情緒智力對員工職場發展滿意度的影響研究

摘"要：文章以企業員工作為研究對象，將員工情緒智力作為文章的自變量，職場發展滿意度為因變量，探討情緒智力對職場發展滿意度的影響。實證研究結果表明，員工的情緒智力對職場發展滿意度有顯著的正向影響，并據此提出合理的建議。

關鍵詞：情緒智力；職場發展；滿意度

中圖分類號：F272.92"""文獻標識碼：A"文章編號：1005-6432（2025）01-0106-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2025.01.026

1"引言

隨著全球經濟、社會生產力和科學技術的快速發展，現代世界人力資本的重要性越發凸顯。企業員工作為人力資本的重要組成部分，長期在企業生產經營活動中創造價值，為企業謀求利益。

為有效實現企業的長遠戰略目標，企業人力資源管理者把滿足員工個性化需求作為重點管理內容，更關注員工本身個性特質、能力水平及未來可能的發展情況，這需要企業采用與之相適應的先進人力資源管理形式方法。

已有研究表明，情緒智力在工作環境中發揮著重要作用，對員工的影響主要是減輕員工的職業壓力、工作倦怠、增強員工的職場發展滿意度等（Baron，1997；趙國杰，2019；周艷等，2022），情緒智力作為個體人格變量對職場發展滿意度具有較好的預測作用（Omar等，2012；Parikshit等，2015；Zhongming等，2015；蔡彬彬，2020；王凌雯，2023）。

文章以企業員工作為研究對象，將員工情緒智力作為文章的自變量，職場發展滿意度為因變量，探討情緒智力對職場發展滿意度的影響。

在國內外已有研究的基礎上，通過成熟量表設計問卷并進行線上發放，來收集相關數據，展開檢驗與分析。文章為企業往后培訓與開發員工的情緒智力、如何提高員工的職場滿意度提供較可靠的資料依據，推動我國中小型企業發展。

2"實證分析

2.1"描述性統計

文章選取紹興市中小企業員工為研究對象進行情緒智力和職場發展滿意度的相關調查，線上發放問卷共計242份，回收問卷共計223份，回收率為92.15%，其中，有效問卷213份，有效問卷比率為95.52%。

針對被調查者的性別、年齡等基本情況的描述性統計如表1所示。從213個有效樣本中，可以獲得以下信息。

第一，性別維度。問卷中性別樣本均衡，男性有117人，占總樣本55%；女性有96人，占總樣本45%。男女樣本比例近似為1.2∶1。

第二，年齡維度。問卷中30歲以下和31～40歲樣本最多，為155人，共占全部樣本的70%以上；50歲及以上人數最少，為7人，僅占總樣本3%。

第三，在公司的工作時長維度。問卷中工作7年以上的樣本數量最多，為105人，占總樣本49%。工作時長1～3年的樣本數量最少，占總樣本20%。

第四，職務維度。問卷中職務為普通員工的人員數量最多，為89人，占總樣本42%；中層管理或技術人員數量最少，為30人，僅占總樣本14%。

2.2"信度分析

如表2所示，情緒智力和職場發展滿意度關系維度的信度達到了0.8以上，其余變量信度均達到了0.7以上，數據一致性較好，適合進行后續的實證分析。

2.3"效度分析

如表3所示，情緒智力和職場發展滿意度的KMO值分別為0.78和0.873，兩個數值都大于0.7，且顯著性水平都小于0.05，效度均較高，適合作因子分析。

2.4"因子分析

文章運用主成分分析法，要求累計方差總解釋率大于60%且特征值大于1的主因子將被提取。對旋轉后的因子矩陣中每一個題項的因子載荷值進行觀察，從而判斷每一個題項與因子之間的關系。

2.4.1"情緒智力分析

如表4所示，發現特征值大于1的因子有四個且旋轉后的累計方差解釋率大于60%，符合初始設置的特征值與方差解釋率標準，所以提取因子1、因子2、因子3與因子4作為主因子進行自變量的因子分析，繼續進行因子載荷的觀察從而對之前設置的因子維度進行檢驗與驗證。

運用主成分分析法提取情緒智力問卷的公因子，得出情緒智力問卷可以分為4個不同因子，因子1情緒感知能力，題目為XA1、XA2、XA3、XA4；因子2情感理解能力，題目為XB1、XB2、XB3、XB4；因子3情感認知能力，題目為XC1、XC2、XC3、XC4；因子4情緒促進思維能力，題目為XD1、XD2、XD3、XD4。因此，因子分析劃分結果與預期一致，最終按照特征值為1進行因子抽取，共提取4個因子，詳細因子劃分和題項見表5。

2.4.2"職場發展滿意度分析

如表6所示，特征值大于1的因子有兩個，且旋轉之后的兩因子累計方差解釋率為61.337%，超過60%，所以將提取因子1與因子2作為主因子進行因變量的因子分析。

如表7所示，通過觀察旋轉后的因子載荷值是否大于0.5來觀察每一個題項屬于哪一個因子，可發現YA1、YA2、YA3、YA4、YA5這五個題項屬于因子1，YB2、YB4、YB3、YB1"這四個題項屬于因子2。發現與預設的工作績效維度結構一致，因子1"為“工作本身”，因子2為“人際關系”，驗證了預設的兩維度的存在。

2.5"相關分析

通過皮爾遜系數進行相關分析，有助于對之前假設的合理性作出初步判斷。表8是情緒智力4個因子和職場發展滿意度2個因子的相關系數矩陣。可以看出在情緒智力中，在顯著性水平為0.01的情況下，情緒感知能力與工作自身、人際關系呈正相關，并且情緒感知能力和人際關系r值絕對值更高，說明兩者線性相關程度顯著。情緒理解能力與工作自身、人際關系呈正相關，并且情緒理解能力和工作自身r值絕對值更高。情感認知能力與工作自身、人際關系呈正相關，并且情感認知能力和工作自身r值絕對值更高，說明兩者線性相關程度顯著。情緒促進思維能力與工作自身、人際關系呈正相關，兩者的相關性系數差別不大，說明情緒促進思維能力和工作自身、人際關系的相關程度差不多。從表中數據可以看出，情緒智力各變量與職場發展滿意度各變量均在0.01水平（雙側）上顯著相關，這為后續的假設檢驗提供了基礎支持。

2.6"回歸分析

2.6.1"情緒智力各維度對工作自身維度的回歸分析

通過對情緒智力各維度與工作自身的回歸分析，得出表9。由表格可見，情緒智力中的情緒理解能力、情感認知能力、情緒促進思維能力這三個因子進入回歸方程，對工作自身有顯著的正向影響。同時，情緒智力各維度解釋工作自身總變異量的32.5%，F值為24.742，顯著性為0lt;0.05，說明回歸效應十分顯著。本次的R2為0.325，大于0.3，說明擬合度良好，故情緒智力維度中除情緒感知能力的其余三個維度（情緒理解能力、情感認知能力、情緒促進思維能力）與工作自身之間存在顯著正相關關系。

2.6.2"情緒智力對人際關系的回歸分析

通過情緒智力各維度與人際關系的回歸分析，得出表10，情緒智力中的情緒感知能力、情緒理解能力、情緒促進思維能力這三個因子進入回歸方程，并對人際關系有顯著正向影響。同時情緒智力各維度解釋人際關系總變異量的25.6%，F值為17.918，顯著性為0.00lt;0.05，說明回歸效應十分顯著。因此，情緒智力中除情感認知能力的其余三個維度（情緒感知能力、情緒理解能力、情緒促進思維能力）與人際關系之間存在顯著正相關關系。

3"結論與啟示

文章的實證研究結果表明，員工的情緒智力對職場發展滿意度有顯著的正向影響。針對情緒智力，應考察員工情緒智力水平，展開情緒智力培訓，打造良好的企業心理軟環境。針對職場發展滿意度，應實行差異化管理，學習先進企業的流程，建立合理高效的企業制度，并提供挑戰性的工作機會。

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