员工主观幸福感、情感承诺和情境绩效的关系研究

摘要：研究情感平衡（积极情感与消极情感之差）对情境绩效的影响，并探讨情感承诺和生活满意度在以上影响过程中所起的中介及调节作用。以8家制造企业中328名员工为研究对象，层级回归分析表明：情感平衡对情感承诺和情境绩效有正向影响;情感承诺在情感平衡和情境绩效的关系中起部分中介作用;生活满意度在情感平衡和情感承诺的关系中起调节作用。

关键词：主观幸福感 生活满意度 情感平衡 情感承诺 情境绩效 引言

主观幸福感（subjective well-being， SWB）一般指人根据自定的标准对自己生活质量的整体性评估，包括认知评价和情感体验两个方面。主观幸福感是反映个人生活质量的综合性指标，反映主体的社会功能和适应状态。这种复杂的心理状态是由需要、情感、认识等心理因素与各种外因交互作用形成的。

随着人们对幸福愈发地关注和主观幸福感研究的深入，主观幸福感已经在世界范围内成为心理学、社会学、经济学、管理学等多学科所共同关注的热门话题。但目前对主观幸福感的研究大多数仍大多集中于影响主观幸福感的前因变量，对主观幸福感与工作效能变量关系的研究尚处于起步阶段（Iris & Barret， 1972; Judge， 2001; Meyer， 2002）。现有的文献只支持主观幸福感与工作满意度、组织承诺和工作绩效之间存在着一定的相关关系，对于主观幸福感如何影响工作效能的研究比较缺乏。

当前国内的研究则一般是对国外文献的简单理论介绍，实证较少。张进和马月婷（2007）指出，目前国内缺乏对主观幸福感及其产出效果的研究，特别是缺乏从整体的角度研究主管幸福感与效能变量之间的关系。而只有充分研究主观幸福感和组织承诺、工作满意度、工作绩效等工作效能变量之间的关系，才能将主观幸福感的概念真正引入人力资源管理研究。

在管理实践界，幸福也受到空前的关注。总理今年3月5日在政府工作报告中明确指出“要让人民生活的更加幸福，更有尊严”。在这种大背景下，许多企业纷纷引入了西方的人本管理思想。企业对员工的关心已经超出了工作的范畴，开始关注员工的生活是否幸福。很多国有企业都开展了“幸福工程”，以减少员工的后顾之忧，让员工全身心地投入工作。但目前企业关注员工幸福主要是从维护良好的雇佣关系出发进行考虑的，对于员工幸福能否给企业带来的好的绩效表现尚不明确。尽管企业的初衷是好的，但员工的幸福是否和员工的工作绩效及其他工作效能变量存在相关关系，目前缺乏充分的实证研究支持。

因此，不管是对于理论研究还是对于管理实践，进行严密的主观幸福感对工作效能变量影响机制的实证研究都是迫在眉睫的。而与主观幸福感的情感成分存在直接联系的情感承诺和情境绩效也自然成了研究探索的起步点。

早期的主观幸福感的研究主要集中在孤立地研究影响主观幸福感各成分的前因变量，包括人口统计学因素以及文化和人格因素等。直到Schimmack，Radhkrishnan，Oishi（2002）提出了“调节-缓和模型”，才开始关注主观幸福感内部各成分之间的相互影响。本研究将借鉴这种整体的观点，研究主观幸福感的认知和情感成分如何共同作用于工作效能变量。

通常认为主观幸福感包括生活满意度（认知因素）、体验积极情感和缺乏消极情感（情感因素）三个方面。主观幸福感较高的人应当对生活较为满意，经常体验到积极情感而较少体验到消极情感。主观幸福感较低的人反之。

生活满意度（life satisfaction）是从自己的标准出发对生活质量进行的主观评价。积极情感（positive affect）和消极情感（negative affect）体现了人们体验到的正面和负面的情绪以及这种情绪的程度。积极情感和消极情感是主观幸福感的重要组成部分，在任何一种主管幸福感结构和测量方法中都有体现。积极情感和消极情感存在负相关，但相关系数只有大约为-0.05到-0.30 （Diener & Emmons， 1984）;因此，是否把积极情感和消极情感看作一个维度存在争议。本研究为了整合主观幸福感的各个成分，采用了把积极情感和消极情感看作一个维度的观点，即将情感因素作为一把包含两个极端的连续变化的标尺，标尺的一端是积极情感，另一端是消极情感;并据此定义情感平衡的概念，即积极情感和消极情感的差值，该差值反映员工情感状况的基本面。这也是当前主管幸福感研究常用的一种做法。

综上所述，本研究从整体角度出发，探索主观幸福感的各维度如何共同对情感承诺和情境绩效等工作效能变量进行影响的作用机制。 情感平衡对情感承诺的影响

由于情感承诺本身是对组织认同和卷入的情感和情绪的组合，因而在情感平衡和情感承诺之间存在着一种自然的联系;积极情感会对情感承诺产生正向影响作用;消极情感会对情感承诺产生负向影响作用。基于情感承诺和情感平衡的定义，本研究在此基础上，提出以下假设：

假设1 情感平衡对情感承诺存在正向影响作用。 情感承诺对情境绩效的影响

绩效作为组织承诺的结果变量一直受到了研究界的广泛关注。早期的研究证实了情感承诺和绩效、缺勤、迟到、离职等工作行为结果变量存在相关关系（Mathieu & Zajac， 1990）。高水平的对组织的认同和卷入会导致员工更加积极主动地为组织工作，从而提升了组织绩效。因而，一般研究都认为情感承诺与生产力和绩效之间存在正相关关系（Allen & Meyer， 1996;Cohen， 1991;Organ & Ryan， 1995; Randall， 1990;Ricketta， 2002）。

（2）生活满意度。本研究所采用的生活满意量表是Diener于1985年开发的生活满意度量表（SWLS）。量表包括5道题目为七点里克特量表，1代表非常不同意，7代表非常同意，分数越高代表员工对生活越满意，本量表为员工自评。Cronbach’s α为0.814。

（3）情感承诺。Meyer & Allen（1990）开发的情感承诺量表（ACS）。ACS量表为五点里克特量表，选项依次为极不符合、不符合、不能确定、符合、极符合。ACS共有六道题，包括三道反方向问题。本量表非常成熟，自开发以来被广泛应用，在国内也有应用先例。本量表为员工自评。

（4）情境绩效。本量表为Luthans在2002年设计的。整个量表共有11题（包括5道任务绩效、5道情境绩效和1道总体绩效），采用里克特六点量表形式，分数越高，说明员工的工作绩效越高。本研究使用其情境绩效的部分共六题。本量表为员工自评，Cronbach’s α为0.721。

（5）控制变量。控制变量包括三个人口统计变量和一个背景变量，即年龄、性别、工作年限和工作岗位。以往的研究证实这四个变量可能会影响到一个或多个因变量或中介变量。例如年龄、性别、工作年限可能和组织承诺存在相关关系（Meyer， Stanley， Herscovitch， & Topolnytsky， 2002）;性别可能和任务绩效相关（Chen， Tsui， & Farh， 2002）。

三、数据分析和结果

表1总结了相关变量的均值、标准差和相关系数。在涉及本研究的几个变量中，情感承诺的平均得分是1.79，其标准差为1.08;生活满意度平均得分是4.35，其标准差为1.13。情感承诺的平均得分是3.73，其标准差为0.57。情境绩效平均得分为4.92，标准差为0.49。即受调查员工积极情感超过了消极情感，且在生活满意度、情感承诺和情境绩效上均超过了中值，反映出我国员工心理和情感上较为积极和正面。各变量之间的相关关系均非常显著（除生活满意和情感承诺间为p<0.05外，其他变量相互关系均为p<0.01）。

表1 变量均值、标准差和相关系数

Mean

Std. Deviation

1

2

3

4

1 情感平衡

1.79

1.08

1

2 生活满意

4.35

1.13

0.254**

1

3 情感承诺

3.73

0.57

0.155**

0.116*

1

4 情境绩效

4.92

0.49

0.289**

0.208**

0.290**

1

注：*p<0.05，**p<0.01

具体地说，PANAS量表是一个5点量表，积极情感和消极情感的平均得分之差竟然高达1.79，说明员工的积极情绪大大地超出了消极情绪，处于完全的主导地位。但是，从主观幸福感的另一个角度看，受访员工的生活满意度并不高，仅略高于中值4。这也和当前我国员工的普遍心理状态是契合的，即对现状并不满意，但是积极进取、有上进心。

情感承诺的得分为3.73，处于略高于中值的水平。我们认为，这个数值说明，青壮年员工同时受传统思想和现代职业观双重影响，因而并不体现出一个非常高的组织认同。情境绩效的打分高达4.92（6点量表），这一方面和员工自己打分，存在着过高估计自己绩效表现的倾向有关;另外也反映出在东方集体主义文化条件下员工对于与“关系”直接相关的情境绩效的重视。

对前述5个假设，分别用层次回归方法（hierarchical regression modeling，HRM）进行检验，检验结果依次为表2―表6。

由表2可以得出，情感平衡（β=0.171，p<0.01）对情感承诺存在显著的正向影响。假设1得到证实。

表2 情感平衡与情感承诺回归分析表

变量

情感承诺

第一步

第二步

控制变量

性别

0.046

0.062

工作岗位

-0.229**

-0.214**

年龄

0.108

0.133

工作年限

-0.71

-0.069

自变量

情感平衡

0.171**

R2

0.069

0.097

Adjusted R2

0.052

0.076

注：进入模型的均为标准化回归系数： *p<0.05，**p<0.01

表3 情感承诺与情境绩效回归分析表

变量

情境绩效

第一步

第二步

控制变量

性别

-0.038

-0.055

工作岗位

-0.134

-0.061

年龄

0.132

0.094

工作年限

0.057

0.084

自变量

情感承诺

0.304**

R2

0.073

0.158

Adjusted R2

0.057

0.139

注：进入模型的均为标准化回归系数：*p<0.05，**p<0.01

由表3可以得出，情感承诺（β=0.304，p<0.01）和情境绩效存在着显著的正向影响。假设2得到证实。

表4 情感平衡与情境绩效回归分析表

变量

情境绩效

第一步

第二步

控制变量

性别

-0.044

-0.022

工作岗位

-0.116

-0.095

年龄

0.122

0.156

工作年限

0.053

0.062

自变量

情感平衡

0.243**

R2

0.061

0.119

Adjusted R2

0.044

0.099

注：进入模型的均为标准化回归系数：*p<0.05，**p<0.01

由表4可以得出，情感平衡（β=0.243，p<0.01）和情境绩效存在着显著的正向影响。假设3得到证实。

本研究对中介效应的证实，使用温忠麟、侯泰杰、张雷（2005）的方法。该方法假设自变量和因变量的回归系数是c，自变量和假定的中介变量的回归系数是a，假设的中介变量和因变量的回归系数是b，在假定中介变量作用下的时候，自变量和因变量的回归系数是c'。在本研究中自变量为情感平衡，因变量为情境绩效，假定的中介变量为情感承诺。前述研究已证明了情感平衡对情感承诺有显著正影响，而情感承诺对情境绩效也呈有显著正影响。因此得出结论，回归系数a和b都已经通过检验并都是显著的，只需检验c和c’的关系即可。

由表5可知，回归系数c显著，回归系数a和b也显著，在加入假定中介变量后，回归系数c’依然显著且绝对值变小（从0.224变为0.181），证明了该假定中介变量具有部分中介效用。因此，情感承诺在情感平衡和情境绩效之间具有部分中介效应，假设4得到证实。

表5 情感平衡、情感承诺和情境绩效的回归分析

变量

组织承诺

第一步

第二步

第三步

控制变量

性别

-0.049

-0.028

-0.044

工作岗位

-0.118

-0.098

-0.045

年龄

0.118

0.150

0.118

工作年限

0.081

0.083

0.100

自变量

情感平衡

0.224**

0.181**

情感承诺

0.247**

R2

0.072

0.120

0.175

Adjusted R2

0.054

0.100

0.152

注：进入模型的均为标准化回归系数：*p<0.05，**p<0.01

表6 情感平衡、生活满意度和情感承诺的回归分析

变量

组织承诺

第一步

第二步

第三步

控制变量

性别

0.045

0.061

0.057

工作岗位

-0.229**

-0.214**

-0.192

年龄

0.107

0.132

0.142

工作年限

0.068

0.065

-0.031

自变量

情感平衡

0.171*

0.156*

生活满意度

0.001

-0.09 情感平衡与生活满意度乘积

0.177**

R2

0.069

0.098

0.127

Adjusted R2

0.052

0.072

0.098

注：进入模型的均为标准化回归系数：*p<0.05，**p<0.01

对于调节作用的检验，同样采取前述温忠麟、侯泰杰、张雷（2005）的《的统计分析方法。检验调节作用，一般分三步进行层次回归。回归前要将自变量和假定的调节变量进行中心化或标准化。具体的操作步骤为：第一步，控制变量进入回归方程;第二步，自变量和假定的调节变量进入回归方程，得到测定系数R22;第三步，自变量和假定调节变量的乘积项进入回归方程，得到测定系数R32。比较两个测定系数的大小，若后者显著大于前者，则存在调节作用。或者也可以检验情感平衡与生活满意度乘积项的系数，如果显著（即拒绝零假设c等于0），那么也能说明调节作用显著。

由表6可知，第三步的测定系数0.098大于第二部分的测定系数0.072;另外，检验情感平衡与生活满意度乘积项的系数。p<0.01，拒绝c等于0的零假设，同样验证了调节作用。因此，生活满意度在情感平衡和情感承诺之间具有调节作用，假设5得到证实。

四、讨论

1.理论意义

主观幸福感是一个非常热门的研究课题，近年来越来越受到人力资源管理研究者的关注。但是，对于主观幸福感如何影响工作效能变量的实证研究，在国内外主观幸福感研究领域却一直比较欠缺。本研究以与员工情感状况存在着天然联系的情感承诺和情境绩效作为结果变量，探索员工的情感平衡是否会对这两个变量产生正向影响。数据分析证明了这些正向影响都是存在的，再一次验证了以往研究的结论。

通过层次回归分析，本研究证明了情感承诺对情感平衡和情境绩效之间关系的部分中介作用。即一部分情感平衡对情境绩效的正向影响是通过情感承诺实现的;从情感承诺的系数变化情况看，通过情感承诺实现的影响还是占情感平衡对情境绩效影响的相当大的部分的。部分中介作用说明还存在着其他影响情境绩效的因素。如Judge（2001）通过分析了312个样本后发现，工作满意度与工作绩效之间存在着显著地正相关关系，相关系数高达0.3。本研究认为，工作满意度同样可能对情感承诺和情境绩效之间的关系起中介作用。

数据分析结果同样证明了生活满意度对情感平衡和情感承诺关系的调节作用。值得注意的是，尽管情感平衡与生活满意度乘积项的回归系数显著，但生活满意度对情感承诺的回归系数并不显著。这也说明了在主观幸福感的认知成分和情感成分中，只有情感成分对情感承诺有直接的影响，认知成分并没有直接的影响。生活满意度实际上是通过缺陷补偿的方式对情感平衡和情感承诺的关系起作用的。即当员工对生活不满意，组织和工作对他更重要，他对组织的认同和卷入也就更稳定;反之，员工对组织会更挑剔，情感平衡对情感承诺的影响也会有更大的波动。本研究是对主观幸福感不同成分如何共同影响结果变量的整合研究的一个尝试。

2.实践意义

本研究的实践指导意义主要包括：

（1）招聘外向的员工。根据本研究结论，情感平衡对情境绩效存在正向影响。而Schimmack，Radhkrishnan，Oishi（2002）指出，外向性和神经质与主观幸福感的情感成分存在着相关关系，这一关系在任何文化中都存在。外向员工通常在积极情感维度得分较高，消极情感维度得分较低，因而其情感平衡得分较高。因此，员工外向乐观与否在一定程度上可能成为情境绩效高低的预测变量。因此，如果企业较为关注员工的情境绩效，那么在招聘时，企业应当更多地招聘外向乐观员工。

（2）幸福工程是否有效。近年来，随着“和谐管理”概念的流行，很多企业特别是国有企业开展了旨在改善员工生活状况，提高员工生活满意的“幸福工程”。本研究的数据证明，员工生活满意度对情感承诺与情境绩效并不直接产生正向影响。因此，企业希望通过“幸福工程”直接提升员工的情感承诺与情境绩效可能并不是一种好的手段。

（3）要同时关注员工的生活状况和情感状况。尽管生活满意度并不是影响情感承诺和情境绩效的直接的前因变量，但生活满意度对情感承诺依然有影响，在情感平衡和情感承诺的关系之间起调节作用。生活满意度高的人，其情感平衡对情感承诺的影响更显著。因此，如果要提升员工的组织承诺，就要从员工的生活状态和情感状况同时出发。如果只提高员工的生活满意度，但员工的情感平衡为负，即消极情感处于主导地位，那么员工的情感承诺会随着生活满意度的升高而降低。

3.研究局限与未来研究方向

五、结论

情感平衡对情感承诺和情境绩效有正向影响效应。情感承诺在情感平衡和情境绩效的关系中起部分中介作用;即情感平衡对情感承诺的正向影响效应有一部分是通过提升了员工对组织的情感承诺实现的。生活满意度在情感平衡和情感承诺的关系中起调节作用;即情感平衡对情感承诺的影响因员工的生活满意度而异。生活满意度越高，员工就会对组织和工作越敏感;反之，生活满意度越低，员工对组织的情感承诺会趋于稳定，受情感平衡影响的波动越小。

参考文献

[1]Allen， N. J.， & Meyer， J. P. The measurement and antecedents of affective， continuance and normative commitment to the organization. Journal of Occupational Psychology，1990，63：1-18

[2]Chen， Z. X.， & Francesco， A. M. The relationship between the three components of commitment and employee performance in China， Journal of Vocational Behavior， 2003，62（3）：490-510