卫林英，毛彤彤

（西安邮电大学 经济与管理学院，西安 710121）

引言

员工幸福感，相比较于曾被广泛用于描述员工工作态度的工作满意度，能够描述员工对工作的整体评价与体验。因而，员工幸福感成为近年来学者们关注的热点问题。Wright等（2004）认为，幸福感高的员工，不仅具有高的工作效率，还具有低的离职倾向[1]。美国工业与组织心理学会2016年的调查结果也表明，对员工健康和幸福感的关注是工作场所研究的十大发展趋势之一，员工幸福感将成为重要的课题[2]。

随着知识经济的不断推进，科技迅猛发展，研发人员不断涌现。研发人员由于其工作所要求的自主性与创造性等特点[3]，他们需要更多的自主权、更宽松的工作环境和更大的尊重。关注研发人员的组织支持感与幸福感的关系以及组织支持感对幸福感的作用机理，具有重要的理论与现实管理意义。

研究选择个体对工作的体验结果（工作幸福感）和体验过程（心理幸福感）两个方面作为对员工幸福感的评价内容，通过对研发人员实施问卷调查，进而展开实证分析和讨论。主要内容包括：首先，探讨研发人员组织支持感对情绪调节自我效能感的影响；其次，探讨研发人员情绪调节自我效能感对员工幸福感的影响；最后，检验在组织支持感对员工幸福感的影响过程中，情绪调节自我效能感的中介作用。

一、理论基础与研究假设

（一）研究假设

1.组织支持感与情绪调节自我效能感。已有的研究表明，组织支持感对自我效能感有显著的正向影响。田喜洲等（2010）认为，高组织支持感有助于打破员工的悲观情绪、激发员工的积极情绪[4]。田在兰等（2014）认为，组织支持感高的员工，会有被组织重视的感受，从而对自己的能力进行肯定，自我效能感也随之提高，有更大的自信心面对工作，从而对工作进行额外的投入[5]。顾远东等（2014）在组织支持感对研发人员创新行为影响机制的研究中发现，创造力效能感起中介作用[6]。

根据已有研究结果，当组织肯定员工的价值观与目标，在工作中给予员工较大的自由时，员工会感受到组织的重视与认同，具备较高的组织支持感，负面情绪减少，员工有很高的热情和很大的自信面对工作，对于调动积极情绪、消除消极情绪也有很强烈的自信，情绪调节自我效能感由此升高。因此，提出以下假设：

假设1：组织支持感对情绪调节自我效能感有正向影响作用。

2.情绪调节自我效能感与员工幸福感。在有关幸福感的已有研究当中，自我效能感是与其紧密相关的概念。Spector等（2001）提出了“基于情绪的压力模型”，认为工作中的压力刺激会引起负向的情绪[7]。自我效能感是Bandura（2003）社会认知理论的核心概念，他认为自我效能感可以有效缓解压力所造成的消极影响[8]。Siu（2007）的研究发现，工作压力能够通过自我效能感这一中介变量间接负向影响员工幸福感[9]。

Bandura、Caprara等（2003）认为，情绪调节自我效能感是个体对能否有效调节自身情绪状态的一种自信程度，是一种个体对管理自身情绪的能力感，情绪调节自我效能感可以使个体有效应对压力，提高人际关系质量，提高主观幸福感[10]。Heuven等（2006）认为高情绪调节自我效能感能够削弱消极情绪带来的负面影响，保证员工的工作的热情，而低情绪调节自我效能感则会导致情感的耗竭和工作热情的下降[11]。

根据已有研究结果，情绪调节自我效能感体现的是员工对于情绪调节的自信心，高情绪调节自我效能感的员工能够感受到更多积极情绪，努力消除愤怒、沮丧等消极情绪，员工幸福感也随之增加。因此，提出以下假设：

假设2：情绪调节自我效能感对员工幸福感有正向影响作用。

假设2a：情绪调节自我效能感对工作幸福感有正向影响作用。

假设2b：情绪调节自我效能感对心理幸福感有正向影响作用。

3.情绪调节自我效能感的中介作用。Bandura的社会认知理论认为，自我效能感在环境刺激与个体行为中起重要的中介作用。Warr（1990）和Van Horn等（2004）均认为，个体的情绪因素是员工幸福感的构成成分之一[12～13]。情绪调节自我效能感作为自我效能感的重要部分，能够对员工幸福感产生影响，并且能够在组织支持感对员工幸福感的影响中扮演重要的中介作用。杜旌等（2014）研究发现，自我效能感对员工幸福感有积极作用，且高绩效工作系统可以通过自我效能来提升员工幸福感[14]。张萍等（2015）的研究证明情绪调节自我效能感对主观幸福感有预测作用，情绪调节自我效能感在人格特质与主观幸福感之间起部分中介作用[15]。张建育等（2016）的研究发现，情绪调节自我效能感与主观幸福感之间存在显著的正相关关系[16]。

根据以上分析，面对高的组织支持感，员工对于情绪调节的自信心会增强，有更高的热情面对工作，员工幸福感也随之提升，情绪调节自我效能感能够在组织支持感对员工幸福感的正向影响中起中介作用。因此，提出以下假设：

假设3：情绪调节自我效能感在组织支持感对员工幸福感的影响中起中介作用。

假设3a：情绪调节自我效能感在组织支持感对工作幸福感的影响中起中介作用。

假设3b：情绪调节自我效能感在组织支持感对心理幸福感的影响中起中介作用。

（二）研究理论框架

综合前文分析，研究的理论框架（如下图所示）。

研究理论框架图

二、研究设计

（一）变量设计与测量方式

对于组织支持感，采用Eisenberger等（1986）开发的组织支持感的简短量表进行测量[17]。此简短量表是由6个题项组成的单维度量表。

对于情绪调节自我效能感，采用Caprara等（2008）开发、俞国良等翻译的情绪调节自我效能感量表中文版进行测量[18]。量表共计12题项，由三个维度组成，分别是感受积极情绪效能感、调节沮丧/痛苦情绪效能感和调节生气/愤怒情绪效能感。

对于员工幸福感，采用Zheng等（2015）开发的员工幸福感量表中工作幸福感、心理幸福感部分[19]。员工幸福感量表共计18个题项，由三个维度组成，分别是生活幸福感、工作幸福感与心理幸福感。此研究选取工作幸福感（6题项）、心理幸福感（6题项）这2个维度进行测量。

此研究采用Likert 5点计分法对题项进行打分（1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”，由1—5符合程度逐渐递增）。

（二）调查实施

此研究中的数据来自于辽宁、山东、北京、广东、陕西等地从事IT业、制造业、生物制药业等行业的研发人员。采取纸质问卷与网络问卷同时发放的方式实施调查。除了通过网络发放的问卷之外，对于辽宁、山东两地，采取邮寄调查问卷给企业人事主管的方式进行调查；对于陕西部分地区，采取进入企业发放纸质问卷的方式。

（三）数据处理方法

采用SPSS22.0软件对变量进行描述性统计分析与信度分析，利用LISREL8.7软件对变量进行验证性因子分析，并通过构建结构方程模型检验变量间的路径关系以及中介效应。

三、实证分析

（一）样本描述性统计

纸质问卷共发放200份，回收的有效问卷为168份，有效回收率为84%；网络问卷回收113份，有效问卷为106份，问卷有效率为93.8%。最终有效问卷为274份，有效率为87.5%。

从样本的性别来看，男性为181人，占样本总数的66.1%，女性为93人，占样本总数的33.9%。从样本的学历来看，中专16人，占样本总数的5.8%，大专37人，占样本总数的13.5%，本科178人，占样本总数的65%，研究生43人，占样本总数的15.7%。从样本所在公司的企业性质来看，国有企业占样本总数的61.3%，民营企业占样本总数的33.2%，外资企业占样本总数的5.5%。

（二）量表维度验证及信、效度检验

1.情绪调节自我效能感量表结构验证。利用LISREL软件构建情绪调节自我效能感的“一阶三维度模型”和“二阶模型”两个模型，进行验证性因子分析。两个模型的拟合结果完全相同，拟合得都很好（如表1所示）。因此，在后续实证分析中，采用表达积极情绪的自我效能感、调节沮丧/痛苦情绪的自我效能感、调节生气/愤怒情绪的自我效能感三个分维度的因子得分作为情绪调节自我效能感的3个测项，以简化模型。

表1 情绪调节自我效能感验证性因子分析拟合结果（N=274）

2.变量验证性因子分析及信效度检验。采用LISREL软件对研究所涉及4个变量进行验证性因子分析，模型拟合指数分别为 χ2=360.054，Df=164，χ2/Df=2.195，RMSEA=0.0662，NNFI=0.973，CFI=0.977。以上结果表明，这4个变量模型的拟合效果较好。

表2呈现出此研究所涉及4个变量的均值、标准差、各变量之间的相关系数、Cronbach’s α系数、组合信度（composite reliability，CR）和平均方差析出量（average variance extracted，AVE）。

从表2中的分析结果可知，组织支持感与情绪调节自我平上显著（双尾），*表示在p<0.05水平上显著（双尾）。效能感、工作幸福感、心理幸福感的相关系数依次为0.566、0.668、0.499，呈现出非常显著的正相关关系；情绪调节自我效能感与工作幸福感、心理幸福感的相关系数依次为0.608、0.737，呈现出非常显著的正相关关系。

表2 变量均值、标准差、α系数、相关系数、CR和AVE（N=274）

各变量的Cronbach’s α系数最小值为0.851，各变量的CR最小值为0.723，说明研究所采用的量表具有很好的信度。各变量的AVE值最小为0.466，均在可接受范围内，表明量表的测项具有较高的汇聚效度与区分效度。另外，由于研究所使用量表都是成熟量表，因此研究量表同样具有很好的内容效度。

（三）假设检验

1.组织支持感对情绪调节自我效能感的影响检验。假设1提出组织支持感对情绪调节自我效能感有正向影响作用。下页表3中路径SPOS→RES的结果显示，组织支持感对情绪调节自我效能感有非常显著的正向影响（β=0.665，T=9.236），假设4得到验证。

2.情绪调节自我效能感对员工幸福感的影响检验。假设2a提出情绪调节自我效能感对工作幸福感有正向影响作用。表3中路径RES→WWB的结果显示，情绪调节自我效能感对工作幸福感有非常显著的正向影响（β=0.731，T=10.047），假设3a得到验证。

假设2b提出情绪调节自我效能感对心理幸福感有正向影响作用。表3中路径RES→PWB的结果显示，情绪调节自我效能感对心理幸福感有非常显著的正向影响（β=0.921，T=11.987），假设3b得到验证。

表3 组织支持感、情绪调节自我效能感与员工幸福感影响关系分析（N=274）

3.情绪调节自我效能感的中介效应检验。假设3a提出情绪调节自我效能感在组织支持感对工作幸福感的影响中起中介作用。在表4的SPOS→RES→WWB的中介作用过程中，当组织支持感不经过情绪调节自我效能感直接作用于工作幸福感时，路径系数c为0.754(T值=11.165)，而当加入情绪调节自我效能感中介变量后，路径系数c′降到了0.476（T值=5.641），依然显著，情绪调节自我效能感在组织支持感对工作幸福感影响中起部分中介作用，假设5a得到验证。

假设3b提出情绪调节自我效能感在组织支持感对心理幸福感的影响中起中介作用。在表4的SPOS→RES→PWB的中介作用过程中，当组织支持感不经过情绪调节自我效能感直接作用于心理幸福感时，路径系数c为0.563（T值=7.892），而当加入情绪调节自我效能感中介变量后，路径系数c′降到了-0.146（T值=-1.471），变得不再显著，情绪调节自我效能感在组织支持感对心理幸福感影响中起完全中介作用，假设5b得到验证。

表4 RES在SPOS和WWB、PWB之间的中介效应分析（N=274）

四、结果讨论及管理建议

（一）结果讨论

1.组织支持感对情绪调节自我效能感影响分析。前文实证分析结果表明，组织支持感对情绪调节自我效能感有正向影响作用。组织支持感高的员工，会感受到来自组织的肯定与支持，能够打破自己的悲观情绪，对工作能力有更大的自信，调控自己情绪的自信心也随之增强，情绪调节自我效能感也随之提升。

2.情绪调节自我效能感对员工幸福感影响分析。前文实证分析结果表明，情绪调节自我效能感对工作幸福感和心理幸福感均有正向影响作用。多数研究针对于情绪调节自我效能感与主观幸福感的内在机理，而此研究探索了研发人员情绪调节自我效能感与工作幸福感和心理幸福感之间的联系。情绪调节自我效能感高的员工，能够打破自己的悲观情绪，对工作能力有更大的自信，调控自己情绪的自信心增强，从而提高员工工作幸福感和心理幸福感。

3.情绪调节自我效能感中介效应分析。前文实证分析结果表明，情绪调节自我效能感在组织支持感与员工幸福感之间起中介作用。研究发现，情绪调节自我效能感是一个比较有效的传导机制，能够自组织支持感向员工幸福感起到良好的传递作用，组织支持感能够通过提高员工的情绪调节自我效能感，进而提高员工幸福感。

（二）管理建议

此研究对于企业管理实践具有以下两点启示：第一，组织支持感是提高情绪调节自我效能感的关键，管理人员应当顾及研发人员的价值观，关心研发人员的福利，为研发人员完成工作提供最大的帮助，让他们时刻感受到组织的支持与关怀。第二，情绪调节自我效能感在组织支持感与员工幸福感之间起到了重要的传导作用。管理人员可以通过日常的活动与培训课程增强研发人员对于情绪调节的自信心，让研发人员有更从容的心态应对工作中的压力与困难。

五、结论与展望

（一）结论

此研究将组织支持感引入情绪调节自我效能感的研究当中，丰富了情绪调节自我效能感的前因变量，拓宽了情绪调节自我效能感的研究领域。此研究探讨在组织支持感对员工幸福感的影响过程中，情绪调节自我效能感的中介作用，丰富了员工幸福感的前因变量，使组织支持感对员工幸福感的影响机制更加清晰。

在管理实践中，此研究可以引导企业管理者，对研发人员的工作、生活提供足够的支持与帮助，让研发人员感受到组织的关怀，有更大的自由完成任务，通过培训等方式增强研发人员的情绪调节自我效能感，提升研发人员的幸福感，使研发人员全身心地投入工作，为企业带来稳定的产出与效益，实现个人成长与企业进步的双赢。

（二）研究局限与展望

此研究还具有以下两方面的局限性，后续研究可做进一步的补充与完善：第一，员工幸福感所包括的生活幸福感维度在此研究中并没有涉及，后续的相关研究可对此维度做进一步研究，得出不同维度的影响机制，这样的研究成果将会更加全面。第二，由于受时间及客观因素限制，问卷调查的方法具有一定的局限性。后续研究可通过多个时间点来收集数据，对固定的研究样本进行编码，然后定期对其进行跟踪调查，通过纵向的数据收集进行分析将具有更大的价值。

参考文献：

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