配偶情緒智力對員工工作投入的影響：員工生活幸福感的中介作用和性別的調節作用*

鄭曉明 余宇 劉鑫

(1 清華大學經濟管理學院,北京 100084) (2 西南財經大學工商管理學院,成都 611130)

(3 中國人民大學商學院,北京 100872)

1 前言

情緒智力是一種理解和管理自己與他人情緒的能力(Mayer &Salovey,1997;彭正敏 等,2004),近年來得到了學術研究、主流媒體和管理實踐的廣泛關注(C?té,2014;Mayer et al.,2008)。現有研究已經充分證實了情緒智力的人際內影響(personal effect),即個體情緒智力水平會影響自身工作結果,如員工工作滿意度和工作績效(Sy et al.,2006;Wong &Law,2002;張輝華,黃婷婷,2015;張輝華,王輝,2011)。在此基礎上,情緒智力研究也逐漸開始關注情緒智力的人際間影響(personal effect),即他人的情緒智力水平對員工的工作結果的影響。例如,研究發現,領導情緒智力有助于提升員工工作態度和工作績效(容琰 等,2015;Wong &Law,2002;余瓊,袁登華,2008)。盡管如此,情緒智力的人際間影響研究多集中在工作這一單一領域,卻忽視了情緒智力在跨領域方面的人際間影響,例如配偶情緒智力(即家庭領域因素)對員工工作投入(即工作領域結果)的影響。

事實上,關注配偶情緒智力的跨領域的人際間影響是十分必要的。就理論而言,除了職場中與領導/同事之間的工作關系,配偶與員工之間的家庭關系也是一種極為重要的社會關系(Jaskiewicz et al.,2017)。現有研究已經發現,家庭對工作的增益或沖突的確會影響員工工作態度和工作績效(Odle-Dusseau et al.,2012;Wayne et al.,2006)。并且,夫妻作為家庭中具有親密關系的雙方,會隨著時間的推移逐漸影響彼此的想法、感受和行為(Kelley et al.,1983),因此配偶的個體特征(例如,配偶情緒智力)極可能會對員工工作結果產生跨領域的影響(Solomon &Jackson,2014)。從實踐來看,配偶對情緒的理解和管理確實會對員工產生影響,這是極為普遍的現象。例如,《哈佛商業評論》曾探討過家庭生活中情緒管理的重要性(Batista,2016),以及對幸福感的影響(Coleman &Coleman,2017)。尤其是新冠疫情以來,隨著在線辦公條件的成熟,在家辦公和混合式辦公等形式更加普及。近期一項關于疫情對幸福感影響的研究就指出,居家辦公情況下,家庭生活中的問題是造成幸福感降低的原因之一(Campbell &Gavett,2021)。由此可見,當工作和家庭的界線變得更加模糊,員工工作結果更可能受到配偶的影響,配偶情緒智力的重要性愈加凸顯。因此,研究配偶情緒智力對員工工作結果的影響對理論和實踐都有著重要的價值。正如“情商之父”Goleman (2016)在《情商：為什么情商比智商更重要》一書10 周年紀念版序中提到,希望未來情緒智力的研究能夠得到進一步擴展,從關注個體情緒智力能力轉移到關注情緒智力的人際互動效果。

基于努力-恢復模型視角(effort-recovery model;Meijman &Mulder,1998)和情緒智力文獻(C?té,2014;彭正敏 等,2004),本文提出配偶情緒智力對員工的跨領域的人際間正向影響。努力-恢復模型視角(Meijman &Mulder,1998)指出,員工在工作中付出努力而消耗個人資源后需要恢復資源,以保證其身心健康,從而在后續工作中有積極表現。當員工遠離工作要求時(包括在家庭生活中),他/她的個人資源才會開始恢復(例如,ten Brummelhuis &Bakker,2012;Oerlemans &Bakker,2014)。當配偶具有高情緒智力這一關鍵個人資源時,配偶在家庭生活中與員工之間能產生有益的社會互動(Halbesleben et al.,2014;Jordan et al.,2007;Liu et al.,2008;Winkel et al.,2011),使得員工的資源得以恢復(ten Brummelhuis &Trougakos,2014),表現為員工生活幸福感的增加。較高的員工生活幸福感是員工有效應對工作要求的主要資源(Westman et al.,2005),有助于進一步提升員工的工作投入(work engagement)——一種積極的情感和被激勵的狀態,即員工充滿能量、高度奉獻、并且沉浸于工作中(Bakker &Albrecht,2018;Schaufeli &Bakker,2010)。由此,配偶情緒智力呈現出跨領域的正向的人際間影響。對現代企業而言,員工工作投入至關重要(Schneider et al.,2018),可以為企業帶來一系列有益的影響(Christian et al.,2011;Costa et al.,2015;Orth &Volmer,2017)。因此,本研究將對影響員工工作投入的非工作因素(配偶情緒智力)進行探索,為企業管理實踐提供新思路。

此外,本文提出,員工性別極可能調節配偶情緒智力對員工工作投入的跨領域的人際間影響。情緒智力的研究十分強調情緒智力的性別差異(Brackett et al.,2006)。一方面,男性和女性情緒智力水平存在顯著差異(Joseph &Newman,2010;Mandell &Pherwani,2003;Salguero et al.,2012)。另一方面,性別對于情緒智力的作用有著重要的影響(Salguero et al.,2012;Zeidner et al.,2013)。正如Brackett 等人(2006)強調性別的重要性：研究情緒智力時,應該將性別納入到理論框架和研究設計中。因此,本文將進一步探索員工性別的調節作用。具體來看,通過整合情緒智力的性別差異研究和社會性別角色理論(Eagly et al.,2000),本文提出,男性員工的配偶情緒智力對其工作投入的跨領域人際間影響更強。一方面,研究表明,男性情緒智力水平顯著低于女性(Joseph &Newman,2010),因此在工作外的資源恢復過程中,男性員工更需要配偶的情緒支持。另一方面,男性員工的配偶具有更強的情緒察覺和情緒管理的技能(Purvanova &Muros,2010),社會對女性配偶也有更高的社會角色期待(Eagly,1987;Eagly et al.,2000),希望她們在家庭中更有效地管理自己的情緒,承擔更多的家庭關懷的角色(Grandey &Krannitz,2016;Heilman &Okimoto,2007;Lively,2013;Pierce,1996)。當女性配偶感受到更強的情緒要求和情緒期待時,通常會表現出更多與期待相符的情緒管理行為。基于上述兩方面的原因可知,男性員工的配偶情緒智力會對其生活幸福感有更強的正向影響。綜上,本文將探索配偶情緒智力對員工工作投入的跨領域的人際間影響及其邊界條件。另外,本文將基于兩個子研究來檢驗假設——研究1 是124 名銀行員工及其配偶的兩個時間點的問卷調查數據,研究2 是73 名互聯網企業員工及其配偶的3 個時間點的問卷調查數據。

1.1 配偶情緒智力

情緒智力是配偶重要的個體特征之一。對配偶而言,自身情緒智力是一類有價值的關鍵資源,可以幫助其有效地適應、應對和管理生活要求(Halbesleben et al.,2014;Jordan et al.,2007)。根據情緒智力四分支模型,配偶情緒智力包括感知和表達情緒、使用情緒、理解情緒和調節情緒這4 個方面的能力(C?té,2014;彭正敏 等,2004)。感知和表達情緒涉及到個體如何識別、察覺和辨認自身所體驗到的情緒,并且準確而快速地表達自身的情緒;使用情緒涉及個體在認知活動中如何運用情緒;理解情緒涉及個體如何準確推斷情緒的不同內涵,例如了解情緒事件和情緒反應之間的關系;調節情緒涉及個體如何提升、保持或降低自身/他人情緒的強度和持續時間(C?té,2014;Mayer &Salovey,1997;彭正敏 等,2004)。根據情緒智力的上述內涵可知,配偶情緒智力能夠通過上述4 個方面的能力,促使配偶在家庭生活中與員工之間產生有益的社會互動,是一種有益于社交結果的關鍵性資源(Halbesleben et al.,2014;Jordan et al.,2007;Liu et al.,2008;Winkel et al.,2011)。

1.2 配偶情緒智力和員工生活幸福感

努力-恢復模型(Meijman &Mulder,1998)指出,為了應對工作要求(例如,完成工作任務/成為高績效員工),員工需要消耗大量個體資源。因此,員工需要補充資源以緩解和消除可能出現的疲勞、緊張等應激反應。如果資源長時間得不到恢復,最終會損害員工的身心健康。在工作之外,資源若要得到恢復,員工需要經歷 3 個階段：(1)預恢復(prerecovery),即遠離工作要求時,資源消耗隨即停止,但資源恢復還未開始;(2)被動恢復(passive recovery),即個體通過休息、放松等方式對資源進行補充,尤其是對已消耗資源的恢復;(3)主動恢復(active recovery),即個體通過從事休閑、興趣愛好類活動,在過程中獲得新的資源(ten Brummelhuis &Trougakos,2014)。基于努力-恢復模型和情緒智力的內涵,本文認為,當員工脫離工作并身處家庭時,配偶情緒智力極可能在資源恢復的三個階段都發揮作用,從而提升員工生活幸福感。

首先,在員工資源預恢復階段,配偶情緒智力可以防止員工在家庭生活中進一步消耗和工作要求相同的資源,進而提升員工生活幸福感。員工下班回家后,遠離工作情境,但并不意味著資源消耗停止。只有當員工在家庭生活中不再參與那些和工作要求有著相同資源要求(即消耗同一內部資源)的活動,才是進入到了預恢復階段,資源消耗才會停止(Meijman &Mulder,1998;ten Brummelhuis &Trougakos,2014)。情緒智力作為配偶的關鍵性資源,會影響到配偶對情緒的感知,以及情緒調節策略的使用(Liu et al.,2008)。這意味著：當配偶有高情緒智力時,員工在家庭中將會更少參與到資源消耗活動中。例如,當員工帶著壓抑、失落或疲憊等負面情緒回家后,高情緒智力的配偶能夠準確感知到員工消極的情緒狀態,并提醒員工脫離工作狀態,如避免在家庭環境中仍然對工作事件進行反芻。再如,高情緒智力的配偶能夠有效調節自身情緒,避免在家庭中表現出負面情緒(Sanz-Vergel et al.,2012)。因此,高情緒智力配偶在家庭中將以積極的情緒狀態與員工交往,員工不需要進一步消耗資源去應對配偶的負面情緒,或處理夫妻之間可能的情感沖突。這些都防止了員工資源的進一步消耗,從而提升了員工的生活幸福感。

其次,在員工資源被動恢復階段,配偶情緒智力可以幫助員工補充在工作中消耗的資源,從而提升員工生活幸福感。在資源預恢復階段,員工資源消耗停止,但是由于工作而被消耗的資源尚未得到補充,因此可以帶來資源補充的被動恢復環節就極為重要(Meijman &Mulder,1998;ten Brummelhuis&Trougakos,2014)。在這一階段,高情緒智力的配偶可以更好地理解情緒和調節情緒,采取適當措施幫助員工恢復資源。例如,高水平的情緒智力意味著配偶有能力準確處理員工表達出的情感信息,了解員工當前的態度、目標和傾向,采取積極的措施(例如,引導員工放松身心)幫助員工恢復情緒(Van Kleef,2009),從而讓員工在家庭生活中能夠高質量地休息和放松,得到資源的恢復(Hunter &Wu,2016;ten Brummelhuis &Trougakos,2014;Zhu et al.,2019),提升員工的生活幸福感。

最后,在員工資源主動恢復階段,配偶情緒智力可以促進員工更新和獲得新的資源,進一步提升員工生活幸福感。在資源被動恢復階段,員工主要是對已消耗資源進行恢復,而在主動恢復的過程中,員工會獲得新的資源(Meijman &Mulder,1998;ten Brummelhuis &Trougakos,2014)。在這一階段,高配偶情緒智力可以帶來新資源的補充,提供更好的家庭社交活動、更有意義的非工作相關的活動來促進員工更新資源。例如,在感知和表達情緒方面,高情緒智力的配偶能夠更清楚地展現自己因為員工的某些積極行為帶來的積極情緒體驗(Salovey &Mayer,1990),在家庭互動中給予員工正向的反饋,有助于形成良好的家庭社交,給予員工社會支持,從而提升員工心理韌性和自尊(Ruderman et al.,2002)。在理解情緒方面,高情緒智力的配偶有能力預測家庭生活中不同事件可能造成的情緒影響,揚“長”避“短”,采用合適的方式進行處理,陪伴員工進行休閑、興趣愛好類活動(例如,戶外活動、體育鍛煉等),從而提升員工的生活幸福感。綜上,本文提出以下假設。

假設1：配偶情緒智力與員工生活幸福感呈現正相關關系。

1.3 配偶情緒智力、員工生活幸福感和員工工作投入

進一步來看,本文提出,當員工感受到較高的生活幸福感時,其工作投入也會隨之增加。工作投入的必要前提條件是具備足夠的情感和心理資源(Kahn,1990)。當員工擁有更多應對工作要求的資源時,其工作投入將會相應提高(Bakker et al.,2007;Schaufeli &Salanova,2007)。高生活幸福感意味著員工擁有積極的情感體驗和豐富的心理資源(Westman et al.,2005),能提升自我效能(Seo &Ilies,2009)、激發工作努力(Seo et al.,2010)、設定和實現目標(Ilies &Judge,2005),從而能幫助員工更為積極地處理工作(Schaufeli &Bakker,2004;Xanthopoulou et al.,2009)。這也是工作投入的重要特征——一種積極且充實的工作狀態(Schaufeli et al.,2002)。此外,以往研究也能在一定程度上表明生活幸福感和工作投入之間的密切聯系。例如,ten Brummelhuis 和Bakker (2012)的研究表明,非工作情境的資源恢復可以帶來工作投入的保持;Koubova 和 Buchko(2013)研究也發現,更高的生活滿意度會帶來更好的工作表現。綜上,本文提出以下假設。

假設2：員工生活幸福感與員工工作投入呈現正相關關系。

基于上述假設,我們進一步提出,配偶情緒智力可以通過員工生活幸福感進而對員工工作投入產生積極影響。從努力-恢復模型(Meijman &Mulder,1998)的視角來看,當配偶具有高情緒智力時,配偶通過理解和管理自己/員工的情緒(C?té,2014;Mayer&Salovey,1997;彭正敏 等,2004),可以在預恢復、被動恢復和主動恢復這三個資源恢復階段(ten Brummelhuis &Trougakos,2014)幫助員工在家庭生活中防止資源的進一步消耗,補充已消耗的資源,以及更新新的資源,從而提升員工生活幸福感。一旦員工生活幸福感得到提升,這意味著員工具備充足的情感和心理資源(Kahn,1990;Westman et al.,2005),可以更好地應對工作中的各項要求,其工作投入將會相應提高(Bakker et al.,2007;Schaufeli&Salanova,2007)。基于此,我們提出以下假設。

假設3：員工生活幸福感在配偶情緒智力與員工工作投入之間起到中介作用。

1.4 員工性別的調節作用

基于情緒智力的性別差異,結合社會性別角色理論(Eagly et al.,2000),本文提出,員工性別會調節配偶情緒智力和員工生活幸福感之間的關系。

社會性別角色理論是理解性別差異的重要理論框架(Eagly,1987),尤其是理解與個體特質相關的性別差異(Grijalva et al.,2015)。該理論的核心是：社會對于性別角色有不同的預期和認知,正是社會對于性別差異(包含心理差異和行為差異)的預期和認知構成了性別角色(Eagly et al.,2000)。例如,“男主外,女主內”的勞動分工(Leung,2003,p.360)就充分體現了社會對男女性別角色的不同預期和認知。在情緒表達和情緒管理上,社會規范對男性和女性也有不同的期待(Brackett et al.,2005),形成了不同的情緒規范(Lively,2013)。相比于男性,雖然女性更傾向于表達和發泄自己的情緒感受(Huang et al.,2019),但是由于女性通常被期望承擔更多家庭關懷的角色(Grandey &Krannitz,2016;Heilman&Okimoto,2007;Lively,2013;Pierce,1996),因此,在性別社會化過程中,女性會逐漸學會如何應對人際交往中的情緒需求(Purvanova &Muros,2010),在家庭生活中進行更多的情緒調節,包括抑制自己的消極情緒、表達更多的積極情緒(Grandey &Krannitz,2016;Lively,2013)。這也體現了情緒智力的性別差異——女性的情緒智力水平會顯著高于男性(元分析,見Joseph &Newman,2010)。基于此,在家庭生活中,員工性別可能會影響配偶情緒智力對員工生活幸福感的作用。

具體而言,本文預期,當員工為男性時,配偶情緒智力對其生活幸福感的正向影響更強。一方面,與女性員工相比,男性員工的情緒智力水平相對較低(Joseph &Newman,2010)。這意味著,男性員工在工作外的資源恢復過程中,更需要女性配偶在情緒理解和情緒管理等方面給予更多的支持。另一方面,因為女性情緒智力水平相對更高(Joseph &Newman,2010),所以具有更強的情緒察覺和情緒管理的技能(Purvanova &Muros,2010),能有效應對更強的社會性別角色期待。當男性員工的配偶感受到這樣的情緒要求和情緒期待時,通常會表現出更多與社會期待相符的情緒管理行為,為男性員工營造輕松的家庭氛圍,提供高質量的家庭生活。綜上,男性員工更需要配偶給予情緒方面的社會性支持,并且男性員工的配偶會因為更強的角色期待而承擔起家庭關懷的角色,這會讓男性員工配偶的情緒智力的正面效應得以放大。基于此,對男性員工來說,配偶的情緒智力會對員工生活幸福感有更強的影響。

反之,當員工為女性時,配偶情緒智力對其生活幸福感的正向影響更弱。一方面,女性員工因為自身有更高的情緒智力水平(Joseph &Newman,2010),很可能不需要男性配偶在情緒理解和情緒管理等方面給予更多的支持。另一方面,社會(包括女性員工)對男性的情緒要求和角色期待更低,且男性的情緒智力水平更低。因此,女性員工的配偶不太會在家庭生活中展現出積極的情緒調節和情緒管理行為。基于此,對女性員工來說,配偶情緒智力對員工生活幸福感的影響會更弱。據此,本文提出如下假設。

假設4：員工性別調節了配偶情緒智力與員工生活幸福感之間的關系。具體而言,當員工為男性(而非女性)時,配偶情緒智力對員工生活幸福感的正向影響相對較強。

基于上述假設,本文進一步提出整合后的第一階段被調節的中介模型,即配偶情緒智力通過員工生活幸福感進而影響員工工作投入的間接效應的大小取決于員工性別的調節作用。一方面,對男性員工來說,他們更需要高情緒智力的配偶在工作外的資源恢復過程中幫助其恢復情感資源和心理資源,提升生活幸福感;另一方面男性員工的配偶面對更多的社會角色期待和情緒規范(Eagly et al.,2000;Lively,2013),會表現出更多情緒管理行為,為員工提供情緒方面的社會性支持,從而提升員工生活幸福感。在這種情況下,男性員工的配偶情緒智力會對他們的生活幸福感產生相對更強的正向影響,并進一步跨領域影響到男性員工工作投入。相反,當員工為女性時,她們對配偶情緒管理行為的需求更低,且女性員工的配偶面對更低的社會角色期待,給予更少情緒方面的社會支持。基于此,女性員工的配偶情緒智力通過影響她們生活幸福感,從而影響女性員工工作投入的可能性相對更低。綜上所述,本文提出如下假設。

假設5：員工性別調節了員工生活幸福感對配偶情緒智力和員工工作投入之間關系的中介作用。具體而言,當員工為男性(而非女性)時,這一中介作用相對較強。

本文理論模型如下圖1 所示。

圖1 理論假設模型

2 研究1：銀行員工及其配偶問卷調查

2.1 研究方法

研究1 樣本來自于國內北方某大型銀行。研究得到銀行領導的大力支持和配合。研究者委托銀行人力資源部門通過郵件給所有全職人員發送了研究參與邀請。考慮到本研究的研究目的,只有已婚且共同居住的異性夫妻符合本次調研需求。因此,129 名報名員工(占全部報名員工的28.7%)納入本次研究。除了邀請銀行的員工,我們同時邀請其配偶參與問卷調研。調研前,在銀行人力資源部門的支持下,研究者邀請所有參與員工及其配偶參與面對面的動員大會,說明研究的重要性和具體流程;為了激發員工及其配偶對學術研究的支持,研究者同期舉辦了與本研究內容無關的講座。為了降低共同方法偏差(common method bias,Podsakoff et al.,2003)的影響,我們共進行了兩次問卷調查,間隔時間為兩周,并且每次調查均向上述所有報名員工及其配偶發放相關問卷。

銀行員工調研方式為現場問卷,研究者在填寫問卷前向被試承諾數據的保密性,講解相應的填寫規則,并強調數據真實性對研究的影響。研究者提前準備好問卷,帶到公司進行現場發放,并在被試填完以后當場回收裝箱。員工配偶調研方式為在線網絡調研。研究者通過手機微信發送問卷鏈接,被試登陸鏈接填寫問卷。如果沒有收到配偶的問卷,我們會發信息提醒。

在時間點1,報名的全部員工及其配偶雙方均被邀請填寫人口統計學信息和個人情緒智力量表,其中126 名員工以及配偶填寫了本次問卷;在時間點2,報名的全部員工被邀請填寫生活幸福感和工作投入量表,其中126 名員工填寫了本次問卷。針對這3 名未填寫時間點2 問卷的員工,其中1 名員工也未填寫時間點1 問卷。

將兩次員工問卷和一次配偶問卷進行匹配,最后共有124 對配偶(即124 名銀行員工及對應的124名配偶)納入最終的研究分析。針對員工樣本,女性占比 76.6%,獲得本科及以上學位的員工占比88.7%,平均年齡為28.9 歲(=3.0),平均工齡為6.3 年(=3.4),且62.9%的員工為銀行綜合柜員,余下37.1%為銀行各部門部員、客戶經理或業務經理等。針對配偶樣本,女性占比23.4%,獲得本科及以上學位的員工配偶占比 71.8%,平均年齡為30.1 歲(=3.0),平均工齡為5.9 年(=3.4),且多數(96.8%)配偶為全職工作。

所有的問卷均使用中文。情緒智力和員工生活幸福感的測量采用量表開發者所提供的中文版本,員工工作投入量表則按照翻譯和回譯的流程進行翻譯(Brislin,1970)。

配偶情緒智力：研究1 使用Wong 和Law (2002)開發的16 個題目的量表來測量配偶情緒智力。該量表分為4 個維度,分別是自我情緒評價(“我很了解自己的情緒”)、他人情緒評價(“我觀察別人情緒的能力很強”)、自我情緒調節(“我很能控制自己的情緒”)和運用情緒(“我是一個能鼓勵自己的人”)。問卷采用7 點李克特量表(1=非常不同意;7=非常同意)。研究1 中,其內部一致性系數為0.78。

員工生活幸福感：研究1 使用Zheng 等人(2015)基于中國情景開發的6 個題目的量表來測量員工生活幸福感,該量表被鄭曉明和劉鑫(2016)使用過。示例題目為“我的生活狀況良好”。問卷采用7 點李克特量表(1=非常不同意;7=非常同意)。研究1中,其內部一致性系數為0.91。

員工工作投入：研究1 使用Schaufeli 等人(2006)開發的9 個題目的簡版量表來測量員工工作投入。代表性題目為“我沉浸于我的工作當中”和“我在工作時會達到忘我的境界”。問卷采用7 點李克特量表(1=從來沒有;7=每天都有)。研究1 中,其內部一致性系數為0.89。

控制變量：(1)員工情緒智力。雖然研究關注配偶情緒智力的人際間影響,但考慮到員工情緒智力對員工自身生活幸福感和工作投入的影響(Bastian et al.,2005;Gohm et al.,2005;Matthews et al.,2006),我們在模型中控制員工情緒智力的作用。員工情緒智力的測量仍使用Wong 和Law 開發的16個題目的自評量表。在該研究中,其內部一致性系數為0.86。(2)員工和配偶人口統計學特征,包含年齡、教育程度和工齡。

2.2 研究結果

研究1 中所涉及變量的均值、標準差、相關系數和內部一致性系數如表1 所示。數據結果如預期方向,配偶情緒智力與員工生活幸福感正相關(=0.27,0.002);員工生活幸福感與員工工作投入(=0.46,＜ 0.001)正相關。

此外,為了排除共同方法偏差(Podsakoff et al.,2003)的干擾,研究1 采用了Harman 單因素檢驗方法(Malhotra et al.,2006;周浩,龍立榮,2004)對數據進行了檢驗。我們對配偶情緒智力、員工生活幸福感和員工工作投入的合計31 個題目進行探索性因素分析,運用SPSS 20,固定抽取一個因素。該因子僅解釋23.11%的變異(＜ 50%),表明共同方法偏差在可接受范圍內。

最后,研究1 運用Mplus 7.4 進行了驗證性因子分析,考察配偶情緒智力、員工生活幸福感和員工工作投入之間的區分效度。考慮到樣本量較小,而測量的題目數量較多,為了不影響擬合指數的有效性,我們遵循以往研究的處理方式,用配偶情緒智力的4 個分維度以及員工工作投入的3 個分維度作為其觀察指標(Williams et al.,2009)。結果表示,觀測數據與假設預期模型(三因子模型)之間擬合度相對最好,χ(63)=85.28,RMSEA=0.05,CFI=0.97,TLI=0.96;其他兩種替代模型的擬合指數顯著變差：二因子模型(員工生活幸福感和和員工工作投入并入一個因子),χ(64)=217.74,RMSEA=0.14,CFI=0.80,TLI=0.75,Δχ=132.46,Δ=1,＜ 0.001;單因子模型,χ(65)=232.58,RMSEA=0.14,CFI=0.78,TLI=0.73,Δχ=147.30,Δ=2,＜ 0.001。上述結果表明配偶情緒智力、員工生活幸福感和員工工作投入等3 個變量之間有非常好的區分效度。

研究1 運用SPSS 20 對假設模型進行檢驗。假設1 提出控制員工個體情緒智力后,配偶情緒智力與員工生活幸福感呈現正相關關系。表2 中回歸模型2 的結果顯示,配偶情緒智力對員工生活幸福感的正向影響顯著(=0.51,0.004)。因此,假設1得到支持。

假設2 提出員工生活幸福感與員工工作投入呈現正相關關系。表2 中回歸模型6 的結果顯示,員工生活幸福感對員工工作投入的正向影響顯著(=0.44,＜ 0.001);模型7 的結果顯示,在控制了配偶情緒智力和員工性別后,員工生活幸福感對員工工作投入的正向影響顯著(=0.45,＜ 0.001)。因此,假設2 得到支持。

假設3 提出了員工生活幸福感在配偶情緒智力與員工工作投入之間的中介作用。考慮到本文未假設配偶情緒智力與員工工作投入之間的主效應,因此直接對間接效應進行分析。按照 Preacher 和Hayes (2008)的建議,使用Hayes (2013)提供SPSS Process 插件(版本為2.16) (選擇模型4),研究1 使用偏差糾正的Bootstrap 方法進行中介效應檢驗。樣本量選擇5,000,在偏差糾正的95%的置信區間下,若結果未包含0,則中介效果成立。結果表明,在偏差糾正的95%的置信區間下,中介的結果未包含0 (LLCI=0.07,ULCI=0.46),表明員工生活幸福感在配偶情緒智力與員工工作投入的關系上的中介效應顯著,中介效應為0.23。因此,假設3 成立。此外,結果顯示,在偏差糾正的95%的置信區間下,直接效應的結果包含0 (LLCI=-0.42,ULCI=0.21),直接效應為-0.11,表明配偶情緒智力與員工工作投入之間不存在顯著的直接效應。

假設4 提出員工性別調節了配偶情緒智力與員工生活幸福感之間的關系。為了更加準確地檢驗這一假設,研究1 遵照Aiken 和West (1991)的建議,對相關變量進行了標準化,以減小多重共線性的問題。考慮到員工性別為兩個水平的類別變量,因此用一個虛擬變量表示,并將標準化處理后的自變量和調節變量相乘來構造乘積項。表2 中模型3 的結果顯示,乘積項顯著(=0.47,=0.031),即調節效應存在。此外,為了更好理解結果,交互效應圖如圖2 所示,簡單斜率檢驗(simple slope test)的結果表明：當員工為男性(取值1)時,配偶情緒智力對員工生活幸福感的正向影響加強(=0.77,0.001);當員工為女性(取值0)時,配偶情緒智力對生活員工幸福感的影響不顯著(=0.31,=0.120)。結果說明當員工為男性,其配偶(女性)情緒智力對其生活幸福感的正向影響更強。因此,假設4 得到支持。

圖2 員工性別對配偶情緒智力和員工生活幸福感關系的調節作用(研究1)

假設5 提出了第一階段被調節的中介效應。研究1 根據bootstrap 方法,運用Hayes (2013)提供的SPSS Process 插件(版本為2.16) (選擇模型7),在研究樣本量設定為5,000 時,計算在調節變量不同取值情況下的間接效應,即當員工為男性和當員工為女性時的間接效應。假設提出員工性別調節了員工生活幸福感對配偶情緒智力和員工工作投入之間關系的中介作用。當員工為男性時,間接效應顯著,在偏差糾正的95%的置信區間下,被調節的中介結果系數未包含0 (LLCI=0.24,ULCI=0.95),且間接效應為0.52。當員工為女性時,間接效應不顯著,在偏差糾正的95%的置信區間下,被調節的中介結果系數包含0 (LLCI=-0.04,ULCI=0.38),且間接效應為0.14。總結而言,結果顯示當員工為男性時,員工更容易受到配偶情緒智力的影響,并進一步影響到員工工作投入,假設5 得到支持。

2.3 討論

通過對124 名銀行員工及其配偶的兩個時間點的問卷數據調研,研究1 發現了配偶情緒智力可以通過提升員工生活幸福感,從而影響員工工作投入;并且員工性別的調節作用也得到了驗證。但研究1仍然存在一些局限。第一,研究1 的數據仍然受到橫截面數據的影響。盡管研究1 采用了兩個時間點的多來源的數據,但員工生活幸福感和員工工作投入都在同一時間點由員工自評(即中介變量和結果變量在相同時間點測量,且數據來源一致),因此無法嚴謹地檢驗員工生活幸福感和工作投入之間的關系。未來研究可以考慮采用更為嚴謹的設計,如在3 個時間點收集數據。第二,一些重要的控制變量并未納入到模型中。例如,研究表明,員工工作特征會對員工工作投入產生影響(Van den Broeck et al.,2008);除了員工自身情緒智力外,員工的直接領導的情緒智力對員工的工作結果也存在重要的人際間影響(容琰 等,2015;Wong &Law,2002;余瓊,袁登華,2008),并且工作團隊中同事之間的情緒智力構成也對團隊結果有著重要影響(Paik et al.,2019),因此在檢驗假設效應時,有必要加入上述這些重要的控制變量。第三,可以考慮在新的行業收集新的樣本數據。新的樣本不僅可以解決研究1的員工樣本中女性占比更多(76.6%)的問題,同時還可以彌補單一樣本的局限,增強了研究結論的外部效度。基于上述考慮,研究2 將采用更為嚴謹的研究設計,彌補研究1 的上述局限,進一步檢驗假設模型。

3 研究2：互聯網企業員工及其配偶問卷調查

3.1 研究方法

研究2 樣本來自于國內南方某冷凍食品供應鏈的電商公司。研究得到公司領導的大力支持和配合。研究者委托公司人力資源部門向已婚員工發送了研究參與邀請,并委托已婚員工邀請其配偶參與調研。同時,研究者說明了研究的重要性和后續流程,并對研究結果承諾保密。所有夫妻均為共同居住的異性夫妻。員工來自多個部門,例如直營部(負責App 推廣)、采購部、人力資源部和配送中心。為了降低共同方法偏差的影響,我們共進行了3 次問卷調查,每次間隔時間為1 個月。所有問卷均為電子問卷,使用問卷星完成。研究者通過手機微信發送問卷鏈接,被試登陸鏈接填寫問卷。

在時間點1,報名的配偶被邀請填寫人口統計學信息(即年齡、教育程度和工齡)和評價個人情緒智力,合計80 名配偶完成本次問卷;員工被邀請評價個人情緒智力、直接領導情緒智力、同事情緒智力、以及工作特征(工作要求和工作控制),合計80 名員工完成本次問卷。在時間點2,員工被邀請評價生活幸福感,合計78 名員工完成本次問卷。在時間點3,員工被邀請評價個人工作投入,合計73名員工完成本次問卷。員工個人人口統計學信息(即性別、年齡、教育程度和工齡)由公司人力資源部門提供。

將3 次員工問卷和1 次配偶問卷進行匹配,最后共有73 對配偶(即73 名員工及對應的73 名配偶)的數據納入最終的研究分析。針對員工樣本,男性占比 72.6%,獲得專科及以上學位的員工占比68.5%,平均年齡為33.3 歲(=5.4),平均工作時間為2.2 年(=1.3)。針對配偶樣本,男性占比27.4%,獲得專科及以上學位的員工配偶占比68.5%,平均年齡為32.7 歲(=6.1),平均工作時間為6.5 年(=5.1),且多數(83.6%)配偶為全職工作。

配偶情緒智力：使用量表與研究1 一致。在研究2 中,其內部一致性系數為0.94。

員工生活幸福感：使用量表與研究1 一致。在研究2 中,其內部一致性系數為0.92。

員工工作投入：使用量表與研究1 一致。在研究2 中,其內部一致性系數為0.96。

控制變量：(1)與研究1 一致,研究2 控制員工情緒智力,員工和配偶的人口統計學特征,包含年齡、教育程度和工齡。員工情緒智力使用量表與研究1 一致。在研究2 中,其內部一致性系數為0.92。(2)研究2 進一步控制直接領導的情緒智力和同事整體的情緒智力。以往文獻指出,直接領導的情緒智力對員工的工作結果也存在重要的人際間影響(容琰 等,2015;Wong &Law,2002;余瓊,袁登華,2008),并且工作團隊中同事的情緒智力構成也對團隊結果有著重要影響(Paik et al.,2019)。因此本研究在模型中控制員工的直接領導和同事的情緒智力的作用。直接領導和同事整體的情緒智力由員工進行評價,測量仍然使用Wong 和Law 開發的16個題目的量表。在研究2 中,其內部一致性系數分別為0.98 和0.98。(3)鑒于員工工作特征會對員工結果產生影響(Van den Broeck et al.,2008),因此本研究在模型中控制員工評價的工作要求和工作控制的作用。工作要求(5 個題目)和工作控制(6 個題目)的測量使用Karasek 等(1998)開發和方偉(2008)翻譯的量表。在研究2 中,其內部一致性系數分別為0.83 和0.94。

3.2 研究結果

研究2 中所涉及變量的均值、標準差、相關系數和內部一致性系數如表3 所示。數據結果與預期一致,配偶情緒智力與員工生活幸福感正相關(=0.44,0.001);員工生活幸福感與員工工作投入(=0.35,=0.002)正相關。

研究2 與研究1 方法一致,采用了Harman 單因素檢驗方法對配偶情緒智力、員工生活幸福感和員工工作投入的合計31 個題目進行探索性因素分析,運用SPSS 20,固定抽取一個因素。該因子僅解釋34.95%的變異(＜ 50%)。這表明共同方法偏差在可接受范圍內。

研究2 運用Mplus 7.4 進行了驗證性因子分析,與研究1 方法一致。結果表明,觀測數據與假設預期模型(三因子模型)之間擬合度相對最好,χ(63)=106.16,RMSEA=0.097,CFI=0.94,TLI=0.93;其他兩種替代模型的擬合指數顯著變差：二因子模型(員工生活幸福感和和員工工作投入并入一個因子),χ(64)=362.70,RMSEA=0.25,CFI=0.61,TLI=0.53,Δχ=256.54,Δ=1,＜ 0.001;單因子模型,χ(66)=492.52,RMSEA=0.30,CFI=0.44,TLI=0.34,Δχ=386.36,Δ=2,＜ 0.001。上述結果表明配偶情緒智力、員工生活幸福感和員工工作投入等3 個變量之間有非常好的區分效度。

我們運用SPSS 20 對假設模型進行檢驗。針對假設1,表4 中回歸模型2 的結果顯示,配偶情緒智力對員工生活幸福感的正向影響顯著(=0.55,0.001)。因此,假設1 得到支持。

針對假設2,表4 中回歸模型6 的結果顯示,員工生活幸福感對員工工作投入的正向影響顯著(=0.24,=0.017);模型7 的結果顯示,在控制了配偶情緒智力和員工性別后,員工生活幸福感對員工工作投入的正向影響顯著(=0.23,=0.033)。因此,假設2 得到支持。

針對假設3,與研究1 方法一致,研究2 使用偏差糾正的Bootstrap 方法進行中介效應檢驗,樣本量選擇5 000,在偏差糾正的95%的置信區間下,中介的結果未包含0 (LLCI=0.01,ULCI=0.33),表明員工生活幸福感在配偶情緒智力與員工工作投入的關系上中介效應顯著,中介效應為0.13。因此,假設3 成立。此外,結果顯示,在偏差糾正的95%的置信區間下,直接效應的結果包含0 (LLCI=-0.35,ULCI=0.20),直接效應為-0.07,表明配偶情緒智力與員工工作投入之間不存在顯著的直接效應。

針對假設4,表4 中模型3 的結果顯示,乘積項顯著(=0.96,=0.024),即調節效應存在。此外,為了更好理解結果,交互效應圖如圖3 所示,簡單斜率檢驗的結果表明：當員工為男性(取值1)時,配偶情緒智力對員工生活幸福感的正向影響加強(=0.72,＜ 0.001);當員工為女性(取值0)時,配偶情緒智力對生活員工幸福感的影響不顯著(=-0.24,=0.522)。因此,假設4 得到支持。

圖3 員工性別對配偶情緒智力和員工生活幸福感關系的調節作用(研究2)

針對假設5,研究2 與研究1 方法一致。當員工為男性時,間接效應顯著,在偏差糾正的95%的置信區間下,被調節的中介結果系數未包含 0(LLCI=0.02,ULCI=0.44),且間接效應值為0.20。當員工為女性時,間接效應不顯著,在偏差糾正的95%的置信區間下,被調節的中介結果系數包含0(LLCI=-0.35,ULCI=0.11),且間接效應為-0.07。因此,假設5 得到支持。

4 總討論

4.1 理論貢獻

本文探索了配偶情緒智力對員工工作投入的跨領域的人際間影響作用。基于努力-恢復模型視角和情緒智力文獻,本文提出：配偶的高情緒智力作為配偶自身的關鍵性資源,能夠幫助配偶在與員工的社會交往中產生積極的人際間影響,幫助員工恢復資源,通過提升員工生活幸福感,從而促進員工工作投入。此外,通過整合情緒智力性別差異和社會性別角色理論,本文進一步討論了員工性別的調節作用。通過兩個子研究,本文對假設模型進行了檢驗。所有假設都得到了支持。上述研究結果的理論貢獻有如下四點。

首先,本文關注配偶情緒智力對員工工作投入的影響,拓展了情緒智力跨領域的人際間影響的相關研究。以往情緒智力研究多集中在工作領域,例如,關注員工個體本身情緒智力和領導情緒智力對員工結果的影響(Wong &Law,2002;余瓊,袁登華,2008;唐春勇,潘妍,2010;張輝華,凌文輇,2008),而忽視了情緒智力跨領域的人際間影響。本文將視野拓寬到親密關系中的配偶情緒智力,回應了Goleman (2016)的號召。在控制了員工自身情緒智力影響(研究1 和研究2),以及員工的直接領導和同事的情緒智力影響(研究2)后,本文發現了配偶情緒智力的影響的確能夠擴展到工作領域——影響員工工作投入。這充分說明了相比于員工個人情緒智力和工作場所中相關者(包括領導和同事)的情緒智力,家庭領域的配偶情緒智力在影響員工工作方面的重要價值。此外,本文引入家庭對工作的影響視角(即跨領域效應),這和近期組織行為學的研究方向一致,即將家庭科學研究引入到管理實踐中(Jaskiewicz et al.,2017),也回應了工作-家庭文獻的號召(Rothbard &Wilk,2011),即以往文獻傾向強調工作如何影響家庭,而本文則進一步深入了解家庭(即家庭中配偶情緒智力這一個體特征)如何影響員工在工作領域中的結果。

其次,基于努力-恢復模型視角和情緒智力文獻,本文發現了員工生活幸福感的重要中介作用,解釋了配偶情緒智力如何影響員工工作投入這一重要的機制問題,揭示了二者關系的“黑匣”。研究發現：配偶情緒智力通過員工生活幸福感對員工工作投入產生間接影響。配偶情緒智力是一種關鍵性資源,對其社會交往有正向影響(Halbesleben et al.,2014;Liu et al.,2008;Winkel et al.,2011)。如果配偶有較高的情緒智力,則可以在家庭活動中,從預恢復、被動恢復和主動恢復這三個資源恢復階段發揮作用,避免員工資源的進一步消耗和帶來員工資源的補充,從而提升員工生活幸福感,并進一步促使員工以更好的狀態投入到工作中。上述結果表明,情緒智力的確是社會交往方面的關鍵性資源(Westman et al.,2005),配偶情緒智力在夫妻關系中存在積極的人際間影響。

第三,基于情緒智力的性別角色差異和社會角色理論,本文證實了員工性別的調節作用。研究結果表明,員工性別會調節配偶情緒智力對員工生活幸福感的正向影響,并同時調節配偶情緒智力通過生活幸福感影響到員工工作投入的間接效應。這與以往發現情緒智力文獻中存在的性別差異的結果一致,例如性別能調節情緒智力對婚姻質量(Zeidner et al.,2013)以及個體心理健康(Salguero et al.,2012)的影響。因此,我們的研究再次證明了情緒智力的人際間影響的性別差異,更清晰地展示出配偶情緒智力影響在不同條件下的作用差異,充分說明了男性員工的配偶擁有高情緒智力的重要性。在中國情境下,上述結果也在一定程度上證實了社會對于女性“賢內助”的角色期待。

最后,研究結果對工作投入文獻的前因變量研究進行了補充和拓展,證實了家庭領域的非工作因素對員工工作投入的影響。提升員工工作投入對現代企業的發展和成功極為重要(Schneider et al.,2018)。鑒于員工工作投入在各方面的積極作用,學者對它的前因進行了大量研究(Bakker et al.,2014;Byrne et al.,2016),主要關注工作特征、個人特征和工作經歷等方面的影響。然而,現有工作投入的研究忽視了那些會對個體在工作中的感受和行為(包括工作投入)產生重要影響的非工作領域的因素(Sonnentag,2003)。本研究則對此進行了探討,表明配偶情緒智力是工作投入的重要前因指標,為提升員工工作投入提供了新的思路。

4.2 實踐啟示

員工工作投入歷來是企業管理的重點。但從實踐的角度來看,企業往往只關注到工作因素或員工自身因素對工作投入的影響,卻往往忽略了員工背后家庭因素的影響。因此,本文從家庭因素對員工的跨領域影響出發,考察配偶情緒智力對員工工作投入的作用,為管理者帶來新的啟示。

首先,在實踐中,員工和企業不僅應該關注員工個人本身的情緒智力和工作場所中其他人(包括領導和同事)的情緒智力,也應該關注已婚員工的配偶情緒智力對員工工作投入的影響。從配偶情緒智力入手,一方面,能夠提升員工生活幸福感,這是企業追求的目標之一;另一方面,也能夠進一步提升員工工作投入,這可以為企業的成功奠定基礎。

其次,以往研究已證實：個體的情緒智力能夠通過培訓或干預措施得到提升(Elfenbein,2006;Guilford,1929;Kotsou et al.,2011)。因此,在條件允許的情況下,公司可以考慮將員工的配偶情緒智力提升納入到管理實踐中,如員工援助計劃(employee assistance program,EAP),或通過其他人力資源培訓計劃、員工家庭關愛計劃或措施,提升其配偶情緒智力。事實上,這與現今管理實踐的思路是一致的。例如,員工援助計劃自提出以來,其服務范圍除員工工作和健康外,也包括員工生活(即員工的家庭和婚姻) (Arthur,2000);如中國石油員工援助計劃對員工家屬提供服務,中國最大的離岸外包軟件供應商東軟集團股份有限公司也將家屬納入到企業培訓體系。具體的實現措施可以是邀請員工配偶共同參與情緒智力培訓課程,為員工夫妻雙方都提供在線情緒智力干預課程等。

最后,公司和員工應該注意：對男性員工而言,其配偶情緒智力有更強的正向作用。所以,一些公司應該尤其關注男性員工的配偶情緒智力水平,特別是需要加班且男性員工較多的高科技公司。提升他們配偶的情緒智力,有利于提升公司員工的生活幸福感和在工作中的工作投入,實現員工和組織的雙贏。

4.3 研究局限與未來展望

本研究也存在如下局限。第一,研究關系的因果性無法保證。盡管本文通過兩個研究對假設模型進行了檢驗。其中,研究1 是124 名銀行員工及其配偶的兩個時間點的問卷調查數據,研究2 是73名互聯網企業員工及其配偶的3 個時間點的問卷調查數據。多研究的設計使得研究結果得到了相互驗證(triangulation) (Mathison,1988),研究結論也更為可靠。同時,兩個樣本來自不同行業,增加了研究的外部效度。但值得注意的是,兩個研究均為問卷調研,樣本量也比較小,因此未來研究可以進一步擴大研究樣本,或采用更為嚴謹的研究設計(例如,縱向研究),進一步對假設模型進行檢驗,以確定研究的因果性。如果在多個時間點對相同變量進行測量,未來研究還可以考慮采用動態的視角(Li et al.,2014;Li et al.,2019)探索情緒智力對生活幸福感和工作投入之間的相互影響,從而對情緒智力的文獻做出貢獻。此外,本研究的重點是配偶情緒智力對員工工作投入的影響,所以并未考慮配偶的工作情況。但未來的研究可以進一步關注雙職工家庭中的夫妻配偶,運用主客體互倚模型,進一步確定配偶之間情緒智力的交叉影響。

第二,研究中對情緒智力的測量采用自評的方法。盡管量表在國內的適用性已經得到廣泛的驗證(唐春勇,潘妍,2010;余瓊,袁登華,2008;張輝華,黃婷婷,2015;張輝華,王輝,2011),但是關于情緒智力測量的方法歷來存在爭論。自評方法的使用是基于個人能夠準確評價自己的假設,但個體也可能會高估自己的情緒智力(Dunning et al.,2004;Sheldon et al.,2014)。因此,部分學者希望使用基于具體任務表現的方法去測量真實的情緒智力(Mayer et al.,2008)。例如,未來學者可以使用MSCEIT (Mayer,2002)去測量配偶情緒智力,進一步驗證配偶情緒智力對員工生活幸福感和員工工作投入的影響。但值得注意的是,MSCEIT 是基于西方文化并使用美國樣本開發,并且題目較多,難以在企業中進行調研。因此,未來情緒智力的研究有必要進一步驗證MSCEIT 跨文化適用性,并且基于東方文化基礎改編或開發適合中國樣本的情緒智力量表。

第三,未來研究可以深入探索配偶情緒智力對員工工作投入跨領域影響的機制。一方面,從情緒智力文獻出發,我們只檢驗了員工生活幸福感在配偶情緒智力和員工工作投入關系之間的中介作用,但有可能存在其他的影響機制。例如,未來研究可以進一步探索家庭工作沖突(family-work conflict)的中介作用。在家庭交往中,高情緒智力的配偶可以通過給與員工更多的情感支持,降低家庭和工作沖突,從而提升員工工作投入。另一方面,本研究提出了配偶情緒智力作為配偶的關鍵性資源,能夠影響員工生活幸福感。未來研究可以進一步打開配偶情緒智力和員工生活幸福感關系的“黑匣”,如探究高情緒智力的配偶如何使用具體的情緒調節策略來提升員工生活幸福感。根據情緒調節的對象不同(Gross &Thompson,2007),可以進一步區分配偶可采取的人際內的情緒調節策略,如認知再評或情緒抑制(Gross,1998);以及人際間的情緒調節策略,如傾聽等(Niven et al.,2012)。

第四,從研究結果出發,本研究說明配偶會對員工工作投入產生跨領域的影響。未來研究還可以進一步拓展配偶情緒智力影響的員工工作相關的結果變量。鑒于以往研究已經發現生活幸福感極可能影響員工離職傾向(Ghiselli et al.,2001;Lambert et al.,2010)、角色內績效和角色外績效(Jones,2006),因此配偶情緒智力極可能通過影響員工生活幸福感而進一步提升上述關鍵工作結果。

第五,本文發現了員工性別的調節作用。未來研究還可以進一步探索配偶情緒智力-員工生活幸福感關系的其他邊界條件(例如,員工情緒智力)。通過對研究1 的數據進行進一步分析發現,配偶情緒智力和和員工情緒智力的交互項與員工生活幸福感之間的關系呈邊緣顯著(=-0.18,=0.096)。但研究2 的結果并未發現員工情緒智力的調節作用。因此,現有研究結果不能充分支持員工情緒智力的調節作用。未來研究可以進一步擴大樣本量,對員工情緒智力的調節作用進行檢驗,以增加對多種情緒智力的交互效應的認識和理解。

第六,目前研究的結果初步體現了配偶情緒智力和員工自身情緒智力對員工生活幸福感的影響,未來研究可以對此進行更深入的挖掘。研究結果顯示,對員工生活幸福感進行預測時,在研究1 當中,員工情緒智力與員工生活幸福感之間無顯著關系(=0.16,0.233),而配偶情緒智力與員工生活幸福感之間呈顯著正相關(=0.51,=0.004);在研究2 當中,員工情緒智力與員工生活幸福感之間無顯著關系(=-0.09,0.703),而配偶情緒智力與員工生活幸福感之間呈顯著正相關(=0.55,=0.001)。這說明員工自身情緒智力的人際內的影響是復雜的,積極效應和消極效應可能共存。近幾年來,學者也開始探討情緒智力潛在的負面效應——對個體自身身心健康的傷害(Bechtoldt &Schneider,2016;孫建群 等,2019),并指出自我損耗可能是導致人際內負面效應的原因之一。因為高情緒智力的員工個體在調節自身情緒時會消耗一定的心理資源,所以員工情緒智力與員工生活幸福感之間并不存在必然的正相關關系,這與本研究的結果一致。但高情緒智力的配偶盡管調節自身情緒和員工情緒的過程消耗了一定的心理資源,但在人際交往中,則應對和滿足了家庭生活中情緒方面的需求,從而提升員工生活幸福感,呈現出正向的人際間影響。未來研究可以進一步對上述問題進行探究,檢驗自我損耗在其中的中介作用。

5 結論

本文檢驗了配偶情緒智力跨領域的人際間效應。具體而言,本文探索了員工生活幸福感在配偶情緒智力和員工工作投入之間的中介作用,以及員工性別的調節作用。通過對兩個員工-配偶配對問卷調研數據的深入分析,結果表明：配偶情緒智力與員工生活幸福感之間呈現正相關關系;員工生活幸福感與員工工作投入之間呈現正相關關系;員工生活幸福感中介了配偶情緒智力對員工工作投入的影響;員工性別調節了配偶情緒智力和員工生活幸福感之間的關系,以及員工生活幸福感對配偶情緒智力與員工工作投入之間的中介作用。當員工為男性時,配偶情緒智力對該員工生活幸福感的正向影響相對較強,配偶情緒智力通過員工生活幸福感影響員工工作投入的間接效應也相對較強。通過本文可以發現,員工工作投入在一定程度上由其配偶的情緒智力所影響。因此,在提升員工工作投入的過程中,理應關注到員工配偶(尤其是男性員工配偶)情緒智力對其工作投入的重要影響。