情緒影響因素對員工工作倦怠影響機制研究

辜應康，唐秀麗

(1.上海財經(jīng)大學 國際工商管理學院，上海 200433；2.上海第二工業(yè)大學 人文與國際交流學院，上海 201209；3.上海杉達學院 管理學院，上海 201209)

Schaufeli、Leiter和Maslach(2009)對各個國家工作倦怠研究回顧后指出工作倦怠已經(jīng)成為一個全球范圍內(nèi)普遍存在的問題[1]。服務性企業(yè)的員工因經(jīng)常需要進行人際互動，必須對其情緒表現(xiàn)有所調(diào)整，因此提高了他們工作倦怠的可能性[2]。由于工作倦怠會帶來員工身心健康方面的損害并且會進一步導致工作上的退縮行為，進而影響組織的整體績效，因此工作倦怠研究的重點在于探討工作倦怠的形成原因和預測變量，以便采取相應的預防和干預措施[1]。情緒智力最早由Salovery和Mayer(1990)提出[3]，此后20年間迅速成為行為和社會科學研究熱點[4]，并被認為是影響工作績效的重要因素之一[5]。不同情緒智力的個體在工作中會有不同表現(xiàn)，情緒智力高的個體可以通過強化、弱化、延長、縮短某些情緒體驗來達到自己的目的[6]，在處理工作的各種關(guān)系時得心應手，如良好的自我情緒調(diào)節(jié)能力能夠減少工作倦怠，進而取得理想的工作績效。本研究提出以情緒耗竭為中心的員工工作倦怠模型，以情緒影響因素為前因變量，情緒智力為調(diào)節(jié)變量，研究情緒影響因素對員工工作倦怠的影響機制，揭示在工作場景中情緒智力對個體情緒與行為的調(diào)節(jié)作用。

一、文獻綜述與研究假設(shè)

(一)情緒影響因素對工作倦怠的影響

目前最有代表性的工作倦怠理論模型是由Maslach(1996)提出的[7]。工作倦怠(Job Burnout)，也稱“職業(yè)倦怠”，Maslach將工作倦怠描述為一種靈魂的侵蝕，并用三維度模型定義了工作倦?。呵楦兴ソ?emotional exhaustion)、去人性化(depersonalization)和成就感(personal accomplishment)，其中情感衰竭是工作倦怠的主要表現(xiàn)。工作倦怠常常引發(fā)不良結(jié)果已成為服務性企業(yè)的職業(yè)危害，包括缺勤、離職意向增強及顧客滿意度降低等。服務性工作除了一定的體力勞動和腦力勞動，更顯著的特征是還需要進行大量的情緒勞動，工作場所中影響員工情緒的因素多種多樣，如個體特征、情境變量、組織因素等方面都會對員工情緒產(chǎn)生諸多影響，進而影響其工作表現(xiàn)與心理健康。例如，Grandey(2000)認為員工知覺到社會環(huán)境是正向或支持時，會調(diào)節(jié)情緒工作與工作倦怠的關(guān)系[8]。吳宗佑(2003)研究表明，遇到難應付客戶的頻率通過情緒工作進而影響情緒耗竭[9]。Neill和Qu(2010)以美國酒店經(jīng)理為研究對象，驗證了組織特征和個體特征都能導致情感衰竭，產(chǎn)生工作倦怠[10]。本研究將以上三個方面統(tǒng)稱為情緒影響因素，據(jù)此提出以下假設(shè)：

H1a：情緒影響因素對員工情緒耗竭有負向預測作用

H1b：情緒影響因素對員工去個性化有負向預測作用

H1c：情緒影響因素對員工成就感有正向預測作用

(二)情緒耗竭的中介作用

Slaski和Cartwright(2002)指出外界刺激總是通過情緒智力的“解碼”而轉(zhuǎn)換為情景情緒與行為，員工可以調(diào)整他們對工作環(huán)境的感知和調(diào)整來自環(huán)境的情緒刺激來管理情緒[11]。Brotheridge和Grandey(2002)認為工作倦怠的發(fā)生是一個漸進的過程，開始于情緒耗竭，繼而引發(fā)去個性化、成就感低落，且情緒耗竭是工作倦怠的核心特征。與顧客交往的高情緒要求一直被認為是服務行業(yè)的核心特征，服務人員在工作過程中總是試圖調(diào)節(jié)他們的情緒表現(xiàn)，以達到組織要求的情緒表現(xiàn)規(guī)則努力與顧客保持良好關(guān)系[12]。這種高強度的情緒工作需要不斷進行情緒的調(diào)節(jié)與管理，消耗了服務人員大量的情感資源，根據(jù)Hobfoll(1989)資源保存理論，個體有努力獲得、保留和維持所珍惜的資源的基本動機[13]。服務人員的情緒勞動會一定程度上消耗其內(nèi)心資源，若這種資源耗損不能得到較好的補償，會逐漸造成員工內(nèi)在資源的缺乏，則易產(chǎn)生情感衰竭，進而提高工作倦怠的幾率。據(jù)此，本研究認為情緒影響因素對員工去個性化和成就感的作用很可能是通過影響員工情緒耗竭來實現(xiàn)的，因此提出以下假設(shè)：

H2a：情緒耗竭在情緒影響因素與員工去個性化之間起中介作用

H2b：情緒耗竭在情緒影響因素與員工成就感之間起中介作用

(三)情緒智力的調(diào)節(jié)作用

Salovey和Mayer(1990)最早將情緒智力作為一種獨立的智力成分提出并將其界定為“一種加工情緒信息的能力，包括準確評價自己和他人情緒、恰當表達情緒、以及恰當調(diào)控情緒的能力”[3]。該界定由于只關(guān)注情緒感知和情緒管理兩方面，忽視了對情緒的思考而引起了一定的爭議。后來，Mayer和Salovey經(jīng)過幾次修訂重新將情緒智力界定為“精確的知覺、評估和表達情緒的能力；接近或產(chǎn)生促進思維的情感能力；理解情緒和情緒知識的能力；調(diào)節(jié)情緒促進情緒和智力發(fā)展的能力”，該概念一直沿用至今。張輝華等人(2006)指出情緒工作與組織中的其它情緒研究(如情緒智力和情感事件理論)是相互聯(lián)系的，可以把它們結(jié)合起來研究[14]。已有大量的研究探討了情緒智力對與健康及工作績效相關(guān)的變量之間的直接效應[15]，但通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，只有一小部分研究將情緒智力作為調(diào)節(jié)變量進行理論與實證研究，且較多地集中于探討情緒智力在壓力與心理健康之間的關(guān)系，如Ciarrochi等人(2002)通過對302名大學生的研究發(fā)現(xiàn)情緒智力在壓力與心理健康的三個變量之間都起到了調(diào)節(jié)作用[16]。Lindebaum(2012)通過對英國公共部門的問卷調(diào)查分析發(fā)現(xiàn)情緒智力部分調(diào)節(jié)了心理健康與工作績效之間的關(guān)系[17]。Davis和Humphrey(2012)的研究也驗證了情緒智力在壓力與健康之間的調(diào)節(jié)作用[18]。目前把情緒智力作為調(diào)節(jié)變量納入與工作相關(guān)行為研究范疇的非常少，對情緒智力的調(diào)節(jié)作用進行研究具有非常重要的意義。Jordan等人(2002)以情緒智力為調(diào)節(jié)變量，構(gòu)建了工作不安全感與情緒反應及負向行為應對之間關(guān)系的理論模型，遺憾的是缺乏數(shù)據(jù)支持[19]。Rozell等人(2006)在前人研究的基礎(chǔ)上通過對103名銷售人員的實證研究發(fā)現(xiàn)情緒智力具有明顯的調(diào)節(jié)作用[20]。秦虎等人(2011)也證實了情緒智力在情緒勞動和工作倦怠之間有調(diào)節(jié)作用[21]。本研究認為有更好情緒把控、表達和調(diào)控能力的服務人員，能更好地調(diào)整工作中帶來情緒問題，也會更快地從情緒耗竭之中恢復過來，因此提出以下假設(shè)：

H3a：情緒智力在情緒影響因素對員工情緒耗竭的作用關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用

H3b：情緒智力在情緒影響因素對員工去個性化的作用關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用

H3c：情緒智力在情緒影響因素對員工成就感的作用關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用

H3d：情緒智力在情緒耗竭對員工去個性化的作用關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用

H3e：情緒智力在情緒耗竭對員工成就感的作用關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用

綜上，本研究繪制了擬檢驗的模型圖，如圖1所示。

圖1 研究理論模型與假設(shè)

二、研究設(shè)計

(一)測量工具選擇與使用

(1)情緒影響因素測量借鑒余玲艷(2008)編制的《工作背景下情緒影響因素量表》[22]，包括組織管理、任務管理及個人狀況三個維度，每個維度各3個條目，共9個條目。其中組織管理的示例性題目有“我對自己所在單位的發(fā)展前景充滿信心”等；任務管理的示例性題目有“我的工作目標設(shè)置合理，通過適當?shù)呐梢詫崿F(xiàn)”等；個人狀況的示例性題目有“生活中我有共同分享快樂和煩惱的朋友和家人”等。本研究中該量表采用李克特(Likert)7點式量表，1表示完全不符合，7表示完全符合，量表信度系數(shù)(Cronbach’sα)為0.855，大于Nunnally(1994)提出的0.7的最低可接受值[23]，表明量表各測項具有良好的內(nèi)部一致性，信度較高。

(2)情緒智力測量使用Wong和Law(2002)編制的情緒智力量表(WLEIS)[6]，包括16個條目，四個維度：對自己情緒的評價和表達、評價和識別他人的情緒、對自身情緒的監(jiān)控、運用情緒自我激勵。WLEIS在眾多實證研究中都有良好的信度和效度，本研究中該量表同樣采用李克特(Likert)7點式量表，其信度系數(shù)為0.892。

(3)工作倦怠測量使用李超平翻譯和修訂的MBI-GS量表[24]，包括情緒耗竭、去人格化和成就感三部分，共15道題，他們在很多研究中進一步對MBI-GS的效度和信度進行了檢驗，都得到了比較理想的結(jié)果。本研究中該量表同樣采用李克特(Likert)7點式量表，其信度系數(shù)為0.817。

(二)樣本選擇與數(shù)據(jù)獲取

本研究以酒店員工為研究對象進行量表設(shè)計。量表編制完成后，調(diào)查人員首先選擇了上海一家酒店的27名員工進行了問卷預測，根據(jù)被調(diào)查人員反映的問題及在調(diào)查過程中出現(xiàn)的問題對問卷進行了用詞及句式方面的修改，然后進行問卷的正式測量。本研究問卷調(diào)查兼顧了酒店檔次、經(jīng)營規(guī)模等問題，從一星級到五星級，同時還有經(jīng)濟型酒店及其他經(jīng)營形式酒店，先后發(fā)放問卷400份，剔除填寫不全或每個問題全部選同一選項的無效問卷，實際回收有效問卷323份，有效率為80.75%。樣本構(gòu)成方面，男員工占47.7%，女員工占52.3%；年齡集中在18～25歲、26～35歲兩個年齡段(累計占75.2%)，學歷方面也比較集中(高中及中專占29.7%，大專及本科占65.6%)，月均收入1500元以下占33.1%，1501～3500元占46.7%，所在部門主要集中在與顧客接觸較多的部門(前廳占60.1%，餐飲占22.6%，客房占6%)，工作時間1年以下的占37.8%，1～2年占21.7%，3～5年占11.8%。

三、研究過程與發(fā)現(xiàn)

(一)驗證性因子分析

為了檢驗關(guān)鍵變量“情緒影響因素”、“情緒智力”、“情緒耗竭”、“去個性化”和“成就感”的收斂效度與區(qū)分效度，本研究采用AMOS17.0對這些變量進行驗證性因素分析(confirmatory factor analyses,CFA)，在五因子模型、四因子模型、三因子模型、兩因子模型與單因子模型之間進行對比。表1分析結(jié)果顯示，五因子模型與數(shù)據(jù)吻合得比較好(x2(731)=2046.13，p＜0.05；RMSEA=0.054，RMR=0.069，GFI=0.916，CFI=0.966，TLI=0.942)，且所有題項的因子載荷(factor loading)都達到顯著水平(p＜0.05)，表明本研究中變量的測量具有良好的收斂效度。同時，通過表1的模型比較分析結(jié)果我們可以看出，五因子模型的擬合度要顯著地優(yōu)于四因子模型、三因子模型、兩因子模型和單因子模型的擬合度，表明本研究中變量的測量具有良好的區(qū)分效度。

表1 驗證性因素分析結(jié)果

(二)描述性統(tǒng)計分析

為了簡化運算分析過程，本研究將情緒影響因素、情緒耗竭、去個性化、成就感、情緒智力等變量進行了單一化處理(取變量所有題項的均值作為該變量的值)，由于這些變量具有良好的信度和效度，能滿足進行單一化處理要求。各變量均值、標準差及相關(guān)系數(shù)見表2。其中，情緒影響因素與情緒耗竭(r=-0.127，p＜0.05)、去個性化(r=-0.117，p＜0.05)負相關(guān)，與成就感(r=0.451，p＜0.01)正相關(guān)；情緒耗竭與去個性化(r=0.670，p＜0.01)正相關(guān)，與成就感(r=-0.224，p＜0.01)負相關(guān)；情緒智力與情緒耗竭(r=0.023，ns)、去個性化(r=0.002，ns)不相關(guān)，與成就感(r=0.356，p＜0.01)正相關(guān)。

表2 各主要變量的均值、標準差和變量間相關(guān)系數(shù)

續(xù)表2

(三)假設(shè)檢驗

1．主效應及中介效應檢驗

對于假設(shè)H1和H2(主效應及中介效應)的檢驗，我們按Baron和Kenny(1986)的建議[25]，分三個步驟進行分析：(1)在引入控制變量(性別、年齡、學歷、月均收入、所在部門和工作時間)的基礎(chǔ)上，將自變量(情緒影響因素)放入回歸方程，分析自變量對結(jié)果變量(工作倦怠三個維度)的影響；(2)在引入控制變量的基礎(chǔ)上，將自變量放入回歸方程，分析自變量對中介變量(情緒耗竭)的影響；(3)在引入控制變量和自變量的基礎(chǔ)上，將中介變量引入回歸方程，分析自變量和中介變量對結(jié)果變量(去個性化、成就感)的影響(回歸分析結(jié)果見表3)。

表3 中介效應及調(diào)節(jié)效應檢測的層級回歸結(jié)果

從表3可以看出，情緒影響因素對員工去個性化(M6，β=-0.182，p＜0.05)有顯著負向影響(H1b得到了數(shù)據(jù)的支持)，對員工成就感(M12，β=0.535，p＜0.01)有顯著正向影響(H1c得到了數(shù)據(jù)的支持)，對員工情緒耗竭(M2，β=-0.213，p＜0.05)有顯著的負向影響作用(H1a得到了數(shù)據(jù)的支持)，且當情緒影響因素與情緒耗竭同時引入去個性化回歸方程時，我們發(fā)現(xiàn)情緒影響因素對員工去個性化的影響系數(shù)變得不再顯著(M9，β=-0.048，ns)，而情緒耗竭對員工去個性化的影響為正向且顯著(M9，β=0.640，p＜0.01)。因此，情緒耗竭在情緒影響因素對員工去個性化作用關(guān)系中起完全中介作用(假設(shè)H2a得到了數(shù)據(jù)的支持)。盡管Baron和Kenny(1986)的中介效應檢驗標準被廣泛地運用[25]，但也存在一些局限性，如沒有檢驗中介效應的顯著性。為此，我們運用Sobel(1982)分析方法來檢驗間接效應的顯著性[26]，結(jié)果表明情緒耗竭在情緒影響因素對員工去個性化作用關(guān)系中所起的中介效應是顯著的(Z=-2.260，p＜0.05)。但是，當情緒影響因素與情緒耗竭同時引入成就感回歸方程時，我們發(fā)現(xiàn)情緒影響因素對員工成就感的影響系數(shù)仍然為高度顯著(M15，β=0.402，p＜0.01)，而情緒耗竭對員工成就感的影響為負向且顯著(M15，β=-0.121，p＜0.01)，因此，情緒耗竭在情緒影響因素對員工成就感作用關(guān)系中沒有顯著中介作用(假設(shè)H2b沒有得到數(shù)據(jù)的支持)。同理，我們運用Sobel(1982)分析來檢驗間接效應的顯著性[26]，結(jié)果表明情緒耗竭在情緒影響因素與員工成就感作用關(guān)系中的確不存在顯著的中介效應(Z=1.849，ns)。

2．調(diào)節(jié)效應檢驗

對于情緒智力調(diào)節(jié)效應的檢驗，我們采用Cohen等人(1985)推薦的方法分四步進行驗證[27]：第一步引入控制變量對各結(jié)果變量進行回歸，第二步引入自變量，第三步引入調(diào)節(jié)變量，第四步引入自變量與調(diào)節(jié)變量的交互項，回歸分析結(jié)果見表3。從表3可以看出，模型M4中情緒影響因素與情緒智力的交互項對員工情緒耗竭產(chǎn)生顯著負向影響(M4，β=-0.241，p＜0.01)，表明情緒智力在情緒影響因素與情緒耗竭作用關(guān)系中有調(diào)節(jié)作用，且員工情緒智力越高，情緒影響因素對員工情緒耗竭之間的負向作用關(guān)系就越強，支持了假設(shè)H3a。模型M8中情緒影響因素與情緒智力的交互項對員工去個性化沒有顯著影響(M8，β=-0.112，ns)，表明情緒智力在員工情緒影響因素與去個性化作用關(guān)系中沒有調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H3b沒有得到支持。模型M14中情緒影響因素與情緒智力的交互項對員工成就感產(chǎn)生顯著正向影響(M14，β=0.133，p＜0.05)，表明情緒智力在情緒影響因素與成就感作用關(guān)系中有調(diào)節(jié)作用，且員工情緒智力越高，情緒影響因素對員工成就感之間的正向作用關(guān)系就越強，支持了假設(shè)H3c。模型M10里情緒耗竭與情緒智力的交互項對員工去個性化產(chǎn)生顯著正向影響(M10，β=0.108，p＜0.05)，表明情緒智力在員工情緒耗竭與去個性化作用關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用，且員工情緒智力越高，情緒耗竭對員工去個性化之間的正向作用關(guān)系就越強，假設(shè)H3d得到支持。模型M16里情緒耗竭與情緒智力的交互項對員工成就感產(chǎn)生顯著負向影響(M16，β=-0.099，p＜0.05)，表明情緒智力在員工情緒耗竭與成就感作用關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用，且員工情緒智力越高，情緒耗竭對員工成就感之間的負向作用關(guān)系就越強，假設(shè)H3e得到支持。為直觀體現(xiàn)上述四種調(diào)節(jié)作用關(guān)系，本研究按Cohen等人(2003)推薦的程序[28]，分別以高于均值一個標準差和低于均值一個標準差為基準描繪了不同情緒智力的員工在上述四種作用關(guān)系中的差別，圖2～5詮釋這四種交互作用的影響模式。

圖2 情緒影響因素對情緒耗竭：情緒智力的調(diào)節(jié)

圖3 情緒影響因素對成就感：情緒智力的調(diào)節(jié)

圖4 情緒耗竭對去個性化：情緒智力的調(diào)節(jié)

圖5 情緒耗竭對成就感：情緒智力的調(diào)節(jié)

3．有調(diào)節(jié)的中介效應檢驗

6.重視課堂的動態(tài)生成。雖然教師在課前做足了功課，但在教學中教師可能隨時面臨著一些始料未及的問題，這是備課時不能預測的。這就要求教師不斷豐富和調(diào)動自身的教學經(jīng)驗，以敏銳的目光捕捉學生在課堂上的學習狀態(tài)，以睿智的應變能力關(guān)注課堂上的“突發(fā)事件”，隨機應對，呵護好學生的質(zhì)疑和“另類”思維，運用自己的教學智慧變“突發(fā)事件”為教學資源，使師生在動態(tài)的生成性資源學習中共同成長提升。

本研究按Muller(2005)等人給出的有調(diào)節(jié)的中介檢驗建議[29]：首先，情緒耗竭在情緒影響因素對員工去個性化作用關(guān)系中起到顯著的中介作用(H2a)；其次，情緒影響因素對情緒耗竭的作用關(guān)系受到情緒智力的調(diào)節(jié)(H3a)，情緒耗竭對員工去個性化的作用關(guān)系也受到情緒智力的調(diào)節(jié)(H3b)；最后，在模型M10中加入情緒影響因素與情緒智力的交互項、情緒耗竭與情緒智力的交互項后，情緒耗竭的中介效應仍然顯著。因此，情緒耗竭在情緒影響因素對員工去個性化作用關(guān)系中的中介作用受情緒智力的調(diào)節(jié)。為進一步驗證這一結(jié)果，本研究按Edwards和Lambert(2007)給出調(diào)節(jié)路徑分析建議，利用Bootstrap方法構(gòu)造1000個樣本進行穩(wěn)健性檢驗，如果估計量在95%的置信區(qū)間內(nèi)不包含零就可認為該間接效應在統(tǒng)計上是顯著的[30]，檢驗結(jié)果如表4所示：情緒智力的間接效應為-0.255，對應bootstrap構(gòu)造估計量在95%的置信區(qū)間內(nèi)不包含零(間接效應顯著)，且表4結(jié)果還支持情緒智力在第一階段、第二階段的調(diào)節(jié)效應都是顯著的，進一步證明情緒耗竭在情緒影響素對員工去個性化作用關(guān)系中是一個有調(diào)節(jié)的中介變量，其中介效應受情緒智力的調(diào)節(jié)。

表4 有調(diào)節(jié)的中介：情緒智力調(diào)節(jié)路徑分析結(jié)果(bootstrap,n=1000)

4．有中介的調(diào)節(jié)效應檢驗

同樣，本研究按Muller(2005)等人給出的有中介的調(diào)節(jié)檢驗建議[29]：首先，情緒智力在情緒影響因素對員工情緒耗竭作用關(guān)系中起到顯著的調(diào)節(jié)作用(H1a)，情緒智力在情緒影響因素對員工成就感作用關(guān)系中起到顯著的調(diào)節(jié)作用(H1c)；其次，在模型M14中加入情緒耗竭后，情緒影響因素與情緒智力的交互項對成就感的影響變得不再顯著(M15，β=0.103，ns)；最后，繼續(xù)加入情緒耗竭與情緒智力交互項后，情緒耗竭對成就感的影響依然顯著(M15，β=-0.107，p＜0.05)。因此，情緒智力在情緒影響因素對員工成就感的作用關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應會被情緒耗竭完全中介。為進一步驗證這一結(jié)果，本研究同樣按Edwards和Lambert(2007)給出調(diào)節(jié)路徑分析建議，利用Bootstrap方法構(gòu)造1000個樣本進行穩(wěn)健性檢驗[30]，結(jié)果如表5所示：情緒智力的間接效應為0.076，對應bootstrap構(gòu)造估計量在95%的置信區(qū)間內(nèi)不包含零(間接效應顯著)，且表5結(jié)果還支持情緒智力在第一階段的調(diào)節(jié)效應顯著，所以情緒智力在情緒影響素對員工成就感作用關(guān)系中是一個有中介的調(diào)節(jié)變量，其調(diào)節(jié)效應會被情緒耗竭完全中介。

表5 有中介的調(diào)節(jié)：情緒智力調(diào)節(jié)路徑分析結(jié)果(bootstrap，n=1000)

四、研究結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

本研究從情緒影響因素的角度探討了導致員工工作倦怠的前因，揭示了情緒影響因素對員工工作倦怠三個維度的作用關(guān)系，實證了情緒影響因素抑制員工情緒耗竭與去個性化、提升員工成就感，情緒智力在上述三種作用關(guān)系中都起強化的調(diào)節(jié)作用，情緒耗竭在情緒影響因素對員工去個性化作用關(guān)系中起中介作用且中介效應受情緒智力調(diào)節(jié)，情緒智力在情緒影響因素對員工成就感作用關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用且調(diào)節(jié)效應被情緒耗竭中介，這在理論上進一步強化了對情緒耗竭作為工作倦怠核心特征的理解。換句話說，服務性企業(yè)輕視或忽視情緒影響因素設(shè)計容易導致員工情緒耗竭、使員工喪失工作熱情與積極性，繼而引發(fā)去個性化和成就感低落，其中不同情緒智力員工的表現(xiàn)會有所差異：員工情緒智力越低，在完成高情緒要求的工作時越難以進行情緒調(diào)節(jié)，情緒耗竭程度會越高，產(chǎn)生工作倦怠的幾率會越大，且這些影響都是通過情緒耗竭進行的。因此，服務性企業(yè)要減少員工工作倦怠產(chǎn)生的危害，就應在員工情緒影響因素設(shè)計與員工情緒耗竭方面多加考量，通過工作環(huán)境的優(yōu)化與情緒影響因素的合理化設(shè)計降低員工情緒耗竭與去個性化狀況、提高員工工作熱情與成就感，以實現(xiàn)減緩員工工作倦怠的目的。

(二)理論意義

(1)本研究進一步豐富了工作倦怠前因變量的研究。在對工作倦怠前因變量的探討中，工作特征(包括工作量、角色沖突與角色模糊、支持與資源、工作中的人際情緒壓力等)和個體特征(包括人口學變量和人格特征)是討論較多的產(chǎn)生工作倦怠的前因變量，研究發(fā)現(xiàn)與工作有關(guān)的壓力源能有效預測工作倦怠，但是很少有將這幾個方面綜合起來考察其對工作倦怠的影響。這說明影響員工工作倦怠的不僅僅只是某個單一因素，而可能是對多種因素的一種綜合反映。

(2)驗證了情緒耗竭是工作倦怠的核心特征。情緒影響因素對情緒耗竭、去個性化的作用關(guān)系是負向的，對成就感的作用是正向的，情緒影響因素之所以會導致工作倦怠的產(chǎn)生，根本原因在于其耗損了員工的內(nèi)在情感資源，降低了員工的工作熱情和積極性，進而使得情緒耗竭產(chǎn)生，繼而引發(fā)去個性化與成就感低落，這與已有研究結(jié)果是一致的。這一研究結(jié)果對于深化情緒影響因素的作用過程，揭開情緒影響因素與員工工作結(jié)果之間的黑箱(black box)具有實證意義。

(3)情緒智力對應對工作倦怠的產(chǎn)生及程度具有重要的作用。工作倦怠的產(chǎn)生與組織內(nèi)的情景要素是相聯(lián)系的，情緒智力不同的員工，其對工作倦怠的承受力是不一樣的。情緒影響因素和情緒智力共同影響情緒耗竭的事實表明，員工情緒耗竭的產(chǎn)生不單單是由情緒影響因素或者個體特質(zhì)因素所決定的，而是由情緒影響因素和個體特質(zhì)因素共同決定的，這一研究契合了激勵理論所強調(diào)的個體情景交互的觀點。

(三)管理啟示

(1)本研究為服務性企業(yè)解決員工工作倦怠問題提出了新的思考方向。本研究中的情緒影響因素包括個人狀況、任務管理和組織管理三個方面，由于情緒影響因素對工作倦怠的三個維度都有負向作用，因此服務性企業(yè)在分析及應對員工工作倦怠問題時，不僅要考慮服務性工作自身所具有的高情緒要求對員工內(nèi)心資源的消耗，又要考慮到合理、高效的組織管理一定程度上也可以弱化員工的工作倦怠。

(2)本研究對干預員工的工作倦怠提出了新的思路。工作倦怠已成為現(xiàn)代企業(yè)(尤其是服務性企業(yè))中的職業(yè)危害，企業(yè)應清醒地認識到工作倦怠所帶來的一系列負面影響，并采取切實有效的措施來防治工作倦怠。本研究結(jié)果證明情緒智力對情緒影響因素與情緒耗竭之間有著顯著的調(diào)節(jié)作用，情緒智力作為個體重要的正向特征，可以為服務性企業(yè)員工提供積極的力量，例如Duran(2004)[31]、Gerits(2005)[32]的研究均顯示情緒智力與去人格化、成就感顯著相關(guān)。彭正敏和車宏生(2004)發(fā)現(xiàn)情緒智力與工作倦怠中的情緒耗竭負相關(guān)[33]。服務性企業(yè)的工作特征要求員工要具備高情緒智力，因此招聘員工時可將情緒智力納入甄選標準，一定程度上能夠從源頭上減少工作倦怠的發(fā)生，同時情緒智力又是一種能力，可以通過培訓等相應的方式得到改善和提高[11]。因此，我們建議，當員工發(fā)生工作倦怠時，企業(yè)應積極地實施員工援助計劃(EAP)，加強對員工的情緒管理培訓和心理咨詢，教授自我情緒調(diào)節(jié)的方法與技巧，幫助員工保持良好的心態(tài)，從而更好地適應工作要求。情緒智力作為員工工作倦怠的重要干預變量，突破了以往被動應對工作倦怠的境地，可以在不改變現(xiàn)有條件的情況下通過改變員工自身的心理狀態(tài)緩解工作倦怠的產(chǎn)生及其程度。

(3)服務性企業(yè)應充分認識和重視給予員工情感支持。本研究發(fā)現(xiàn)年齡與情緒耗竭(r=-0.124， p＜0.05)負相關(guān)，酒店行業(yè)作為典型的服務性企業(yè)，由于節(jié)約成本、員工流動性大等各方面的原因員工的年齡普遍年輕化，以應屆畢業(yè)大學生甚至是實習生為主，對于剛剛踏入社會的學生來說要適應高情緒要求的工作存在較大的困難，加之缺少相應的工作經(jīng)驗，會迅速消耗其工作熱情和積極性，進而產(chǎn)生情緒耗竭。同時我們還發(fā)現(xiàn)部門與去個性化(r=-0.126，p＜0.05)負相關(guān)，酒店的前廳部、餐飲部和客房部等是酒店經(jīng)營的主要部門，同時也是與顧客高接觸的部門，“微笑服務”是最基本的要求，面對形形色色的顧客員工要始終遵守組織的情緒表達要求，情緒勞動頻率高、情緒消耗大，產(chǎn)生去個性化的概率也更高。因此，酒店等服務性企業(yè)應轉(zhuǎn)變思路充分認識和重視服務工作特征所導致的情感資源的消耗，將情緒勞動列入員工培訓計劃和員工績效考核指標，認可員工的情緒勞動價值，對員工進行定期的情緒勞動培訓，幫助員工獲得組織的情感支持，同時對情緒消耗大的部門和崗位給予更多的工作授權(quán)，及時的情感補償?shù)?，降低新員工的流失率，擺脫老員工在工作情景中的“社會死亡”[34]。

(四)研究局限與展望

(1)雖然研究的是我國組織情景中的問題，但所采用的測量工具都是在西方組織背景中發(fā)展出來的，盡管情緒智力和工作倦怠的測量使用的是成熟量表，但更佳的選擇是選用本土的測量工具，從而使得變量的測量更加貼近中國本土的實際；同時，情緒影響因素量表的穩(wěn)定性也還有待更進一步驗證。另外，受研究廣度的限制，我們僅僅研究了一般工作壓力源(情緒影響因素)對工作倦怠的影響及其作用機制，后續(xù)的研究可進一步探索在我國組織情景下引起工作倦怠的其他前因變量(如情緒勞動等情緒壓力源)以積累更多的理論和實證基礎(chǔ)。

(2)本研究僅從情緒視角證實了情緒耗竭對引發(fā)工作倦怠所起的中介作用，未來的研究應該嘗試從多重的視角來探討形成工作倦怠的作用機制。近年來，社會交換理論(social exchange theory)在解釋員工在工作情景的情緒和行為所起的作用正逐漸得到學術(shù)界的重視，情緒壓力是否會破壞員工與組織的社會交換關(guān)系，尤其是服務性企業(yè)自身的高情緒要求特征是否擾亂了正常的員工情感消耗與補償之間的平衡，進而降低員工的工作熱情導致工作倦怠產(chǎn)生呢？未來可在這個方面進行一定的探索。

(3)盡管本研究探討了情緒智力的調(diào)節(jié)作用，也證實了情緒智力作為一種情緒調(diào)節(jié)的能力影響了情緒耗竭的程度，但影響情緒耗竭的因素是多種多樣的，既有個體的因素也有情景的因素，未來的研究應進一步探索其他可能的調(diào)節(jié)變量，以更深入地了解情緒耗竭的作用邊界。例如，工作中心度(work centrality)高的員工由于對工作生活看得很重，其對于高情緒付出的反應是否會比工作中心度低的員工對高情緒付出的反應更劇烈呢，未來可在這個方面進行一定的探索[34]。

(4)本研究雖然樣本比較典型，這樣做也能有效控制行業(yè)和企業(yè)類型因素的影響，提升研究的內(nèi)部效度，但取樣范圍較狹窄也使得研究的外部效度受到了一定的影響，后續(xù)研究可進行更廣泛的行業(yè)和地區(qū)樣本調(diào)查，使得數(shù)據(jù)多樣化，從而進一步驗證本研究的結(jié)論。

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