調(diào)節(jié)效應

2.3.5.1 主觀幸福感在淺層行為對離職傾向的調(diào)節(jié)效應

表8 主觀幸福感在淺層行為對離職傾向的調(diào)節(jié)效應

模型1是自變量情緒勞動（淺層行為）、調(diào)節(jié)變量主觀幸福感對因變量離職傾向的回歸分析。模型2在模型1的基礎上加入情緒勞動（淺層行為）和調(diào)節(jié)變量主觀幸福感的交互變量。由表可知，模型2對比模型1，R方從0.314增大到0.350，即模型優(yōu)化程度提高，且Sig改變?yōu)?.000小于0.05，改變顯著。交互項對應的回歸系數(shù)為0.178，與自變量深層行為回歸系數(shù)（0.356）方向一致對應的Sig小于0.05，即調(diào)節(jié)作用成立，且有正向影響。

2.3.5.2 主觀幸福感在深層行為對離職傾向的調(diào)節(jié)效應

表9 主觀幸福感在深層行為對離職傾向的調(diào)節(jié)效應

模型1是自變量情緒勞動（深層行為）、調(diào)節(jié)變量主觀幸福感對因變量離職傾向的回歸分析。模型2在模型1的基礎上加入情緒勞動（深層行為）和調(diào)節(jié)變量主觀幸福感的交互變量。由表可知，模型2對比模型1，R方從0.230增大到0.254，即模型優(yōu)化程度提高，且Sig改變?yōu)?.000小于0.05，改變顯著。交互項對應的回歸系數(shù)為-0.158，與自變量深層行為回歸系數(shù) （-0.450）方向一致，對應的Sig小于0.05，即調(diào)節(jié)作用成立，且有正向影響。

2.3.5.3 主觀幸福感在自然調(diào)節(jié)對離職傾向的調(diào)節(jié)效應

表10 主觀幸福感在自然調(diào)節(jié)對離職傾向的調(diào)節(jié)效應

模型1是自變量情緒勞動（自然調(diào)節(jié)）、調(diào)節(jié)變量主觀幸福感對因變量離職傾向的回歸分析。模型2在模型1的基礎上加入情緒勞動（自然調(diào)節(jié)）和調(diào)節(jié)變量主觀幸福感的交互變量。由表可知，模型2對比模型1，R方從0.243增大到0.258，即模型優(yōu)化程度提高，且Sig改變?yōu)?.000小于0.05，改變顯著。交互項對應的回歸系數(shù)為-0.108，與自變量深層行為回歸系數(shù)（-0.343）方向一致，對應的 Sig小于0.05，即調(diào)節(jié)作用成立，且有正向影響。

最終得到的路徑模型如下圖所示。

3 討論

本研究表明表達積極情緒的表現(xiàn)規(guī)則對情緒勞動有顯著影響。表達積極情緒的需求時更可能采用深層行為，而感知到抑制消極情緒的需求時更可能采用淺層行為。這與Brotheridge和Grandey的等學者的研究基本一致[15]。這說明員工在表達積極情緒的表現(xiàn)規(guī)則時，他們內(nèi)心接受表達積極情緒的服務規(guī)范，繼而表現(xiàn)出情緒勞動中的深層行為。而當員工心情不佳時，往往壓制內(nèi)心的真實感受，表現(xiàn)出情緒勞動中的淺層行為。

本研究還表明情緒勞動（淺層行為）對離職傾向有顯著正向預測的作用。情緒勞動（深層行為）對離職傾向有顯著正向預測的作用。這與韓竹村[13]等學者的研究基本一致。這說明了采用表層行為的策略越多的員工離職傾向較大，采用深層行為的策略越多的員工離職傾向較小。

另外，本研究通過分層回歸分析，表明情緒勞動在情緒表現(xiàn)規(guī)則對離職傾向的影響存在的中介效應。這說明情緒表現(xiàn)規(guī)則對離職傾向的影響是通過情緒勞動略的三個維度來實現(xiàn)的。同時，主觀幸福感在情緒勞動對離職傾向的影響中存在調(diào)節(jié)效應。這說明主觀幸福感比較強的員工，更有可能采用情緒勞動的深層行為和自然調(diào)節(jié)，離職傾向可能就較低。

4 結(jié)語

研究結(jié)果表明情緒表現(xiàn)規(guī)則對情緒勞動具有一定的影響。主觀幸福感強，采用恰當?shù)那榫w勞動策略的員工離職傾向比較低。情緒勞動在情緒表現(xiàn)規(guī)則對離職傾向的影響存在的中介效應。主觀幸福感在情緒表現(xiàn)規(guī)則對離職傾向的影響存在的調(diào)節(jié)效應。

該研究結(jié)果對銀行管理實踐有如下啟示:第一，幫助銀行員工更好的理解組織制定的規(guī)則，建立服務導向的企業(yè)文化，在員工培訓體系中滲透情緒勞動的內(nèi)部作用機制，幫助員工內(nèi)話表現(xiàn)規(guī)則，提高其服務品質(zhì)。第二，重視情緒勞動在員工工作中的作用，通過典型員工、典型工作案例的宣傳，鼓勵員工采用深層行為調(diào)節(jié)策略。第三，通過組織氛圍的營造，提升員工的主觀幸福感，降低離職傾向的產(chǎn)生，這對個人與組織有著積極作用。