教師心理資本與工作動機對工作投入的影響：情緒勞動策略的中介作用

王夢斐 李文俊 王懷勇

（上海師范大學心理學系，上海 200234）

1 前言

教師肩負著培養和教育學生的責任，隨著社會轉型和教師管理方式的改革，教師的工作方式發生了一系列的轉變，其工作狀態及心理健康正日益受到關注。在美國心理學家Seligman教授提出積極心理學之后，心理學和教育學研究者不僅關注教師的工作壓力、情緒耗竭等較為消極的一面，也有大量研究開始探究教師的工作投入、工作動機、心理資本等較為積極的一面。就工作投入而言，有研究者認為員工的心理狀態變量對工作投入有重要的影響（May，2004），而工作動機與心理資本作為員工心理狀態變量，對其工作投入程度應也有不可或缺的作用。有研究發現，心理資本與工作投入相關，教師可通過補充能量，提高認同，以及增強工作動機，來促進工作投入（毛晉平，謝穎，2013）。而其中，工作動機的驅動能夠給員工帶來積極的工作態度、較高的工作投入程度，對員工的工作有積極的促進作用（李偉，梅繼霞，2013）。情緒勞動又是教師工作中很重要的部分，教師需要在日常教學環境中，根據工作的要求對自身進行情緒調節，與心理資本 （毛晉平，謝穎，2013）、工作動機（王璐，湯超穎，弓少云，2009）和工作投入（王楨，李旭培，2013）有顯著相關。目前，已有研究提出要將心理資本和工作動機這兩個積極因素納入教師情緒勞動研究的框架中，從而使學校能夠從更為積極的角度改善或了解教師的工作狀態（Viseu， Jo?o， Rus， ＆ Canavarro， 2016）。 雖然至今已有一些研究在關注情緒勞動的同時將心理資本或工作動機納入其研究模型中，但較少具體探究過兩者在教師情緒勞動中的相互影響。因此，本文將在過去文獻的基礎之上，通過調查研究的方法，探究心理資本、工作動機對工作投入的影響，及情緒勞動在其中的中介效應。

1.1 心理資本與工作投入

心理資本（psychological capital）最初由Seligman（2002）等在發起積極心理學運動時提出，Luthans等（2004）對心理資本做出進一步的解釋，他們認為積極心理資本包含四個維度：自信（confidence）或自我效能感（self-efficacy）、希望（hope）、樂觀（optimism）和韌性（resilience），是一種可以提供個人發展和提升工作績效的積極心理資源。工作投入（personal engagement at work-job engagement）的概念最初由Kahn（1990）提出，他認為工作投入是員工的自我與其工作角色的結合，是個體在工作中所扮演的角色，而個體的心理資源是工作投入的必要前提。之后，Schaufeli，Salanova，Alezrom和Bakker（2002）進一步拓展了工作投入的內涵，即工作投入是一種三因素結構，包括活力（vigor）、奉獻（dedication）和專注（absorption），是個體對自身、對工作、對組織的全身心、各方面的投資 （鄧曲揚，葉和旭，2017）。

以往研究發現，心理資本和工作投入不僅存在顯著的相關關系，且心理資本可以有效地預測工作投入的程度 （Sweetman ＆ Luthans， 2010； Str?mgren， Eriksson， Bergman，＆ Dellve， 2016； 謝春花，2018）。積極組織行為學認為，心理資本是提升教師工作投入，促進個體積極發展的內在力量，是僅次于社會資本和人力資本的第三大資本。也就是說，心理資本是教師的一種心理資源，可以進行投資與開發（喬婷婷，甘曉芳，魏敏，張媛，2015）。具體來說就是，心理資本為工作投入提供了有效的心理資源，心理資本水平高的個體，在面對工作中的困難時有更強的韌性，也能用更積極的態度面對并解決困難，愿意將自己的時間和精力投入并專注于工作中。

綜上所述，本文提出第一個研究假設（H1）：教師的心理資本可以有效地預測工作投入，即教師的心理資本水平越高，其工作投入的程度會更大。

1.2 情緒勞動策略的中介作用

在眾多行業里面，教師是具有高強度情緒勞動的職業，在教師的日常工作中，情緒勞動是不可分割的部分。

情緒勞動的概念最初由美國社會學家Hochschild（1979）提出，之后 Ashforth 和 Humphrey（1993）與 Morris和 Feldman（1996）分別從行為表達和人際交往的互動過程兩個角度對情緒勞動的定義做出了進一步界定。三者的定義都認為情緒勞動是指個體通過情緒的控制和管理從而進行可被觀察到的面部和肢體的表達，并將情緒勞動分為表層扮演和深層扮演兩種策略。表層扮演是指員工試圖通過抑制工作中不適當的情緒使其符合扮演的角色；深層扮演是指個體通過改變他們本身的情緒或認知以符合他們在工作中所被要求的角色（Hochschild，1983）。也有研究者提出，真實情緒表達也是一種情緒勞動（Ashforth ＆ Humphrey， 1993； Diefendorff，Croyle，＆ Gosserand，2005），它是指員工自己按照自己內心真實的情緒進行表現，不需要刻意地偽裝或改變以適應組織規則所要求的進行情緒表達。同時，Zapf（2002）將其命名為自動情緒調節（automatic emotion regulation），也就是國內研究者使用的被動深層行為的概念 （繆麗華，2009）。此外，Ashforth和 Humphrey（1993）還認為，對情緒表達和內在的感覺有不同的規定而內部中立通常也需要的情況可能存在，Zapf（2002）將其稱為蓄意不同步行為（deliberative dissonance acting）。 可見，情緒勞動策略的維度從最初的二維到三維，再擴展至現在的四維，這也有助于我們全面地探討情緒勞動的影響和作用。其中情緒勞動策略的四維結構包括蓄意不同步行為、表層扮演、被動深層扮演和主動深層扮演。表層扮演和主動深層扮演由一般二維結構中的表層扮演和深層扮演而來；蓄意不同步行為與表層扮演類似，但不同之處在于蓄意不同步行為還強調了情緒勞動個體內心還要維持中立的情緒狀態；被動深層扮演則是從一般三維結構中的自然情緒表達演化而來。縱觀已有的研究，發現對情緒勞動的測量，大多還是使用二維或三維的結構，而較少地使用四維結構。而教師情緒勞動方面的研究，目前采用四維度探討的也較少，因此本研究希望從四維度的結構全面地探討我國教師情緒勞動的特點及其影響，并探討情緒勞動可能存在的中介作用。

情緒勞動在動機、心理資本與工作投入的關系中扮演著重要的角色。一般而言，當擁有較高的心理資本和較強的動機時，個體的心理資源會更加豐富，因此可以積極、快樂地進行工作，從而提高其使用情緒勞動的水平。研究表明，情緒勞動與心理資本之間存在顯著的相關關系。其中，深層扮演與心理資本有顯著正相關關系 （Yin，Wang，Huang，＆ Li，2018），與自然表達存在顯著正向相關（Cheung，Tang，＆ Tang，2011）；心理資本可以有效預測深層扮演（黃琬琛，吳滿琳，2015）和表層扮演（Hur，Rhee，＆ Ahn，2016）。可見，心理資本可以有效地預測個體在工作中可能會采取的不同的情緒勞動策略。而根據以往研究結果，表層扮演與工作滿意度之間存在負向相關關系，而深層扮演與工作滿意度之間存在正向相關關系 （Jiang，Jiang，＆ Park，2013）。據此，我們推測不同的情緒勞動策略在心理資本與工作投入的關系中可能會起到不同的中介作用。同時，動機可以激勵教師更有動力和激情地投入到自己的工作當中，所以更愿意進行情緒勞動使其情緒表達更符合教師的角色，進而提高其教學質量。研究發現，內部動機可以顯著正向預測深層行為，而外部動機可以顯著預測表層行為 （王璐，湯超穎，弓少云，2009）。而當個體參與到更多情緒勞動的過程中時，對其工作也有更高的投入程度。王楨，李旭培（2013）的研究發現深層扮演、自然情緒表達與工作投入之間有顯著的正相關關系，目前較少有研究探究情緒勞動對工作投入的預測效果。而探討情緒勞動策略作為個體工作動機、心理資本與工作投入的關系中的中介作用的研究更少，這也是本研究最主要的目的與意義。

綜上所述，本研究在第一個（H1）和第二個研究假設的基礎上（H2），提出第三個研究假設（H3）：情緒勞動策略中主動深層扮演和蓄意不同步行為分別可以在心理資本、動機對工作投入的影響中起正向的中介作用，而由于被動深層行為是教師對其自身情緒的自然表達，不需要消耗較多的資源或需要較強的勞動意愿才能進行，因此被動深層行為的中介作用可能并不顯著。而對于表層扮演來說，較高的心理資本和工作動機能讓教師更愿意投入情緒勞動中，因此補足了表層扮演對于教師認知及情感資源上的消耗，因此可以減輕表層扮演的負面影響，從而增強教師的工作投入。

1.3 工作動機

工作動機（work motivation）是從動機（motivation）的研究中產生的概念。 Steer和 Porter（1975）認為工作動機是產生個體行為所需的內在動力，為個體的行為指明方向，使個體行為具有持久的穩定性。最初，由De Charmes（1968）提出工作動機可以被劃分為內部動機與外部動機兩個維度，之后Amabile（1994）在此基礎上進行了進一步的發展，他認為內部動機是指因自身利益而投入工作的內在驅動力；外部動機指的是工作本身之外的獎賞、報酬或他人的認可等來自外部環境的激勵。

關于動機和工作投入關系的探討，目前的研究大多著眼于公共服務動機 （public service motivation） （Ugaddan＆ Min Park，2017；陳文春，張義明，陳桂生，2018），或集中在成就動機（田改平，商臨萍，楊春艷，黃麗萍，趙曉艷，2012），而較少探究工作動機與心理資本在情緒勞動中的關系。而工作動機作為一種重要的心理資源，在心理資本和情緒勞動之間可能也存在中介作用。Vink等（2011）曾提出心理資本為教師的動機提供重要的資源，也就是說提升教師在工作中的自信、樂觀、韌性和希望會影響他們的教學動機，從而降低他們潛在的不滿意識（malaise）以及離職意向。當教師有足夠的心理資本時，能有效增強他們的工作動機，并減輕工作壓力、情緒耗竭和壓抑 （Jesus， Miguel-TObal， RUs； Viseu，＆ Gamboa，2014）。研究說明，教師的心理資本可以有效增強其工作動機，更愿意投入自己的教育事業中。因此本文假設，心理資本對情緒勞動中的正面影響可能是通過工作動機產生的。在教師具體的情緒勞動工作中，工作動機可能進一步影響教師采取不同的教學策略。由于工作動機能讓教師自發地、自愿地投入到教育的工作中，有更強的情緒勞動的意愿，因此工作動機的增強可以進一步讓教師更多地采用表層扮演、蓄意不同步行為、被動深層行為和主動深層行為。研究模型如圖1所示。

2 方法

2.1 被試

本研究的對象為小學、初中、高中在職老師。依照方便取樣原則，本研究使用網絡問卷的研究方法，一共收集到212份問卷，最終回收的有效問卷為191份，總有效率為90.09%。其中，男性48名，女性143名，平均年齡為40歲（SD=14.14）。被試中小學老師較多，共 91位（47.6%），初中教師 51位（26.7%），高中教師 42位（22.0%），中專教師較少，共7位 （3.7%）。其中工作1～5年的教師最多，占52.4%，工作5～10年的老師占15.2%，而工作10年以上的教師占32.5%。

2.2 研究工具

2.2.1 心理資本

采用由Luthans（2005）編制、張文修訂的中小學教師心理資本問卷測量教師的心理資本。該問卷采用李克特6點計分法，共有19個題目，包括希望、自信、韌性、樂觀4個維度。將反向題轉換后計算19個項目的平均分，所得分數越高表明教師的心理資本水平越高。該問卷在本研究中克隆巴赫系數為0.835。

2.2.2 工作動機

采用 Amabile， Hill， Hennessey和 Tighe（1994）編制、王斌（2007）修訂的工作偏好量表測量教師的教學工作動機水平。問卷包括內在工作動機和外部工作動機兩個分量表，共12個題目，其中6個題目測量內在工作動機，6個題目測量外部工作動機。量表均采用李克特5點計分法，要求被試對題目描述的同意程度從“非常同意”到“非常不同意”中進行選擇，每個分量表通過其所包含的項目分數的平均分來測量。該量表有良好的信效度，在本研究中，內在工作動機分量表的克隆巴赫系數為0.895，外部工作動機分量表的克隆巴赫系數為0.751，總量表的克隆巴赫系數為0.877。

2.2.3 情緒勞動策略

采用繆麗華（2009）修訂的中學教師情緒勞動問卷測量中小學教師的情緒勞動使用偏好情況。該量表共17道題目，包含蓄意不同步行為、表層行為、被動深層行為和主動深層行為四維度。量表采用李克特5點評分，1～5分代表“從不”到“總是”的程度。計算每個維度下項目的平均分，分數越高表示使用該策略越頻繁。總量表內部一致性α系數為0.87，各分量表α系數都在0.60以上，具有良好信效度。在本研究中，各分量表克隆巴赫系數均在0.60以上，總量表克隆巴赫系數為0.869，具有良好的信度。

2.2.4 工作投入

采用Schaufeli等編制的工作投入量表（Utrecht Work Engagement Scale，UWES）的中文版測量教師工作投入的情況。量表共17題，分別從活力、奉獻、專注三個維度進行測量。分別計算各維度下項目分數的平均分，得分越高代表工作投入的程度越深。該量表的信效度良好，在本研究中總量表的克隆巴赫系數為0.94。

3 結果

3.1 驗證性因子分析

本研究所關心的心理資本、工作動機、情緒勞動策略與工作投入都是潛變量。根據結構方程模型的建模要求先構建模型。按照問卷本身的維度歸屬模式，模型中包含4個潛變量以及變量中的13個維度，即13個觀測變量。對模型進行驗證性因子分析，得到擬合指數如下：CFI=0.94，GFI=0.89，RMSEA=0.08，χ2／df=2.65。 根據模型擬合良好的標準，CFI和GFI均大于 0.90，RMSEA 稍大于 0.07，χ2／df小于 5，表示模型對數據的擬合可以接受。而當兩個概念的維度全部負荷到一個因子上時，模型無法擬合數據，各項擬合指數如下：CFI=0.91，GFI=0.84，RMSEA=0.10，χ2／df=3.44，表明兩個概念具有一定的區分性。

由于本研究具體需要對情緒勞動各策略在心理資本、動機影響工作投入的中介作用進行分析，因此進一步對情緒勞動策略的各維度進行驗證性分析，得到擬合指數如下：CFI=0.83，GFI=0.83，RMSEA=0.09，χ2／df=2.86，表示模型對數據的擬合在可接受范圍內。而當四個維度中的題目分別負荷到兩個因子——表層扮演和深層扮演時，模型無法擬合數據，各項擬合指數如下：CFI=0.75，GFI=0.76，RMSEA=0.11，表明四個維度具有一定的區分性。

3.2 測量模型檢驗

根據結構方程模型的建模要求，先建構測量模型。按照心理資本、工作動機、情緒勞動策略、工作投入測量問卷的維度歸屬模式，潛變量的觀測變量設置如下：希望、樂觀、韌性、自信四個觀測變量構成心理資本，外部動機、內在動機兩個觀測變量構成工作動機，蓄意不同步行為、表層扮演、深層扮演、被動深層扮演、主動深層扮演四個觀測變量構成情緒勞動策略，活力、專注、奉獻三個觀測變量構成工作投入。這樣，測量模型包含4個潛變量和13個觀測變量。對測量模型的參數估計和檢驗采用協方差機構模型的極大似然法，得到擬合指數如下：NFI=0.91，CFI=0.94，GFI=0.89，RMSEA=0.09，χ2／df=2.62。 根據模型擬合良好的標準，CFI、NNFI均大于 0.90，χ2／df小于0.5，GFI略小于 0.90，RMSEA 略大于 0.07，仍在可接受的范圍內。因此，總體而言，該測量模型在可接受范圍內擬合良好。

3.2 研究變量的相關分析

對研究變量進行皮爾遜相關分析，結果發現，心理資本與情緒勞動策略呈顯著正相關，且相關性較高（r=0.62，p＜0.01），與情緒勞動策略具體維度的相關也顯著；與工作動機也呈顯著相關 （r=0.60，p＜0.01），工作動機與情緒勞動策略（r=0.61，p＜0.01）及其具體維度的相關也顯著；心理資本與工作投入之間也同時存在顯著相關（r=0.60，p＜0.01）。將其他變量控制（包括性別、年齡、學歷、工作年數及教授年級），對各研究變量進行偏相關分析，發現心理資本與工作動機 （r=0.61，p＜0.01）、情緒勞動策略 （r=0.61，p＜0.01）、工作投入（r=0.59，p＜0.01）之間依然呈顯著正相關，工作動機與情緒勞動策略（r=0.69，p＜0.01）也呈顯著正相關（見表1）。

表1 教師心理資本、工作動機、情緒勞動策略、工作投入的相關

3.3 心理資本對情緒勞動策略的預測：工作動機的中介效應

根據心理資本、動機以及情緒勞動策略三者之間可能存在的關系建立中介模型進行檢驗。采用溫忠麟，葉寶娟提出的中介效應檢驗方法（2014）對模型進行檢驗。在控制了性別、學歷、工作年限及教授年級等變量后，結果表明，心理資本對蓄意不同步行為（β=0.42，p＜0.001）、表層扮演（β=0.46，p＜0.001）、被動深層行為 （β=0.67，p＜0.001） 和主動深層扮演 （β=0.62，p＜0.001）有顯著的預測作用。分別放入工作動機這一中介變量以后，心理資本對表層扮演、被動深層扮演、主動深層扮演的作用仍然顯著（β=0.19，p＜0.01；β=0.38，p＜0.001；β=0.42，p＜0.001），工作動機與蓄意不同步行為、表層扮演、被動深層扮演和主動深層扮演之間的關系顯著 （β=0.44，p＜0.001； β=0.45，p＜0.001；β=0.46，p＜0.001；β=0.38，p＜0.001），說明動機部分中介了心理資本與表層扮演、被動深層扮演和主動深層扮演之間的關系，中介效應分別占總效應的59%、41%和33%；而動機完全中介了心理資本與蓄意不同步行為之間的關系，中介效應占總效應的63%。對其進行檢驗（Bootstrap=20000），結果表明，動機的中介作用顯 著 （p ＜0.001，CI=［0.26，0.62］；p ＜0.001，CI=［0.05，0.33］；p ＜0.001， CI=［0.25，0.52］；p ＜0.001，CI=［0.24， 0.59］），結果見表 2。

3.4 教師心理資本對工作投入的預測：情緒勞動策略的中介效應

根據心理資本、工作投入及情緒勞動策略三者之間可能存在的關系建立中介模型進行檢驗。采用溫忠麟、葉寶娟提出的中介效應檢驗方法（2014）對模型進行檢驗。在控制了性別、學歷、工作年限及教授年級等變量后，結果表明，心理資本對工作投入有顯著的預測作用（β=0.71，p＜0.001），對工作投入解釋了 36%的方差。分別放入蓄意不同步行為、表層扮演、被動深層扮演和主動深層扮演中介變量以后，心理資本對工作投入的作用仍然顯著 （β=0.58，p＜0.001；β=0.60，p＜0.001；β=0.44，p＜0.001；β=0.58，p＜0.001），蓄意不同步行為、表層扮演、被動深層扮演和主動深層扮演與工作投入之間的關系顯著 （β=0.31，p＜0.001；β=0.24，p＜0.01；β=0.41，p＜0.001；β=0.22，p＜0.001），說明蓄意不同步行為、表層扮演、被動深層扮演和主動深層扮演部分中介了心理資本與工作投入之間的關系，中介效應分別占總效應的19%、16%、39%和19%。對其進行檢驗（Bootstrap=20000），結果表明，情緒勞動策略各維度的間接作用顯著（p＜0.001，CI=［0.18，0.44］；p＜0.01，CI=［0.08，0.40］；p ＜0.001，CI=［0.24，0.57］；p ＜0.001，CI=［0.09，0.36］），結果見表 3～6。

表2 工作動機在心理資本蓄意不同步行為、表層扮演、被動深層扮演、主動深層的中介作用

表3 蓄意不同步行為在心理資本到工作投入的中介作用

表4 表層扮演在心理資本到工作投入的中介作用

表5 被動深層扮演在心理資本到工作投入的中介作用

表6 主動深層扮演在心理資本到工作投入的中介作用

4 討論

本文采用問卷調查法，以心理資本和工作動機為自變量，工作投入為因變量，通過統計控制了性別、學歷、工作年限及教授年級的自回歸效應之后，發現心理資本對工作投入具有顯著的預測作用。即當教師的工作動機或心理資本水平較高時，可以有效地預測其有較高的工作投入程度。本研究還以情緒勞動策略為中介變量，建立中介模型，探討了心理資本和工作動機對工作投入的作用機制。結果發現，心理資本通過蓄意不同步行為、表層扮演、被動深層扮演和主動深層扮演對工作投入起作用，且心理資本對工作投入有直接作用，這說明情緒勞動在心理資本和工作投入之間起部分中介作用。工作動機在心理資本與情緒勞動策略之間的關系中起到部分中介作用，表明工作動機部分解釋了心理資本對情緒勞動策略的作用途徑。

4.1 心理資本對工作投入的作用

本研究發現，心理資本和工作動機對工作投入具有顯著的預測作用。具體來說，當教師的心理資本和工作動機水平較高時，他們更愿意投入到教育工作中，從而有較高的工作投入水平，這基本驗證了本次研究假設。

本研究發現，教師的心理資本對教師的工作投入具有一定的預測作用，這符合本研究的第一個假設（H1）。同時，這與之前的研究成果基本保持一致。有研究發現，員工的心理資本水平與工作投入程度緊密相關（謝春花，2018），且心理資本可以顯著預測工作投入程度 （Joo，Lim，＆ Kim，2016；Bonner，2016）。具體來說就是，具有自信、希望、樂觀和堅韌性特質的員工，更傾向于執著地完成自己的工作任務，忠于職責和堅定地面對逆境（宋琪，2015）。此外，心理狀態變量在個體工作投入與相關特征因素間的關系中起著重要的中介作用。也就是說，心理狀態變量對工作投入有重要的影響，心理資本與工作動機作為員工重要的心理狀態變量，會對工作投入程度起到重要的作用。換句話說，與心理資本水平較低的教師相比，心理資本水平較高的教師會表現出更專注、更愿意奉獻、更有活力地教育學生（陳韶榮，吳慶松，2018）。心理資本包括自信、樂觀、希望、韌性等維度，這些積極的心理資源可以有效地促進、激勵教師更愿意將自己的精力和時間投入工作中，這一作用驗證了之前的研究結論。

總之，心理資本可以有效地增強教師的心理資源，促進其投入到教學過程中，體現了個人資源和目標驅動力在教師工作中的重要性。

4.2 工作動機的中介作用

本文發現在控制了教師年齡和工作年限及人口學變量之后，工作動機的中介作用依然顯著。這說明教師的心理資本部分通過工作動機對情緒勞動策略產生影響。

雖然已有研究將心理資本或工作動機納入情緒勞動研究的模型中，但國內較少同時研究兩變量之間的關系及其在情緒勞動中的作用。因此本文根據前人研究的基礎，對心理資本和工作動機之間的關系提出假設，心理資本通過工作動機對情緒勞動的過程產生影響。本文的研究結果也支持了這一假設。研究結果顯示，動機完全中介了心理資本與蓄意不同步行為之間的關系，并且部分中介了心理資本與表層扮演、被動深層扮演和主動深層扮演之間的關系。其中，工作動機完全中介了心理資本與蓄意不同步行為之間的關系。這可能是由于蓄意不同步行為（deliberate dissonance acting， DDA）需要個體有意識地壓抑自己的情緒并且進行符合工作環境和要求的情緒表達，同時與表層扮演不同的是，蓄意不同步行為還需要個體保持內心中立的情緒狀態，因此不止需要消耗更多的資源，還要求個體有較強的意愿進行這一情緒勞動來保持內心中立的狀態。所以，只有當個體有足夠的心理資源，從而增強其情緒調節和表達的意愿時，才能促進教師使用蓄意不同步行為來進行情緒勞動。而對于表層扮演、被動深層扮演和主動深層扮演來說，足夠的心理資本就能有效彌補教師在情緒勞動中的認知和情緒上的消耗，工作動機僅增強了教師的情緒勞動意愿，從而進一步促使教師愿意使用這三類情緒勞動策略。

4.3 情緒勞動的中介作用

在控制了人口學變量之后，本文發現情緒勞動策略的部分中介作用依然顯著，這說明教師的心理資本和工作動機部分通過情緒勞動對工作投入產生影響。

之前已有研究探究心理資本和工作動機對工作投入的作用機制，結果顯示積極情緒有部分中介作用，說明心理資本作為一種心理狀態，可以通過暫時性的、直接性的積極情緒的體驗，進而影響工作投入（鄧曲揚，葉和旭，趙然，2017）。而動機可通過工作價值觀間接影響員工的工作投入 （田改平，商臨萍，楊春艷，黃麗萍， 趙曉艷，2012）。除此之外，較少有研究對心理資本和動機對工作投入的作用機制進行探究。本研究發現，情緒勞動策略也可以解釋心理資本和工作動機對工作投入的部分影響，這與本研究第三個假設（H3）基本符合。根據JD－R模型（Bakker＆ Demerouti，2013），個體擁有更多個人資源，自尊心得到滿足，自我評價越高，目標越有可能實現。而對于教師這類需要調節情緒輸出，用適合的情緒來面對學生的職業來說，情緒勞動是教師達成教學目標的必要途徑。也就是說，當教師擁有較多的心理資本，擁有較高的動機時，他們更愿意進行情緒勞動。而情緒勞動可以有效調節教師的負面情緒，且深層扮演可以引起更多的精力集中，包含了更多的心理加工，可能引起更多的情緒激活，從而給即將進行的第二任務增補更多的心理資源 （馬淑蕾，黃敏兒，2006）。雖然有研究顯示，情緒勞動會產生工作倦怠，但也有其正向的一面 （Chen，Sun，Lam，Hu，Huo，＆ Zhong，2012）。按資源保存理論來看，情緒勞動的負面效應是由資源的缺乏導致的（Hobfall，1989），資源豐富時，教師有較高的心理資本，情緒勞動可以有效減少教師的負面情緒，而較少的負面情緒和較多的積極情緒體驗可以提升他們對工作的滿意感 （王秀麗，孫佰珍，王洪慧，2008；馬娟，王振宏，2013；Bouckenooghe，Raja，＆ Butt，2013； Todorova， Bear， ＆ Weingart， 2014）。 而職業幸福感與工作投入之間呈正相關關系 （趙斌，張大均，2014）。當教師感到對工作滿意時，就會更有動力投入到日常的教育工作中，如果教師的職業幸福感不高，會使教師在教育工作中的投入程度降低。

總之，情緒勞動是教師工作中必不可少的部分。當有豐富資源時，如較多的心理資本，教師都可以有效地通過情緒勞動調節情緒，減少負面情緒的影響，從而增加對工作更積極的體驗，進而增強教師工作投入的程度。

4.4 研究局限和未來展望

本研究還存在以下不足，未來研究還需加以深入地探討。

首先，本研究采用調查的方式，并不能通過問卷結果來推斷出心理資本、工作動機、情緒勞動和工作投入之間的因果關系。未來的研究可以采用實驗或追蹤研究設計進行進一步的探究，檢驗變量之間的關系。

其次，本研究只選取了上海教師作為被試進行調查，而不同地區可能存在文化差異，進而可能會對變量之間的關系產生不同的影響，因此，后續研究可以對更廣范圍的教師進行調查，探究文化差異在其中的作用。

最后，本文選取的研究變量皆以個體本身為主，如心理資本、工作動機、情緒勞動策略及工作投入等。但是在教師真實的情緒勞動工作中，工作環境中的變量也要納入考量才能真正解決教師情緒勞動工作中出現的問題并改善教師的情緒勞動狀態。在本文的研究結果中，有部分結果并未得到很好的解釋，如動機為什么僅完全中介了心理資本與蓄意不同步行為的關系，而部分中介了心理資本與其他情緒勞動策略的關系。這可能是由于工作環境中其他變量的影響導致了這一結果，如組織的情緒表達規則及學生在教師情緒勞動后給教師的反饋等。后續研究可以從工作環境變量的角度對心理資本和工作動機之間的關系進行進一步的研究。

5 結論

在控制了性別、學歷、工作年限及教師年齡等人口學變量后，心理資本對工作投入程度有顯著的正向預測作用。

情緒勞動策略，即蓄意不同步行為、表層扮演、被動深層扮演、主動深層扮演，在心理資本與工作投入的關系中起部分中介作用。

工作動機完全中介了心理資本與蓄意不同步行為之間的關系，并部分中介了心理資本與表層扮演、被動深層扮演和主動深層扮演之間的關系。