三亞理工職業(yè)學(xué)院 方惠

中國飯店協(xié)會統(tǒng)計顯示，全國有超過七成的酒店和民宿由于疫情導(dǎo)致直接閉店，疫情帶來的負面影響依然在不斷發(fā)酵中。隨著我國進入疫情防控常態(tài)化時期，國內(nèi)酒店行業(yè)雖然走上復(fù)蘇之路，但是局部疫情的不斷反復(fù)，預(yù)示著后疫情時代酒店行業(yè)將要面臨一種可能成為常態(tài)化的風(fēng)險因素。在這種情況下如何穩(wěn)定員工情緒，增強員工的工作積極性也成為酒店思考的問題。

因此，本文將工作排班表變化作為自變量，引入排班壓力為中介變量，探討排班表變化和工作投入之間的關(guān)系。

1 概念的界定

1.1 工作排班表變化

排班是領(lǐng)導(dǎo)在管理工作中的一項重要內(nèi)容，規(guī)范、合理的排班是保證員工工作質(zhì)量的關(guān)鍵。工作排班表的靈活性和效率性能夠讓領(lǐng)導(dǎo)在合適的崗位安排適合的員工，使員工各司其職，發(fā)揮最大的能力。

1.2 工作排班壓力

工作壓力是指因工作負擔過重、變換工作崗位、工作責(zé)任過大或改變等對人產(chǎn)生的壓力，工作壓力既是一種強大的推動力，又是一個影響工作績效和工作態(tài)度的消極因素。工作排班壓力是指由于排班表的突發(fā)性、無規(guī)律變化，造成的身體壓力、心理壓力和角色壓力。

1.3 工作投入

Kahn(1990)作為最早提出這一概念者，將工作投入定義為“組織成員通過控制自我，使自我與工作角色相結(jié)合”。Kahn認為自我與工作角色處在一個能夠相互轉(zhuǎn)換的過程中，工作投入越高，個體投入到角色行為中的精力就越大，在角色中展現(xiàn)的自我就越多；相反，工作投入越低，個體就會從工作角色中抽離出來，甚至有可能產(chǎn)生離職意愿。

Schaufeli針對工作投入提出了不同的概念。盡管工作投入仍被視為工作倦怠的對立面，但他將之建立在快樂和激發(fā)這兩個幸福感的維度基礎(chǔ)上。按照此框架，低水平的快樂和激發(fā)作為工作倦怠的特征，高水平的快樂和激發(fā)則是工作投入的特征。以此為基礎(chǔ)Schaufeli認為工作投入是一種與工作相關(guān)的積極、完滿的情緒與認知狀態(tài)。工作投入的結(jié)構(gòu)包括活力、奉獻和專注三個維度。本文根據(jù)工作投入相關(guān)的定義，結(jié)合酒店員工的工作狀態(tài)，從自豪感、奉獻感和主人翁意識三個方面進行探討員工的工作投入性。

2 研究模型的構(gòu)想與研究假設(shè)

本文將工作排班表變化作為自變量，引入排班壓力為中介變量，探討排班表變化和工作投入之間的關(guān)系。假設(shè)工作排班表變化和工作投入之間工作排班壓力起到中介作用，構(gòu)建了工作計劃的變化-工作計劃的壓力，工作計劃的壓力-工作投入，工作計劃的變化-工作投入的研究概念模型，并提出以下假設(shè)：

H1：工作排班表的變化對工作計劃的壓力存在顯著正面影響；

H2：工作排班的壓力對工作投入存在顯著負面影響；

H3：工作排班表的變化對工作投入存在顯著負面影響。

3 研究方法

3.1 量表的信度檢驗

本文主要對變量測量量表的Cronbach's Alpha值進行計算并確定。目前現(xiàn)有的資料中大多數(shù)學(xué)者認為在實際測量中，信度系數(shù)在0.6以上的話信度是比較好的。研究結(jié)果可看出，變量的Alpha系數(shù)在0.6245～0.79804，均高于標準0.6，即量表具有良好的內(nèi)部一致性信度，可以進行分析。

3.2 假設(shè)檢驗

3.2.1 假設(shè)1：工作排班表的變化對工作計劃的壓力存在顯著正面影響

現(xiàn)將工作排班表變化設(shè)定為自變量，工作排班壓力設(shè)定為因變量進行線性回歸分析，分析自變量影響因變量的過程。使用Durbin-Watson 統(tǒng)計量通過確定兩個相鄰誤差項的相關(guān)性是否為零來檢驗回歸殘差是否存在自相關(guān)，如表1所示。

表1 工作排班表變化和工作計劃壓力之間的線性回歸分析

根據(jù)回歸分析的結(jié)果，Durbin-Watson 統(tǒng)計量中DW值為1.212，顯示殘差存在正自相關(guān)。F值為42.12(p=0.000)，回歸方程顯著性檢驗表明所有自變量工作排班表變化作為一個整體與因變量工作排班壓力之間有明顯的線性相關(guān)關(guān)系。Adj R2值為0.4672即46.72%，說明經(jīng)過檢驗，自變量工作計劃變化與工作計劃壓力之間的關(guān)系密切程度達到46.72%。在回歸方程式中，自變量工作計劃變化通過回歸系數(shù)顯著性檢驗得出回歸系數(shù)為零的概率為5%，即對工作計劃壓力是產(chǎn)生正面影響的。因此，假設(shè)1成立。

3.2.2 假設(shè)2 工作排班的壓力對工作投入存在顯著負面影響

現(xiàn)設(shè)定自變量為工作排班壓力，因變量為工作投入進行線性回歸分析，分析自變量影響因變量的過程，自變量工作計劃壓力所包含的三個不同壓力要素是否都對因變量工作投入產(chǎn)生影響，如表2所示。

表2 工作排班的壓力與工作投入間的線性回歸分析

根據(jù)回歸分析的結(jié)果，Durbin-Watson 統(tǒng)計量中DW值為1.402，顯示殘差存在正自相關(guān)。F值為21.56(p=0.000)，回歸方程顯著性檢驗表明所有自變量工作排班壓力作為一個整體與因變量工作投入之間有明顯的線性相關(guān)關(guān)系。Adj R2值為0.3724即37.24%，說明經(jīng)過檢驗，自變量工作排班壓力與工作投入之間的關(guān)系密切程度達到37.24%。在回歸方程式中，自變量工作排班壓力通過回歸系數(shù)顯著性檢驗得出回歸系數(shù)為零的概率為5%，即對工作投入是產(chǎn)生顯著負面影響的。因此，假設(shè)2成立。

3.2.3 假設(shè)3 工作排班表的變化對工作投入存在顯著負面影響

現(xiàn)設(shè)定自變量為工作排班表的變化，因變量為工作投入進行線性回歸分析，分析自變量影響因變量的過程，自變量工作排班表的變化所包含的四個不同變化要素是否都對因變量工作投入產(chǎn)生顯著負面影響。分析結(jié)果所示：Durbin-Watson 統(tǒng)計量中DW值為1.853，顯示殘差存在一定的正自相關(guān)。F值為21.43(p=0.000)，回歸方程顯著性檢驗表明所有自變量工作計劃變化作為一個整體與因變量工作投入之間有明顯的線性相關(guān)關(guān)系。但是在回歸方程式中，自變量工作排班表的變化通過回歸系數(shù)顯著性檢驗得出回歸系數(shù)P值為0.9140，即對工作投入是不產(chǎn)生顯著負面影響的。因此，假設(shè)3不成立。

3.2.4 工作排班的壓力在工作排班表的變化和工作投入間的中介效應(yīng)檢驗

因假設(shè)3工作排班表的變化對工作投入存在顯著負面影響不成立，故僅以工作排班壓力作為中介變量進行檢驗。在原本假設(shè)模型的基礎(chǔ)上，以工作排班表的變化為自變量，工作投入為因變量，工作排班壓力為中介變量，使用AMOS23軟件，建構(gòu)模型圖，中介模型檢驗如表3所示。

表3 中介模型檢驗

由表3可知，第一，工作排班表的變化能顯著正向預(yù)測工作排班壓力(β=0.403，SE=0.091，P=0.000)；第二，工作排班壓力對于工作投入有著顯著的負向作用(β=-0.414，SE=0.056，P=0.000)；第三，加入工作排班壓力作為中介后，工作排班表的變化對于工作投入仍有著顯著的負向作用 (β=-0.383，SE=0.084，P=0.000)，因此工作排班壓力的中介效應(yīng)成立。

4 結(jié)語

在后疫情時代下，許多酒店面臨著困境，經(jīng)濟極度不穩(wěn)定。大部分酒店為了節(jié)約人力成本等費用，采取了強制性的要求正式員工輪流休長假、縮減員工餐廳費用、提前結(jié)束實習(xí)員工實習(xí)時間等方法來節(jié)約成本。這些方法會造成員工因為排班表發(fā)生較大的變化而增加角色壓力，導(dǎo)致工作的投入度降低。

因此，在后疫情時代酒店應(yīng)重視工作排班壓力在工作投入中的中介作用。酒店員工要正確認知后疫情時代的工作現(xiàn)況，面對問題要積極解決。酒店方應(yīng)積極采取措施，例如通過企業(yè)培訓(xùn)學(xué)習(xí)代替休長假，最大限度合理安排員工的排班表，減少排班表的變化，從而降低員工的排班壓力，使其自豪感、主人翁意識增強，積極地投入到工作中。