情緒勞動對離職傾向的影響效應研究
——基于工作滿意度的中介效應模型

丁先存，鄭飛鴻

情緒勞動對離職傾向的影響效應研究
——基于工作滿意度的中介效應模型

丁先存，鄭飛鴻

（安徽大學 管理學院，安徽 合肥 230601）

文章在運用情緒勞動理論的基礎上，通過構建中介效應層級回歸模型來研究情緒勞動對離職傾向的影響效應。調研數據的分析結果顯示：情緒勞動、工作滿意度和離職傾向在某種程度上具有顯著相關關系；深層扮演和真實情感表達對離職傾向具有顯著的負向影響，表層扮演對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系中起到部分中介作用，工作滿意度在真實情感表達與離職傾向的關系中起到完全中介作用。組織管理層和組織員工應分別從改善領導和修煉技能出發，不斷提高組織員工的工作滿意度，降低離職傾向。

情緒勞動；離職傾向；工作滿意度；中介效應

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

一、文獻綜述與研究假設

Hochschild（1983）最早在研究Delta Airline空乘人員的服務態度與服務質量關系時曾提出情緒勞動（Emotional Labor）這一概念，她認為空乘人員的特殊工作性質決定了他們在為顧客提供服務的時候需要根據實際情況不斷調節自己的外在行為表現和內心情緒感受。Morris和Feldman（1996）從社會情境因素角度對情緒勞動進行了研究，認為組織是一個復雜性的環境系統，組織成員需要通過努力、計劃、控制等手段管理自己的情緒，使自己的情緒表達與組織期望相一致，盡量避免工作倦怠和情緒耗竭［1］。Guy（2008）認為情緒勞動的本質是情緒調節，情緒勞動可以看成員工按照雇主的要求和規則調節和展現自己情緒的行為過程［2］。鄧子鵑、李前兵（2011）認為情緒勞動產生于雇傭關系，勞動者通過調節面部表情、言行舉止以更好地進行雇傭勞動，從而獲得相應的報酬和晉升機會以維持這種雇傭關系［3］。

情緒勞動策略（Emotional Labor Strategy）作為情緒勞動理論研究的熱點和重點，主要解決的是員工如何對情緒進行控制的問題。Hochschild（1983）將感受規則作為情緒勞動的前因變量，將情緒失調、工作倦怠、顧客滿意度等個體層面因素作為情緒勞動的后果變量，將情緒勞動策略劃分為表層扮演和深層扮演兩種方式。Grandey（2000）將一切情感表達定義為角色扮演，并且將角色扮演區分為表層扮演（Surface Acting）和深層扮演（Deep Acting）兩種形式。表層扮演是指雇員調整和控制外在情感表達而不改變其內在情緒感受；相反，深層扮演指的是雇員自覺地調整和改變其內在感受，使其內心情緒與情感表達相一致，這種改變包括認知的改變、注意力的轉變或情境的轉變［4］。Ashforth和Humphrey（1993）在Hochschild的基礎上進一步完善了情緒勞動模型，將表達規則、角色和時間歸為前因變量，任務績效、組織一致性、團隊精神等歸為后果變量，將情緒勞動策略在表層扮演和主動深層行為（深層扮演）的基礎上增加了被動深層行為（真實情感表達）。Glomb等人（2004）引入情緒狀態維度，將情緒表現和情緒感受兩個變量剝離出來，進而將情緒勞動策略劃分為情緒偽裝表現、情緒壓抑表現和真實情緒表現［5］。楊林鋒、胡君辰（2010）等人在Ashforth的基礎上又將情緒勞動策略擴展為表層行為、深層行為和中性調節行為，其中中性調節行為又包括被動深層行為與蓄意不同步行為［6］，這里的被動深層行為可以理解為真實情感表達（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則表現出適當的情緒，又要保持內心的中性感受，情緒中性調節行為理論的提出進一步豐富了情緒勞動策略理論。

離職傾向（Turnover Intent）通常是指個體離開組織的打算和意向。Mobley（1977）把離職傾向看作個體在特定的組織工作一段時間后產生對工作不滿的情緒，從而蓄意要離開組織的意圖。Miller（1979）認為離職傾向不僅只包含離開組織這一傾向，還具有尋求新的工作崗位和環境的傾向，即離職傾向是反映個體離開組織去尋求新的工作機會的綜合性的態度和體驗。Price（1981）研究發現離職傾向與宏觀經濟大環境以及勞動力市場行情有關，當經濟基本面較好時，勞動力市場的就業機會充足，有更好的工作機會和崗位可供挑選；當經濟下行壓力加大時，勞動力市場供過于求，員工沒有更多的就業機會可供選擇，所以即使對現行工作不滿意也會安于原有工作崗位［7］。Zefflance（1994）提出組織因素對員工的離職傾向起到關鍵影響作用，當工作環境越好、工作壓力越小、組織關系越和諧時，員工的離職傾向越低，當組織的薪酬福利越差、人際矛盾越多、績效考核越嚴厲時，員工的離職傾向越高。Brian&Tamara（2008）在對幼兒教師的情緒勞動研究后發現，幼兒情緒的喜怒無常導致幼兒教師長期處于勞心勞力的狀態，由于情緒勞動壓抑感不能以恰當方式和渠道進行排泄，容易導致離職行為倍增。鑒于Diefendorff，Croyle 和Gosserand（2005）也曾得出過相似的結論，筆者推斷情緒勞動與離職傾向之間存在某種相關關系，且這種相關關系是顯著的［8］，因此提出假設1。

H1：情緒勞動與離職傾向存在顯著的相關關系。

Bailey（1996）在研究中發現，情緒勞動的水平能夠預測離職傾向，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）通過對重慶、武漢等地的餐飲、通信行業從業人員調查發現，表層扮演與離職傾向呈正相關關系（r=0.211，p＜0.010），且表層扮演對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相關關系（r=-0.215，p＜0.010），而深層扮演不能對離職傾向產生影響，真實情緒表現與離職傾向呈負相關關系（r=-0.247，p＜0.010），且真實情緒表現對離職傾向具有負向影響（B=-0.202，p＜0.010）［9］。黎丹、李琴（2014）在對銷售人員的情緒勞動、心理資本以及離職傾向之間的關系研究時發現，表層扮演與離職傾向顯著正相關且具有顯著的正向預測作用（r= 0.518，p＜0.010），深層扮演與自然表現均在0.010的顯著性水平上與離職傾向負相關，相關系數分別為-0.586和-0.545，且二者對于離職傾向具有顯著的負向預測作用。他們認為采取深層扮演和自然表現策略時，銷售人員的心理情緒與組織要求保持一致，不會消耗更多的心理和情緒能量，而采取表層扮演的銷售人員容易產生情緒耗竭和工作倦怠感，因此他們的離職率相對較高［10］。據此，筆者認為深層扮演與離職傾向之間可能存在顯著負相關關系，且深層扮演可能對離職傾向具有負向影響效應。表層扮演與離職傾向之間可能存在顯著正相關關系，且表層扮演可能對離職傾向具有正向影響效應。真實情感表達與離職傾向之間可能存在顯著負相關關系，且真實情感表達可能對離職傾向具有負向影響效應。因此提出假設1a-c。

H1a：深層扮演對離職傾向具有顯著的負向影響；

H1b：表層扮演對離職傾向具有顯著的正向影響；

H1c：真實情感表達對離職傾向具有顯著的負向影響。

工作滿意度（Job Satisfaction）從員工的角度出發可以理解為員工對于他們工作所持有的一種情感反射，這種情感反射實質上是基于員工的理性預期與實際結果之間的差值比較。當員工的績效、成就、進步、賞識等激勵因素實現或超過他的預期目標時，易于激發員工的工作動力，此時員工的工作滿意度一般較高。當員工的薪金、職位、工作環境、人際關系等保健因素未達到或低于他的預期目標時，極易滋生員工的不滿情緒，此時員工的工作滿意度一般較低。在情緒勞動研究的早期，以Hochschild（1983）和Puglies（i1999）為代表的部分學者在對情緒勞動與工作滿意度之間的關系進行研究的時候發現，情緒勞動與工作滿意度呈負相關關系，他們認為情緒勞動的消極作用比積極作用要顯著，從事情緒勞動雇員的工作滿意度一般會比從事其他工作雇員的工作滿意度要低。隨著情緒勞動研究的深入，實證研究方法和樣本調查數據也在不斷完善和充實，以Jin和Guy（2009）、Hsieh等（2012）為代表的越來越多學者發現情緒勞動與工作滿意度并不只是單純的負相關關系，通過掌握情緒勞動中的深層扮演技能，員工能夠不斷提高自己的環境適應能力、團隊協作能力、角色扮演能力和心理調節能力，從而為其職業生涯打下堅實的基礎，更易于獲得領導和同事的賞識并被委以重任［11］。從這個角度上來講，員工增強情緒認知、學習情緒調節，管理者改進領導和激勵方式，情緒勞動員工的工作滿意度是可以不斷增強的。這里我們推斷情緒勞動與工作滿意度之間存在某種相關關系，且這種相關關系是顯著的。因此提出假設2。

H2：情緒勞動與工作滿意度存在顯著的相關關系。

胡志紅（2012）對山東省部分地區幼兒教師的情緒勞動及其工作滿意度進行觀察研究后發現，幼兒教師的情緒勞動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用的頻率越高，其工作滿意度則也越高［12］，這一實證研究結論進一步充實和拓展了張純子（2008）、王永賢（2005）的理論研究框架。祁海霞（2013）根據秦皇島、北京等5家星級酒店的餐飲、客房服務人員的問卷調查結果，在情緒勞動各變量人口統計差異分析的基礎上對研究變量進行了相關分析和多元回歸，結論顯示情緒勞動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，深層扮演與情緒耗竭、去人格化在0.010的顯著性水平上負相關，情緒勞動的表層扮演與工作滿意度的相關關系不顯著，同時深層扮演對工作滿意度具有正向的影響作用（B=0.299，p＜0.010），而表層扮演由于沒有進入回歸方程，一般認為不會對工作滿意度具有顯著的影響作用［13］。據此，我們認為深層扮演與工作滿意度之間可能存在顯著正相關關系，且深層扮演可能對工作滿意度具有正向影響效應。相應的，表層扮演與工作滿意度之間可能存在顯著負相關關系，且表層扮演可能對工作滿意度具有負向影響效應。真實情感表達與工作滿意度之間可能存在顯著正相關關系，且真實情感表達可能對工作滿意度具有正向影響效應。因此提出假設2a-2c。

H2a：深層扮演對工作滿意度具有顯著的正向影響；

H2b：表層扮演對工作滿意度具有顯著的負向影響；

H2c：真實情感表達對工作滿意度具有顯著的正向影響。

人們在求職的過程當中總會抱有這樣一種心理預期，認為未來理想的工作狀態應該是：自我價值實現、受到尊重、工作與自我發展相協調、得到贊許等，如果員工在入職后的工作中實現不了這種狀態就會與入職前的心理預期形成鮮明反差，這種反差會激發員工脫離現在工作狀態的欲望，從而去尋找新的工作崗位以期改變現有的工作狀態。反之，如果工作本身能夠滿足甚至遠遠超過員工自身的心理預期，員工必然保持原有的工作狀態，一定時期內是不會選擇尋找新的工作機會的。不少學者認為，員工的工作滿意度與離職傾向應該呈負相關關系，Lam?bert等人（2001）在對全美工人的行為特征研究后發現，工人的工作環境通過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相關［14］。Egan等人（2004）通過調查美國信息技術從業人員后發現，工作滿意度與離職傾向之間的影響效應是單向的，通常是工作滿意度對離職傾向產生影響而不是離職傾向對工作滿意度產生影響，且這種影響是負向的。因此，工作滿意度很可能與離職傾向相關聯，且二者之間應該在某種程度上顯著相關。因此提出假設3。

H3：工作滿意度對離職傾向具有顯著的負向影響。

Brotheridge&Grandey（2002）認為員工在進行表層扮演時，他們必定要承受內心的情感不一致狀態，即內心可能是焦躁的、壓抑的，表現出來卻是快樂的、舒暢的。這種情感不一致狀態往往會轉化為消極情緒以侵蝕工作滿意度，從而導致員工產生去謀求不用進行情感偽裝的新的工作崗位的想法。Chau等人（2009）認為情感一致性是與個人成就、工作績效并駕齊驅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，同時他們還認為真實情感表達并不直接與離職傾向相聯系，推斷出工作滿意度可能是架接情緒勞動與離職傾向兩變量之間關系的中介因素。據此筆者認為情緒勞動不能作為離職傾向的直接前因變量，不同的情緒勞動策略選擇會影響員工的內心情緒和心理調節，從而出現情緒矛盾激化和情緒矛盾化解這兩條路徑，最終通過情緒傳導機制左右不同的離職意向［15］。因此，我們推斷工作滿意度對情緒勞動與離職傾向之間起到部分中介效應。因此提出假設4。

H4：工作滿意度在情緒勞動與離職傾向的關系中起到部分中介效應。

二、研究設計與研究方法

2015年韓國建國大學Seung-Bum Yang和美國科羅拉多大學Mary EGuy教授聯手在國際知名期刊“Public Personnel Management”上發表了“Gender ef?fects on emotional labor in Seoulmetropolitan area”一文［16］，立即引起了學界的強烈反響和共鳴，Seung-Bum Yang和Mary EGuy均為國際知名人力資源管理專家，他們通過構建多組結構方程模型研究性別差異對首爾地區行政職員情緒勞動的影響，該調研樣本總量7 642個，通過實地訪談、行為觀察、大樣本問卷調查，分別從性別、年齡、職位、職級、雇用時間等方面進行了統計歸類，涵蓋了韓國中央政府、地方政府、非營利機構、社保基金組織等多個單位。該調研數據充足、覆蓋面廣、調研程序合理科學，因而調研結論具有一定的參考價值。從某種意義上來講人的情緒活動和心理特征具有關聯性和可比照性，韓國行政管理體制和職員管理模式與國際接軌，較為先進、規范，具有一定的代表性，且韓國與中國同處儒文化圈，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）的研究結論已經被不少中韓學者拿來解決公共部門情緒勞動的基本問題，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的后果變量，將工作滿意度作為架接情緒勞動與離職傾向的中介變量。他們對統計結果進行了結構不變性測試（χ2=241.550，CFI=0.918）、度量不變性測試（χ2差異=8.849，df差異=11）和標量不變性測試（χ2差異=21.793，df差異=15），結果均較滿意。此外，潛在均值差異的檢驗結果顯示樣本間的差異不顯著，因果結構等價性檢驗結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。該研究結論顯示男性情感偽裝對離職傾向具有正向影響，真實情感表達對離職傾向具有負向影響；女性情感偽裝對離職傾向具有正向影響，真實情感表達對離職傾向具有正向影響。著名學者紐約市立大學Chul-Young Roh教授和韓國延世大學M.Jae Moon教授等（2015）以此模型為基礎研究衛生保健機構社會工作者的情緒勞動與公共服務動機，認為情感偽裝會降低工作滿意度，同時引起職業倦怠，從而扭曲公共服務動機，出現離職傾向［17］。著名學者美國利伯緹大學Tracy Ann Hudgins教授（2016）高度評價了Seung-Bum Yang和Mary EGuy（2015）的模型，并在對South?western Virginia管理人員情緒勞動進行研究的時候借鑒并改造了這個模型，他認為工作滿意度與離職傾向之間存在一種心理彈性（ITR），增強心理彈性對于穩定人員流動具有重要作用［18］。

本文通過采集中國數據論證了情緒勞動對離職傾向的影響效應，進一步豐富和拓展了Seung-Bum Yang和Mary E Guy（2015）的模型實踐應用。由于Seung-Bum Yang和Mary EGuy（2015）的模型主要論證的是情緒勞動對離職傾向的影響效應，其中提出了工作滿意度可能會在情緒勞動與離職傾向之間存在中介作用，但沒有深入論證工作滿意度在情緒勞動與離職傾向之間是如何發揮中介作用的。我們在此基礎上引入中介效應層級回歸模型，實證檢驗工作滿意度是否真正在情緒勞動與離職傾向之間發揮中介作用，并且深刻剖析工作滿意度在情緒勞動與離職傾向之間發揮中介作用的機理和作用形式。此外，Seung-Bum Yang和Mary EGuy（2015）的模型僅將情緒勞動劃分為情感偽裝和自然流露兩個維度，并沒有涵蓋情緒勞動各個維度層面。我們對情感偽裝和自然流露維度進行了細化和調整，擴展為深層扮演、表層扮演和真實情感表達三個維度，使模型更加科學合理且貼近實際。所用變量、路徑和假設均如圖1所示。

圖1　情緒勞動對離職傾向的影響效應路徑結構

（一）樣本選取與數據收集

基于Hochschild劃分的情緒勞動職業類型，本研究的調查對象涉及行政和事業單位公職人員、銀行職員、醫務工作者、銷售人員，調查對象單位涉及合肥、淮南、宿州、淮北、宣城等地的政府部門、圖書館、商業銀行、醫院、保險公司等多家單位，調查方式主要包括問卷調查與深度訪談，其中以問卷調查為主、深度訪談為輔，問卷調查方式包括網絡問卷調查、現場發放問卷調查、郵寄問卷調查和電子郵件問卷調查等調查方式。本次問卷調查共發放問卷312份，回收問卷308份，經過整理和篩選后最終獲得有效問卷302份，本次問卷調查均安排專門人員負責現場指導和監督問卷的填寫，對于未在現場填寫的問卷也以電話、微博、微信等方式告知其填寫方法、注意事項。回收的調查問卷均采用Harman單因素分析法檢驗同源誤差，經檢驗調查問卷均排除了同源誤差項，調查問卷的回收結果較為滿意。調查樣本的基本情況見表1所列。就調查對象性別而言，男性152人，占樣本總量的50.330%，女性150人，占樣本總量的49.670%。就調查對象年齡而言，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%。就調查對象受教育程度而言，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%。就調查對象崗位類別而言，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%。就調查對象工作年限而言，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%。調查對象在性別、年齡、學歷、崗位和工齡等方面分布較為均勻，樣本的代表性較強。

表1　調查對象基本情況（N=302）

（二）量表選取與變量測量

本研究采用該領域國內外成熟的量表對研究變量進行測量，這樣既能保證測量過程精準可靠，又能增進測量結果的參照價值（內容效度）。情緒勞動量表（Emotional Labor Scale）采用Diefendor（2005）開發的情緒勞動量表，該量表總共包含14個題項，分為表層扮演、深層扮演和真實情感表達三個部分。表層扮演由7個題項組成，分別為“面對客戶時，為了表現恰當的情緒，我會隱藏真實的情緒”等，深層扮演由4個題項組成，分別為“面對客戶時，我不只是外表上看起來愉快，內心也會感受到愉快”等，真實情感表達由3個題項組成，分別為“我在客戶面前表達的情緒是真實的，沒有經過修飾的”等。量表賦值方法采用Likert五點記分法，1表示“從未如此”，2表示“很少如此”，3表示“偶爾如此”，4表示“經常如此”，5表示“總是如此”，被測者對于每種情緒勞動策略題項的得分越高，表明其采取相應的情緒勞動策略的傾向越顯著。

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

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

（三）量表的信效度檢驗

克朗巴哈系數（內部一致性系數）是測量量表信度的常用指標，經檢驗（見表2）深層扮演和表層扮演的克朗巴哈系數分別為0.816和0.807，二者的信度系數均大于0.800，分量表信度較高。真實情感表達的克朗巴哈系數雖低于0.800，不過也可以接受。情緒勞動、工作滿意度和離職傾向總量表的克朗巴哈系數分別為0.834、0.836、0.898，三個維度的信度均超過0.800，因此量表信度較為滿意。

表2　各量表的克朗巴哈系數（N=302）

效度主要包括內容效度、結構效度和區別效度。本研究量表的內容效度不存在問題，前文已做出說明。對于結構效度和區別效度的判別，則需要進行探索性因子分析和驗證性因子分析，在做驗證性因子分析之前需要做探索性因子分析以檢驗量表數據結果是否適合做因子分析以及提取的因子是否和量表條目劃分一致。經檢驗情緒勞動量表的KMO值為0.736，此時較適合做因子分析，Bartlett球形度檢驗近似卡方值在0.001的水平上顯著，說明此量表適合做探索性因子分析。對情緒勞動量表按特征值大于1的標準抽取公共因子，采用主成分提取法和最大方差旋轉法提取出三個公共因子，每個大因子包含7個、4個和3個條目，各條目因子載荷分別位于0.700～0.900之間，三個大因子的累計方差解釋率分別為76.502%、91.067%、87.787%。同理，對工作滿意度和離職傾向進行探索性因子分析，工作滿意度的KMO值為0.632，較適合做因子分析，對工作滿意度量表按特征值大于1的標準抽取公共因子，采用主成分提取法和最大方差旋轉法提取出一個公共因子，因子的累計方差解釋率為96.190%。離職傾向的KMO值為0.791，較適合做因子分析，對離職傾向量表按特征值大于1的標準抽取公共因子，采用主成分提取法和最大方差旋轉法提取出一個公共因子，因子的累計方差解釋率為82.410%。綜上所述，情緒勞動、工作滿意度、離職傾向量表的結構效度較為理想。

為了檢測量表的區別效度，采取構建因子模型的方法進行。利用AMOS20.0分別構建單因子模型、二因子模型和三因子模型，根據驗證性因子分析結果（見表3）進行擬合優度分析。經比較三因子模型的各項指標（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）均優于其他模型指標，三因子模型的擬合程度最好，區別效度最明顯。

表3　驗證性因子分析模型判別（N=302）

三、實證分析與實證結果

（一）變量間相關性檢驗

利用SPSS16.0軟件計算變量間的Pearson相關系數（見表4），結果發現深層扮演的均值和標準差分別為3.240和1.085，表層扮演的均值和標準差分別為2.480和0.932，深層扮演與表層扮演存在顯著的負相關關系（r=-0.508，p＜0.010）。真實情感表達的均值和標準差分別為3.120和1.028，深層扮演與真實情感表達存在顯著的正相關關系（r=0.581，p＜0.010），表層扮演與真實情感表達呈顯著的負相關關系（r=-0.408，p＜0.010）。工作滿意度的均值和標準差分別為3.020 和1.039，深層扮演與工作滿意度存在顯著的正相關關系（r=0.620，p＜0.010），表層扮演與工作滿意度呈顯著的負相關關系（r=-0.504，p＜0.010），真實情感表達與工作滿意度呈顯著的正相關關系（r=0.641，p＜0.010），情緒勞動各個維度與工作滿意度顯著相關，因此假設H2成立。離職傾向的均值和標準差分別為2.580和1.013，深層扮演與離職傾向存在顯著的負相關關系（r=-0.574，p＜0.010），表層扮演與離職傾向呈顯著的正相關關系（r=0.658，p＜0.010），真實情感表達與離職傾向呈顯著的負相關關系（r=-0.381，p＜0.010），情緒勞動各個維度與離職傾向顯著相關，因此假設H1成立。工作滿意度與離職傾向呈顯著的負相關關系（r=-0.528，p＜0.010），且工作滿意度對離職傾向具有顯著的負向影響，假設H3得到驗證。

表4　變量相關性分析（N=302）

（二）中介效應檢驗模型

通過構建層級回歸模型對相關變量進行中介效應檢驗，首先檢驗工作滿意度是否在深層扮演與離職傾向之間發揮中介效應，先用前因變量深層扮演對結果變量離職傾向做回歸，如表5所示深層扮演的回歸系數B值為-0.539，且在0.010的顯著水平上顯著，滿足繼續做中介效應檢驗的標準，假設H1a也得到驗證。接著將深層扮演對中介變量做回歸，回歸結果證明深層扮演的回歸系數B值為0.596，且在0.010的顯著水平上顯著，深層扮演對工作滿意度具有顯著的正向影響，因此假設H2a得到驗證。由于深層扮演對結果變量和中介變量的回歸系數均顯著，因而符合做最后一步中介效應檢驗的要求，我們將深層扮演與工作滿意度對離職傾向進行二元回歸分析，發現深層扮演（B=-0.317，p＜0.010）和工作滿意度（B=-0.279，p＜0.010）的回歸系數均在給定的置信水平上顯著且不為零，中介效應模型的擬合優度較好（R2=0.425，F=26.090，p＜0.010）。控制中介變量工作滿意度后，深層扮演回歸系數的絕對值由原先的0.539下降到了0.317，工作滿意度的中介效應顯著，可以推斷工作滿意度在深層扮演與離職傾向的關系中起到部分中介作用，假設4得到部分驗證。

表5　中介變量層級回歸分析結果（N=302）

再來檢驗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，將表層扮演對離職傾向做回歸分析，回歸結果顯示表層扮演的回歸系數B值為0.706，且在0.010的顯著水平上顯著，此時回歸方程的各項擬合優度指標均高于平均水平（R2=0.536，F= 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H1b成立。接著再對表層扮演與工作滿意度做回歸，結果發現表層扮演的回歸系數B值為-0.556，且在0.010的顯著水平上顯著，說明表層扮演對工作滿意度具有顯著的負向影響，假設H2b成立。因為表層扮演對離職傾向和工作滿意度的回歸系數均顯著且不為零，可以對工作滿意度的中介作用做進一步的檢驗。構建以表層扮演和工作滿意度為自變量、以離職傾向為因變量的二元回歸模型，經過回歸我們發現表層扮演的回歸系數B值為0.524，工作滿意度的回歸系數B值為-0.241，且二者均在0.010的顯著水平上顯著。控制中介變量工作滿意度后，深層扮演對于離職傾向的回歸系數由原先的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系中起到部分中介作用，假設H4得到部分驗證。

最后來看工作滿意度能否在真實情感表達與離職傾向之間起到中介效應，通過構建真實情感表達對離職傾向的回歸模型考察是否可以做下一步的中介效應檢驗，回歸分析結果表明真實情感表達對離職傾向的回歸系數在0.010的顯著水平上為-0.390，滿足做下一步檢驗的要求，假設H1c得到驗證。對真實情感表達與工作滿意度做回歸分析，我們發現真實情感表達對工作滿意度的回歸系數在0.010的顯著水平上為0.505，且擬合模型的各項擬合指標均較好（R2=0.365，F=32.394，p＜0.010），說明真實情感表達對工作滿意度具有顯著的負向影響，假設H2c成立，因此可以繼續做中介效應檢驗。最后將真實情感表達與工作滿意度對離職傾向做二元回歸分析，結果顯示真實情感表達的回歸系數為-0.197，但是未通過顯著性檢驗（P=0.075），而此時工作滿意度的回歸系數顯著且為負值（B=-0.258，p＜0.010），根據溫忠麟（2014）的結論［20］，當自變量的回歸系數變化為不顯著的水平，說明中介變量發揮了完全中介作用，由此我們推斷工作滿意度在架接真實情感表達與離職傾向之間起到了完全中介效應。綜上，假設H4得到驗證。

四、研究結論與政策建議

研究發現情緒勞動、工作滿意度和離職傾向在某種程度上具有顯著相關關系；深層扮演和真實情感表達對離職傾向具有顯著的負向影響，表層扮演對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系中起到部分中介作用，工作滿意度在真實情感表達與離職傾向的關系中起到完全中介作用。對組織管理層和組織員工提出以下政策建議：

（1）組織管理層應密切關注員工的情緒變化和心理狀況，多與員工談心和交流，傾聽員工心聲，了解員工訴求，解決員工疑惑，鼓勵員工表達真實情感，適當進行情緒宣泄，及時消除不良情緒，避免負面情緒積累，從而提高員工的工作滿意度，降低離職傾向；組織管理層應營造良好的情緒勞動氛圍，多組織開展有利于增強組織凝聚力和認同感的素質拓展活動，這樣既能有效避免情緒耗竭和職業倦怠，又能引導員工在價值理念上與組織保持一致，真正做到人與工作“合為一體”，從而使其在實際工作中靈活調整內心情緒狀態，深化深層扮演技能，增強工作滿意度，降低離職傾向；組織管理層應改進績效考核與崗位管理制度，采用360度全方位評估法，分別由領導、同事、顧客、員工自身進行績效評估，避免員工因應付上級或顧客而造成外在情感表達與內在情緒感受不一致，倒逼其摒棄使用表層扮演策略，充分發揮深層扮演和真實情感表達對于提高工作滿意度的作用，提高服務質量，改進工作績效，降低離職傾向。

（2）組織員工要不斷學習提高情緒管理技能，通過參與工作輪換、案例研討、情景模擬、角色扮演等培訓開發活動，不斷提高情緒認知水平，積累情緒資本，增強情緒覺察和情緒調控能力。特別是要掌握深層扮演技能，調節內心情緒，自覺消除不良情緒動機和心理障礙，增強組織認同感和角色認同感，增強工作責任心和使命感，努力將個人職業發展目標與組織目標、愿景、宗旨相結合，實現個人利益與價值和組織利益與價值的統一，激發組織公民行為，提高工作滿意度，降低離職傾向；面對工作中可能遇到的矛盾和困難，組織員工應擺正心態，冷靜而理性地處理問題，提高沖突管理應變能力和解決實際問題的能力，時刻保持積極的工作態度，積極傳遞正能量，通過真實情感表達更多地表現出發自內心的心聲；組織員工還要妥善處理好與領導、同事、顧客的關系，學會換位思考，懂得尊重理解，自主調節工作中的不良情緒，根據實際需要靈活“切換”深層扮演和真實情感表達策略，不斷提高工作滿意度，降低離職傾向。

注釋：

① Hochschild（1989）根據情緒勞動調查統計結果，建立情緒勞動職業標準，按照情緒勞動符合程度高低，歸納出最需要使用情緒勞動的六個職業類型為專業技術人員、經營管理人員、企業銷售人員、行政單位職員、服務業從業者和私人管家。

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［責任編輯：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

國家社會科學基金項目（15BZZ074）；安徽省軟科學項目（1402052018）；安徽省教育廳人文社科重大研究項目（SK201 4ZD010）

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

鄭飛鴻（1993-），男，安徽鳳臺人，碩士研究生，研究方向：公共管理。