情緒勞動、心理資本與工作投入的關系：焦點解決干預研究

司晴 牟依晗 劉哲 趙然

摘?要?為探討員工情緒勞動對工作投入的影響以及心理資本在情緒勞動和工作投入關系中的作用，本研究采用工作投入量表、情緒勞動量表和心理資本量表對193名在職員工進行問卷調查，結果表明情緒勞動能夠預測工作投入，且心理資本是情緒勞動的真實表現維度與工作投入之間的調節變量，高心理資本的個體能夠在真實表現分數較低的情況下仍然保持穩定且較高的工作投入程度。研究進一步以某著名外企的34名員工為被試，通過焦點解決教練的形式，針對情緒勞動、心理資本進行干預，結果表明三次干預后心理資本的希望維度顯著提高，情緒勞動無顯著改變，工作投入顯著提升。說明焦點解決教練能夠通過短期干預有效提高員工的心理狀態和工作表現，證明了其有效性。

關鍵詞?工作投入;情緒勞動;心理資本;焦點解決教練;干預

分類號?B849

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2019.12.003

1?引言

工作投入是員工基于興趣和好奇，愿意付出額外的時間和勞動，在工作中展現出積極心理和行為。高工作投入的員工專注、樂于付出并認同工作的價值，這種狀態是可持續并能對周圍人產生影響的（Schaufeli， 2002）。工作投入影響個體在工作中的諸多表現。高工作投入的個體工作績效更高（Bruce， 2006; Keller， 1997），還表現出更多的組織公民行為（Hall， Dollard， & Winefield， 2013），更多地支持和幫助同事，并提出有價值的組織建言（Crant， 2000），在工作滿意度、工作態度和組織承諾等方面也有更積極的表現（王彥峰， 秦金亮， 2015; Alarcon & Edwards， 2011; Larson & Luthans， 2006）。除工作表現外，工作投入還能夠提升個體的身心健康水平（王彥峰， 秦金亮， 2015; Schaufeli & Bakker， 2004）。工作投入作為工作場所中具有積極意義的變量，對組織和個人都有十分重要的影響，因此，對工作投入的前因變量進行探究并對其進行干預有著非常重要的意義。

在工作中，人們當下的情緒與工作的要求并不總是相符的，有時常常需要改變自己的情緒以適應環境的需求，這種行為被稱為情緒勞動（emotional labor），是指個體致力于情感的管理，通過表達或抑制情緒而表現出可觀察的表情和動作。Hochschid（1979）指出情緒勞動有三種策略：表層扮演（surface acting）指工作中真實感受和工作要求不相符時，表現出工作要求的情緒狀態，而真實感受不改變;主動的深層扮演（active deep acting）指真實感受與工作要求不相符時，努力改變真實感受以符合工作要求;被動的深層扮演（passive deep acting）指實際感受與工作要求相符時，表現出工作要求的情緒狀態（Hochschild， 1979）。除此之外，真實表現也被看作是情緒勞動的一個策略，它的概念區別于表層和深層扮演。Diefendorff，Croyle和Gosserand（2005）的研究表明工作時個體更經常表現自己的真實情緒，而不是偽裝情緒或改變自己的感受。早期研究表明，情緒勞動可以預測工作壓力、工作倦怠和心理健康水平（Hochschild， 1983; Leidner， 1993; Pierce， 1995）， 對其他變量如情緒耗竭、工作滿意度、組織公民行為、離職傾向等也有影響（陳棟， 2008; 胡君辰， 楊林鋒， 2009; 劉暉， 2012; 劉沁薇， 2014; Kiffin-Petersen， Jordan， & Soutar， 2011; Salami， 2007; Totterdell & Holman， 2003; Zapf， 2002）。人們在工作中往往需要對情緒進行一定程度的管理，從以往的研究來看，表層扮演通常起到消極作用，而深層扮演和真實表現起到積極作用。

情緒勞動是人們在工作中所采取的情緒管理的策略，在工作中員工是否能夠采取有效的情緒管理策略，是否擁有足夠的能力進行情緒勞動與他們的心理狀態有很大關聯。心理資本全稱積極心理資本（positive psychological captial， PPC），指個體在成長過程中表現出的積極心理狀態（Luthans & Youssef， 2004）。目前中外學術界普遍認同其由自我效能（self-efficacy）、樂觀（optimism）、韌性（hardness）和希望（hope）四個維度構成（田喜洲， 2009; Luthans， Avolio， Avey， & Norman， 2007; Luthans， Luthans， & Luthans， 2004）。心理資本對組織和個人都有重要意義。心理資本可以改善個體的工作態度和表現（Luthan， Avey， Avolio， & Peterson， 2010），可有效預測和提高工作績效（Luthans， Aolio， Avey， & Norman， 2007; Luthans， Avolio， Walumbwa， & Li， 2005），還會通過中介變量影響工作投入，如積極情緒、情緒調節自我效能感（鄧曲揚， 葉和旭， 趙然， 2017; 劉錦濤， 周愛保， 2016）。

目前人們已經從許多方面探討了員工工作投入的影響因素，李肖妮（2015）探討了情緒勞動的不同維度對工作投入的不同影響，表層扮演對工作投入有負面影響，而深層扮演和真實表現的影響是積極的。目前關于情緒勞動與工作投入的研究尚且不多，但是關于情緒勞動和工作倦怠的研究相對豐富。萬華穎（2003）對職業女性的研究發現，表層扮演能夠增加工作倦怠，深層扮演則降低工作倦怠。工作投入除了受人口學因素影響以外，還與人格的主動性、堅韌性相關（董浩， 2011; Britt， Adler， & Bartone， 2001）。Langelaan，Bakker，Van Doornen與Schaufeli（2006）發現，在控制了人口統計學變量的影響后，外向性、靈活性和低神經質等人格特質仍能有效預測員工的工作投入程度。此外，自我效能感和核心自我評價與工作投入之間有顯著的正相關（王婷，高博， 劉君， 孫鑒， 甘怡群， 2009; Ouweneel， Schaufeli， & Le Blanc， 2013），積極情緒體驗對工作投入有促進作用（Bledow， Schmitt， Frese， & Kühnel， 2011）。上述研究涉及到的韌性、樂觀、自我效能都是心理資本的重要維度。

以往研究表明，心理資本對工作投入有預測作用。一項對全國多個省市幾千名中小學教師的研究發現，心理資本與工作投入高度相關，且能夠正向預測中小學教師的工作投入水平（范小青， 2014; 李資， 2010; 毛晉平， 謝穎， 2013; 吳偉炯， 2011），在以企業員工和醫院護士為被試的研究中也得到了同樣的結論（陳維政， 徐蘭， 胡冬梅， 2012; 方婷婷， 2010; 劉朝英， 宋麗萍， 商臨萍， 2013）。高寧寧（2018）通過對銀行基層柜員進行研究發現，心理資本在情緒勞動與工作倦怠之間起負向調節作用。心理資本作為個體的一項重要心理資源，為人們維持更積極的狀態提供能量。人們采用表層扮演策略進行情緒勞動時會消耗額外的資源，帶來消極影響，但是如果此時個體處于積極的心理狀態下，即心理資本的水平較高，資源消耗帶來的消極作用就會被減弱，因為此時個體有足夠的信心和能力去適應情緒和工作要求的不一致。而對于進行深層扮演或真實表現的個體來說，較高的心理資本意味著他們擁有更多的信心和能力去實現目標，從而表現出更高程度的工作投入水平。

心理資本對于員工的工作態度和表現都具有預測的作用。當人們處于積極心理狀態時，也就是心理資本水平較高時，人們擁有更多的自信和能力去完成工作，相較于那些心理狀態消極的個體來說，他們會在工作中投入更多的精力以達成目標。那么，如何提升心理資本水平成為組織所關心的問題。以往的研究表明，心理資本可以通過團體輔導等方式進行干預，華梅（2016）以Luthans干預模型為理論基礎，結合團體輔導為國網客服中心呼叫坐席人員設計了12次小組活動，有效干預了心理資本。趙涵（2013）通過8次團體干預訓練，提高了大學生心理資本各個維度的分數。研究者們在實踐中發現，焦點解決短期治療（Solution-Focused Brief Therapy， SFBT）作為后現代心理咨詢與治療的方法，以問題解決為導向，以發掘潛能、提升績效為目標，相比于其他的咨詢流派，它更加關注客戶的資源、優勢以及想要的未來，它積極正向，短時高效，不會給來訪者貼病態的標簽（何興鑫， 宋麗萍， 2017），十分符合企業對于快速解決問題的要求，因此這一技術在企業中被廣泛應用（黃麗，駱宏， 2010; 許維素， 2009; 趙然， 2010）。通過焦點解決教練對個體進行干預，能夠幫助個體顯著提升心理資本水平，從而提升工作投入的程度，實現現代企業的要求和期望。

本研究以企業在職員工為研究對象，主要探討情緒勞動對工作投入水平的影響，以及心理資本在其中的調節作用。在探究各變量之間的關系之后，如何通過有效的方法對員工進行干預以提升其心理資本是更重要的部分，本文將以焦點解決短期治療為干預手段，探討其對心理資本和工作投入水平的影響。

2?研究一：情緒勞動、心理資本與工作投入的關系研究

2.1?研究對象

采用方便取樣的方法，通過“問卷星”對目前正處于在職狀態的219名員工進行問卷調查。本研究更關注企業中的個體，因此刪除了26名自由職業的個體，剩余有效問卷193份。其中，男性81人，女性112人;年齡分布為20～59歲，平均年齡為38.8±9.4歲，工齡分布為1～40年，平均工齡為16.2±10.0年;將年齡、工齡以10為單位分組進行統計，其中有3名員工工齡缺失，處理方式為按照年齡和學歷估計并歸入相應組。

2.2?研究工具

2.2.1?工作投入量表

采用WOS（The Workplace Outcome Suite）的工作投入分量表，共5題，量表采用Likert5點計分制，從1（非常不符合）到5（非常符合），分數越高代表個體的工作投入程度越高。該量表在研究一中的α系數為0.82。

2.2.2?情緒勞動量表

情緒勞動量表共14題，分為3個維度——表層扮演、深層扮演和真實表現。其中1～5題測量表層扮演，6～11題測量深層扮演，來自于鄔佩君（2003）對Grandey（2003）的情緒勞動量表進行翻譯整理得出的量表，12～14 題測量真實表現，來自于Diefendorff，Croyle與Gosserand（2005）的情緒勞動量表。量表采用Likert5點計分制，從1（從未如此）到5（一直如此），分數越高代表個體情緒勞動程度越高。本研究中員工的職種包括各行各業，而不僅僅是銷售行業，因此將量表中的“顧客”改為“同事”，以適合不同職種的問卷填寫。該量表在研究一中的α系數為0.72。

2.2.3?心理資本量表

采用Luthans，Youssef和Avolio（2007）的心理資本量表（PCQ-24）的中文修訂版（溫磊， 七十三， 張玉柱， 2009），包括自我效能、希望、韌性、樂觀4個維度。量表采用Likert5點計分制，從1（從未如此）到5（一直如此），第13題、第20題和第23題為反向計分題，除此之外，分數越高代表個體的心理資本越高。該量表在研究一中的α系數為0.93。

2.3?數據處理

使用統計軟件SPSS 19.0對數據進行統計和處理。根據數據類型和研究假設，選用描述統計、t檢驗、方差分析、回歸分析等統計方法進行數據分析，顯著性水平取p=0.05（雙側檢驗）。

2.4?結果

由于研究數據都是通過自我報告獲得，根據周浩（2011）的建議，采用Harman單因子方法檢驗共同方法偏差。結果顯示，共有13個因子的特征值大于1，且第一個因子可解釋28.71%的變異，遠小于40%的臨界標準。因此，此次研究的共同方法偏差問題不嚴重。

首先對193名有效員工的工作投入、情緒勞動和心理資本進行描述性統計和相關分析（見表1）。結果表明，情緒勞動與工作投入顯著相關，其中表層扮演與工作投入呈顯著負相關（p<0.01），即表層扮演分數高的個體工作投入程度低，深層扮演、真實表現與工作投入呈顯著正相關（p<0.01），即深層扮演、真實表現分數高的個體工作投入程度高。心理資本與工作投入呈顯著正相關（p<0.01），即高心理資本的個體工作投入程度更高。

進一步用線性回歸分析檢驗情緒勞動對工作投入的預測作用，發現情緒勞動對工作投入有顯著的預測作用（β=0.14，t（192）=2.00，p<0.05）。將情緒勞動的三個維度進行中心化處理后，發現表層扮演有顯著的負向預測作用（β=-0.21，t（192）=-2.94，p<0.01），深層扮演有顯著的正向預測作用（β=0.35，t（192）=4.02，p<0.001），真實表現的作用不顯著。通過線性回歸分析發現，心理資本對工作投入有顯著的正向預測作用（β=0.48，t（192）=7.63，p<0.001）。

控制性別、年齡和崗位類別等人口學變量，進一步進行分層回歸分析，結果表明，心理資本在情緒勞動與工作投入之間的調節作用顯著（β=-0.13， t（192）=-2.04， p<0.05），并且心理資本在情緒勞動的真實表現維度與工作投入之間的調節作用顯著（β=-0.14， t（192）=-2.09， p<0.05），見表2。心理資本在情緒勞動的表層扮演維度、深層扮演維度與工作投入之間的調節作用均不顯著（β=0.03， t（192）=0.37， p>0.05;β=-0.08， t（192）=-1.28， p>0.05）。

為了更清晰地了解心理資本的調節作用，本研究采用簡單斜率檢驗，根據心理資本平均數將被試分成兩組，即低心理資本組（平均數1個標準差之下）和高心理資本組（平均數1個標準差之上），得到心理資本不同水平下真實表現與工作投入的關系圖如下：

如圖1所示，高心理資本個體的真實表現對工作投入預測作用不大，而低心理資本個體的真實表現對工作投入的預測作用顯著，真實表現分數越高，工作投入分數越高。心理資本在個體情緒勞動的真實表現維度對工作投入的影響中有顯著調節作用。

3?研究二：焦點解決干預研究

3.1?研究對象

在北京市某著名外企開展研究二，請公司員工自愿報名參加焦點解決教練，小部分工作狀態不佳的員工在人力部門的建議下參與。開始共有36人參與，研究進行過程中1人離職，1人因個人原因退出項目，完整參加三次焦點解決教練的員工共有34人，年齡分布為25～49歲，平均年齡為35.4±5.9歲，司齡（在該公司工作的年限）分布為0～22年，平均司齡為5.5±5.0年。

3.2?研究工具

工具同研究一。工作投入量表在研究二前測中的α系數為0.63，在后測中的α系數為0.76。情緒勞動量表在研究二前測中的α系數為0.67，在后測中的α系數為0.68，心理資本量表在研究二前測中的α系數為0.87，在后測中的α系數為0.90。

3.3?干預方案和流程

3.3.1?干預方案

本研究以心理資本干預模型（PPCI）為理論基礎，以焦點解決原理方法為技術基礎，針對心理資本的自我效能、希望、韌性、樂觀四個維度設計干預方案。本次干預目的是通過提高員工心理資本，使員工在情緒勞動狀態下的工作投入有所提高，最終提高工作績效。

本干預方案包含三次干預活動，主題分別為：壓力管理、情緒調節、資源優勢發掘?！皦毫芾怼睅椭辉嚵私馊绾螐睦Ь持凶叱鰜?，針對心理資本的韌性維度;“情緒調節”幫助被試調節消極情緒、表達積極情緒，主要針對心理資本的韌性維度和樂觀維度;“資源優勢發掘”幫助被試發現自己解決問題的資源和能力，發現解決問題的多種方法和路徑，主要針對心理資本的自我效能和希望維度。另外，每次教練中使用的焦點解決的技術原理也有提高心理資本各維度的作用，例如“期待的未來”、“奇跡”問句、“假如”問句等技術可以提高心理資本的樂觀維度，“贊美”技術可提高心理資本的自我效能維度等。在本次教練中，焦點解決原理技術占絕對的主要地位，使用比率占全部教練時長的80%左右。此外，根據員工的具體問題類型配合使用了共創式教練、合作對話、敘事、行為認知等其他技術流派。

焦點解決教練團隊有教練7人，均為國家二級心理咨詢師，受到過長期、專業的焦點解決取向培訓，其中4位參加過多倫多大學國際SFBC認證項目并得到證書。7位教練在焦點解決方向的平均培訓時長為219小時，平均咨詢時長為587小時。7位教練均為女性，年齡范圍為30～63歲，平均年齡為46.0±10.3歲，兩位40歲以下的年輕教練未婚，大部分教練屬于專職心理咨詢師/教練，學歷水平較高，均在本科以上。

3.3.2?干預流程

首先對參加焦點解決教練的所有員工進行工作投入、情緒勞動和心理資本的問卷施測，問卷均以“問卷星”的形式通過公司內部郵箱發給員工。

為34名員工每人提供三次焦點解決取向的一對一教練，每次50min左右，教練團隊由7位經過焦點解決專業訓練的資深咨詢師/教練組成，包括6位常駐教練和1位替補教練，每位教練對應5～7位員工，正常情況下員工的三次干預均由同一位教練完成，但由于教練和員工的時間安排，第二次教練過程中有一位教練缺席，由替補教練補上，員工未能按時參與教練則根據缺席員工的時間統一安排某位教練集中補上。三次干預的主題分別為壓力管理、情緒調節和資源優勢發掘。

三次教練完成后再次對所有員工進行工作投入、情緒勞動和心理資本的問卷施測，流程見圖2。

3.4?數據處理

使用統計軟件SPSS 19.0對數據進行統計。根據數據類型和研究假設，選用描述統計、t檢驗等方法分析數據，顯著性水平取p=0.05（雙側檢驗）。

3.5?結果

使用SPSS的配對樣本t檢驗，對干預前后測數據進行差異檢驗（見表3），結果表明，教練干預后心理資本的希望維度與工作投入的分數有顯著提高，情緒勞動和心理資本的其他維度分數提升不顯著。通過焦點解決教練的活動干預，參與員工的心理資本的希望維度有顯著提升，從而提高了其工作投入程度，說明該方案具有一定的有效性。

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