配偶情绪智力对员工工作投入的影响：员工生活幸福感的中介作用和性别的调节作用*

郑晓明 余宇 刘鑫

(1 清华大学经济管理学院,北京 100084) (2 西南财经大学工商管理学院,成都 611130)

(3 中国人民大学商学院,北京 100872)

1 前言

情绪智力是一种理解和管理自己与他人情绪的能力(Mayer &Salovey,1997;彭正敏 等,2004),近年来得到了学术研究、主流媒体和管理实践的广泛关注(Côté,2014;Mayer et al.,2008)。现有研究已经充分证实了情绪智力的人际内影响(personal effect),即个体情绪智力水平会影响自身工作结果,如员工工作满意度和工作绩效(Sy et al.,2006;Wong &Law,2002;张辉华,黄婷婷,2015;张辉华,王辉,2011)。在此基础上,情绪智力研究也逐渐开始关注情绪智力的人际间影响(personal effect),即他人的情绪智力水平对员工的工作结果的影响。例如,研究发现,领导情绪智力有助于提升员工工作态度和工作绩效(容琰 等,2015;Wong &Law,2002;余琼,袁登华,2008)。尽管如此,情绪智力的人际间影响研究多集中在工作这一单一领域,却忽视了情绪智力在跨领域方面的人际间影响,例如配偶情绪智力(即家庭领域因素)对员工工作投入(即工作领域结果)的影响。

事实上,关注配偶情绪智力的跨领域的人际间影响是十分必要的。就理论而言,除了职场中与领导/同事之间的工作关系,配偶与员工之间的家庭关系也是一种极为重要的社会关系(Jaskiewicz et al.,2017)。现有研究已经发现,家庭对工作的增益或冲突的确会影响员工工作态度和工作绩效(Odle-Dusseau et al.,2012;Wayne et al.,2006)。并且,夫妻作为家庭中具有亲密关系的双方,会随着时间的推移逐渐影响彼此的想法、感受和行为(Kelley et al.,1983),因此配偶的个体特征(例如,配偶情绪智力)极可能会对员工工作结果产生跨领域的影响(Solomon &Jackson,2014)。从实践来看,配偶对情绪的理解和管理确实会对员工产生影响,这是极为普遍的现象。例如,《哈佛商业评论》曾探讨过家庭生活中情绪管理的重要性(Batista,2016),以及对幸福感的影响(Coleman &Coleman,2017)。尤其是新冠疫情以来,随着在线办公条件的成熟,在家办公和混合式办公等形式更加普及。近期一项关于疫情对幸福感影响的研究就指出,居家办公情况下,家庭生活中的问题是造成幸福感降低的原因之一(Campbell &Gavett,2021)。由此可见,当工作和家庭的界线变得更加模糊,员工工作结果更可能受到配偶的影响,配偶情绪智力的重要性愈加凸显。因此,研究配偶情绪智力对员工工作结果的影响对理论和实践都有着重要的价值。正如“情商之父”Goleman (2016)在《情商：为什么情商比智商更重要》一书10 周年纪念版序中提到,希望未来情绪智力的研究能够得到进一步扩展,从关注个体情绪智力能力转移到关注情绪智力的人际互动效果。

基于努力-恢复模型视角(effort-recovery model;Meijman &Mulder,1998)和情绪智力文献(Côté,2014;彭正敏 等,2004),本文提出配偶情绪智力对员工的跨领域的人际间正向影响。努力-恢复模型视角(Meijman &Mulder,1998)指出,员工在工作中付出努力而消耗个人资源后需要恢复资源,以保证其身心健康,从而在后续工作中有积极表现。当员工远离工作要求时(包括在家庭生活中),他/她的个人资源才会开始恢复(例如,ten Brummelhuis &Bakker,2012;Oerlemans &Bakker,2014)。当配偶具有高情绪智力这一关键个人资源时,配偶在家庭生活中与员工之间能产生有益的社会互动(Halbesleben et al.,2014;Jordan et al.,2007;Liu et al.,2008;Winkel et al.,2011),使得员工的资源得以恢复(ten Brummelhuis &Trougakos,2014),表现为员工生活幸福感的增加。较高的员工生活幸福感是员工有效应对工作要求的主要资源(Westman et al.,2005),有助于进一步提升员工的工作投入(work engagement)——一种积极的情感和被激励的状态,即员工充满能量、高度奉献、并且沉浸于工作中(Bakker &Albrecht,2018;Schaufeli &Bakker,2010)。由此,配偶情绪智力呈现出跨领域的正向的人际间影响。对现代企业而言,员工工作投入至关重要(Schneider et al.,2018),可以为企业带来一系列有益的影响(Christian et al.,2011;Costa et al.,2015;Orth &Volmer,2017)。因此,本研究将对影响员工工作投入的非工作因素(配偶情绪智力)进行探索,为企业管理实践提供新思路。

此外,本文提出,员工性别极可能调节配偶情绪智力对员工工作投入的跨领域的人际间影响。情绪智力的研究十分强调情绪智力的性别差异(Brackett et al.,2006)。一方面,男性和女性情绪智力水平存在显著差异(Joseph &Newman,2010;Mandell &Pherwani,2003;Salguero et al.,2012)。另一方面,性别对于情绪智力的作用有着重要的影响(Salguero et al.,2012;Zeidner et al.,2013)。正如Brackett 等人(2006)强调性别的重要性：研究情绪智力时,应该将性别纳入到理论框架和研究设计中。因此,本文将进一步探索员工性别的调节作用。具体来看,通过整合情绪智力的性别差异研究和社会性别角色理论(Eagly et al.,2000),本文提出,男性员工的配偶情绪智力对其工作投入的跨领域人际间影响更强。一方面,研究表明,男性情绪智力水平显著低于女性(Joseph &Newman,2010),因此在工作外的资源恢复过程中,男性员工更需要配偶的情绪支持。另一方面,男性员工的配偶具有更强的情绪察觉和情绪管理的技能(Purvanova &Muros,2010),社会对女性配偶也有更高的社会角色期待(Eagly,1987;Eagly et al.,2000),希望她们在家庭中更有效地管理自己的情绪,承担更多的家庭关怀的角色(Grandey &Krannitz,2016;Heilman &Okimoto,2007;Lively,2013;Pierce,1996)。当女性配偶感受到更强的情绪要求和情绪期待时,通常会表现出更多与期待相符的情绪管理行为。基于上述两方面的原因可知,男性员工的配偶情绪智力会对其生活幸福感有更强的正向影响。综上,本文将探索配偶情绪智力对员工工作投入的跨领域的人际间影响及其边界条件。另外,本文将基于两个子研究来检验假设——研究1 是124 名银行员工及其配偶的两个时间点的问卷调查数据,研究2 是73 名互联网企业员工及其配偶的3 个时间点的问卷调查数据。

1.1 配偶情绪智力

情绪智力是配偶重要的个体特征之一。对配偶而言,自身情绪智力是一类有价值的关键资源,可以帮助其有效地适应、应对和管理生活要求(Halbesleben et al.,2014;Jordan et al.,2007)。根据情绪智力四分支模型,配偶情绪智力包括感知和表达情绪、使用情绪、理解情绪和调节情绪这4 个方面的能力(Côté,2014;彭正敏 等,2004)。感知和表达情绪涉及到个体如何识别、察觉和辨认自身所体验到的情绪,并且准确而快速地表达自身的情绪;使用情绪涉及个体在认知活动中如何运用情绪;理解情绪涉及个体如何准确推断情绪的不同内涵,例如了解情绪事件和情绪反应之间的关系;调节情绪涉及个体如何提升、保持或降低自身/他人情绪的强度和持续时间(Côté,2014;Mayer &Salovey,1997;彭正敏 等,2004)。根据情绪智力的上述内涵可知,配偶情绪智力能够通过上述4 个方面的能力,促使配偶在家庭生活中与员工之间产生有益的社会互动,是一种有益于社交结果的关键性资源(Halbesleben et al.,2014;Jordan et al.,2007;Liu et al.,2008;Winkel et al.,2011)。

1.2 配偶情绪智力和员工生活幸福感

努力-恢复模型(Meijman &Mulder,1998)指出,为了应对工作要求(例如,完成工作任务/成为高绩效员工),员工需要消耗大量个体资源。因此,员工需要补充资源以缓解和消除可能出现的疲劳、紧张等应激反应。如果资源长时间得不到恢复,最终会损害员工的身心健康。在工作之外,资源若要得到恢复,员工需要经历 3 个阶段：(1)预恢复(prerecovery),即远离工作要求时,资源消耗随即停止,但资源恢复还未开始;(2)被动恢复(passive recovery),即个体通过休息、放松等方式对资源进行补充,尤其是对已消耗资源的恢复;(3)主动恢复(active recovery),即个体通过从事休闲、兴趣爱好类活动,在过程中获得新的资源(ten Brummelhuis &Trougakos,2014)。基于努力-恢复模型和情绪智力的内涵,本文认为,当员工脱离工作并身处家庭时,配偶情绪智力极可能在资源恢复的三个阶段都发挥作用,从而提升员工生活幸福感。

首先,在员工资源预恢复阶段,配偶情绪智力可以防止员工在家庭生活中进一步消耗和工作要求相同的资源,进而提升员工生活幸福感。员工下班回家后,远离工作情境,但并不意味着资源消耗停止。只有当员工在家庭生活中不再参与那些和工作要求有着相同资源要求(即消耗同一内部资源)的活动,才是进入到了预恢复阶段,资源消耗才会停止(Meijman &Mulder,1998;ten Brummelhuis &Trougakos,2014)。情绪智力作为配偶的关键性资源,会影响到配偶对情绪的感知,以及情绪调节策略的使用(Liu et al.,2008)。这意味着：当配偶有高情绪智力时,员工在家庭中将会更少参与到资源消耗活动中。例如,当员工带着压抑、失落或疲惫等负面情绪回家后,高情绪智力的配偶能够准确感知到员工消极的情绪状态,并提醒员工脱离工作状态,如避免在家庭环境中仍然对工作事件进行反刍。再如,高情绪智力的配偶能够有效调节自身情绪,避免在家庭中表现出负面情绪(Sanz-Vergel et al.,2012)。因此,高情绪智力配偶在家庭中将以积极的情绪状态与员工交往,员工不需要进一步消耗资源去应对配偶的负面情绪,或处理夫妻之间可能的情感冲突。这些都防止了员工资源的进一步消耗,从而提升了员工的生活幸福感。

其次,在员工资源被动恢复阶段,配偶情绪智力可以帮助员工补充在工作中消耗的资源,从而提升员工生活幸福感。在资源预恢复阶段,员工资源消耗停止,但是由于工作而被消耗的资源尚未得到补充,因此可以带来资源补充的被动恢复环节就极为重要(Meijman &Mulder,1998;ten Brummelhuis&Trougakos,2014)。在这一阶段,高情绪智力的配偶可以更好地理解情绪和调节情绪,采取适当措施帮助员工恢复资源。例如,高水平的情绪智力意味着配偶有能力准确处理员工表达出的情感信息,了解员工当前的态度、目标和倾向,采取积极的措施(例如,引导员工放松身心)帮助员工恢复情绪(Van Kleef,2009),从而让员工在家庭生活中能够高质量地休息和放松,得到资源的恢复(Hunter &Wu,2016;ten Brummelhuis &Trougakos,2014;Zhu et al.,2019),提升员工的生活幸福感。

最后,在员工资源主动恢复阶段,配偶情绪智力可以促进员工更新和获得新的资源,进一步提升员工生活幸福感。在资源被动恢复阶段,员工主要是对已消耗资源进行恢复,而在主动恢复的过程中,员工会获得新的资源(Meijman &Mulder,1998;ten Brummelhuis &Trougakos,2014)。在这一阶段,高配偶情绪智力可以带来新资源的补充,提供更好的家庭社交活动、更有意义的非工作相关的活动来促进员工更新资源。例如,在感知和表达情绪方面,高情绪智力的配偶能够更清楚地展现自己因为员工的某些积极行为带来的积极情绪体验(Salovey &Mayer,1990),在家庭互动中给予员工正向的反馈,有助于形成良好的家庭社交,给予员工社会支持,从而提升员工心理韧性和自尊(Ruderman et al.,2002)。在理解情绪方面,高情绪智力的配偶有能力预测家庭生活中不同事件可能造成的情绪影响,扬“长”避“短”,采用合适的方式进行处理,陪伴员工进行休闲、兴趣爱好类活动(例如,户外活动、体育锻炼等),从而提升员工的生活幸福感。综上,本文提出以下假设。

假设1：配偶情绪智力与员工生活幸福感呈现正相关关系。

1.3 配偶情绪智力、员工生活幸福感和员工工作投入

进一步来看,本文提出,当员工感受到较高的生活幸福感时,其工作投入也会随之增加。工作投入的必要前提条件是具备足够的情感和心理资源(Kahn,1990)。当员工拥有更多应对工作要求的资源时,其工作投入将会相应提高(Bakker et al.,2007;Schaufeli &Salanova,2007)。高生活幸福感意味着员工拥有积极的情感体验和丰富的心理资源(Westman et al.,2005),能提升自我效能(Seo &Ilies,2009)、激发工作努力(Seo et al.,2010)、设定和实现目标(Ilies &Judge,2005),从而能帮助员工更为积极地处理工作(Schaufeli &Bakker,2004;Xanthopoulou et al.,2009)。这也是工作投入的重要特征——一种积极且充实的工作状态(Schaufeli et al.,2002)。此外,以往研究也能在一定程度上表明生活幸福感和工作投入之间的密切联系。例如,ten Brummelhuis 和Bakker (2012)的研究表明,非工作情境的资源恢复可以带来工作投入的保持;Koubova 和 Buchko(2013)研究也发现,更高的生活满意度会带来更好的工作表现。综上,本文提出以下假设。

假设2：员工生活幸福感与员工工作投入呈现正相关关系。

基于上述假设,我们进一步提出,配偶情绪智力可以通过员工生活幸福感进而对员工工作投入产生积极影响。从努力-恢复模型(Meijman &Mulder,1998)的视角来看,当配偶具有高情绪智力时,配偶通过理解和管理自己/员工的情绪(Côté,2014;Mayer&Salovey,1997;彭正敏 等,2004),可以在预恢复、被动恢复和主动恢复这三个资源恢复阶段(ten Brummelhuis &Trougakos,2014)帮助员工在家庭生活中防止资源的进一步消耗,补充已消耗的资源,以及更新新的资源,从而提升员工生活幸福感。一旦员工生活幸福感得到提升,这意味着员工具备充足的情感和心理资源(Kahn,1990;Westman et al.,2005),可以更好地应对工作中的各项要求,其工作投入将会相应提高(Bakker et al.,2007;Schaufeli&Salanova,2007)。基于此,我们提出以下假设。

假设3：员工生活幸福感在配偶情绪智力与员工工作投入之间起到中介作用。

1.4 员工性别的调节作用

基于情绪智力的性别差异,结合社会性别角色理论(Eagly et al.,2000),本文提出,员工性别会调节配偶情绪智力和员工生活幸福感之间的关系。

社会性别角色理论是理解性别差异的重要理论框架(Eagly,1987),尤其是理解与个体特质相关的性别差异(Grijalva et al.,2015)。该理论的核心是：社会对于性别角色有不同的预期和认知,正是社会对于性别差异(包含心理差异和行为差异)的预期和认知构成了性别角色(Eagly et al.,2000)。例如,“男主外,女主内”的劳动分工(Leung,2003,p.360)就充分体现了社会对男女性别角色的不同预期和认知。在情绪表达和情绪管理上,社会规范对男性和女性也有不同的期待(Brackett et al.,2005),形成了不同的情绪规范(Lively,2013)。相比于男性,虽然女性更倾向于表达和发泄自己的情绪感受(Huang et al.,2019),但是由于女性通常被期望承担更多家庭关怀的角色(Grandey &Krannitz,2016;Heilman&Okimoto,2007;Lively,2013;Pierce,1996),因此,在性别社会化过程中,女性会逐渐学会如何应对人际交往中的情绪需求(Purvanova &Muros,2010),在家庭生活中进行更多的情绪调节,包括抑制自己的消极情绪、表达更多的积极情绪(Grandey &Krannitz,2016;Lively,2013)。这也体现了情绪智力的性别差异——女性的情绪智力水平会显著高于男性(元分析,见Joseph &Newman,2010)。基于此,在家庭生活中,员工性别可能会影响配偶情绪智力对员工生活幸福感的作用。

具体而言,本文预期,当员工为男性时,配偶情绪智力对其生活幸福感的正向影响更强。一方面,与女性员工相比,男性员工的情绪智力水平相对较低(Joseph &Newman,2010)。这意味着,男性员工在工作外的资源恢复过程中,更需要女性配偶在情绪理解和情绪管理等方面给予更多的支持。另一方面,因为女性情绪智力水平相对更高(Joseph &Newman,2010),所以具有更强的情绪察觉和情绪管理的技能(Purvanova &Muros,2010),能有效应对更强的社会性别角色期待。当男性员工的配偶感受到这样的情绪要求和情绪期待时,通常会表现出更多与社会期待相符的情绪管理行为,为男性员工营造轻松的家庭氛围,提供高质量的家庭生活。综上,男性员工更需要配偶给予情绪方面的社会性支持,并且男性员工的配偶会因为更强的角色期待而承担起家庭关怀的角色,这会让男性员工配偶的情绪智力的正面效应得以放大。基于此,对男性员工来说,配偶的情绪智力会对员工生活幸福感有更强的影响。

反之,当员工为女性时,配偶情绪智力对其生活幸福感的正向影响更弱。一方面,女性员工因为自身有更高的情绪智力水平(Joseph &Newman,2010),很可能不需要男性配偶在情绪理解和情绪管理等方面给予更多的支持。另一方面,社会(包括女性员工)对男性的情绪要求和角色期待更低,且男性的情绪智力水平更低。因此,女性员工的配偶不太会在家庭生活中展现出积极的情绪调节和情绪管理行为。基于此,对女性员工来说,配偶情绪智力对员工生活幸福感的影响会更弱。据此,本文提出如下假设。

假设4：员工性别调节了配偶情绪智力与员工生活幸福感之间的关系。具体而言,当员工为男性(而非女性)时,配偶情绪智力对员工生活幸福感的正向影响相对较强。

基于上述假设,本文进一步提出整合后的第一阶段被调节的中介模型,即配偶情绪智力通过员工生活幸福感进而影响员工工作投入的间接效应的大小取决于员工性别的调节作用。一方面,对男性员工来说,他们更需要高情绪智力的配偶在工作外的资源恢复过程中帮助其恢复情感资源和心理资源,提升生活幸福感;另一方面男性员工的配偶面对更多的社会角色期待和情绪规范(Eagly et al.,2000;Lively,2013),会表现出更多情绪管理行为,为员工提供情绪方面的社会性支持,从而提升员工生活幸福感。在这种情况下,男性员工的配偶情绪智力会对他们的生活幸福感产生相对更强的正向影响,并进一步跨领域影响到男性员工工作投入。相反,当员工为女性时,她们对配偶情绪管理行为的需求更低,且女性员工的配偶面对更低的社会角色期待,给予更少情绪方面的社会支持。基于此,女性员工的配偶情绪智力通过影响她们生活幸福感,从而影响女性员工工作投入的可能性相对更低。综上所述,本文提出如下假设。

假设5：员工性别调节了员工生活幸福感对配偶情绪智力和员工工作投入之间关系的中介作用。具体而言,当员工为男性(而非女性)时,这一中介作用相对较强。

本文理论模型如下图1 所示。

图1 理论假设模型

2 研究1：银行员工及其配偶问卷调查

2.1 研究方法

研究1 样本来自于国内北方某大型银行。研究得到银行领导的大力支持和配合。研究者委托银行人力资源部门通过邮件给所有全职人员发送了研究参与邀请。考虑到本研究的研究目的,只有已婚且共同居住的异性夫妻符合本次调研需求。因此,129 名报名员工(占全部报名员工的28.7%)纳入本次研究。除了邀请银行的员工,我们同时邀请其配偶参与问卷调研。调研前,在银行人力资源部门的支持下,研究者邀请所有参与员工及其配偶参与面对面的动员大会,说明研究的重要性和具体流程;为了激发员工及其配偶对学术研究的支持,研究者同期举办了与本研究内容无关的讲座。为了降低共同方法偏差(common method bias,Podsakoff et al.,2003)的影响,我们共进行了两次问卷调查,间隔时间为两周,并且每次调查均向上述所有报名员工及其配偶发放相关问卷。

银行员工调研方式为现场问卷,研究者在填写问卷前向被试承诺数据的保密性,讲解相应的填写规则,并强调数据真实性对研究的影响。研究者提前准备好问卷,带到公司进行现场发放,并在被试填完以后当场回收装箱。员工配偶调研方式为在线网络调研。研究者通过手机微信发送问卷链接,被试登陆链接填写问卷。如果没有收到配偶的问卷,我们会发信息提醒。

在时间点1,报名的全部员工及其配偶双方均被邀请填写人口统计学信息和个人情绪智力量表,其中126 名员工以及配偶填写了本次问卷;在时间点2,报名的全部员工被邀请填写生活幸福感和工作投入量表,其中126 名员工填写了本次问卷。针对这3 名未填写时间点2 问卷的员工,其中1 名员工也未填写时间点1 问卷。

将两次员工问卷和一次配偶问卷进行匹配,最后共有124 对配偶(即124 名银行员工及对应的124名配偶)纳入最终的研究分析。针对员工样本,女性占比 76.6%,获得本科及以上学位的员工占比88.7%,平均年龄为28.9 岁(=3.0),平均工龄为6.3 年(=3.4),且62.9%的员工为银行综合柜员,余下37.1%为银行各部门部员、客户经理或业务经理等。针对配偶样本,女性占比23.4%,获得本科及以上学位的员工配偶占比 71.8%,平均年龄为30.1 岁(=3.0),平均工龄为5.9 年(=3.4),且多数(96.8%)配偶为全职工作。

所有的问卷均使用中文。情绪智力和员工生活幸福感的测量采用量表开发者所提供的中文版本,员工工作投入量表则按照翻译和回译的流程进行翻译(Brislin,1970)。

配偶情绪智力：研究1 使用Wong 和Law (2002)开发的16 个题目的量表来测量配偶情绪智力。该量表分为4 个维度,分别是自我情绪评价(“我很了解自己的情绪”)、他人情绪评价(“我观察别人情绪的能力很强”)、自我情绪调节(“我很能控制自己的情绪”)和运用情绪(“我是一个能鼓励自己的人”)。问卷采用7 点李克特量表(1=非常不同意;7=非常同意)。研究1 中,其内部一致性系数为0.78。

员工生活幸福感：研究1 使用Zheng 等人(2015)基于中国情景开发的6 个题目的量表来测量员工生活幸福感,该量表被郑晓明和刘鑫(2016)使用过。示例题目为“我的生活状况良好”。问卷采用7 点李克特量表(1=非常不同意;7=非常同意)。研究1中,其内部一致性系数为0.91。

员工工作投入：研究1 使用Schaufeli 等人(2006)开发的9 个题目的简版量表来测量员工工作投入。代表性题目为“我沉浸于我的工作当中”和“我在工作时会达到忘我的境界”。问卷采用7 点李克特量表(1=从来没有;7=每天都有)。研究1 中,其内部一致性系数为0.89。

控制变量：(1)员工情绪智力。虽然研究关注配偶情绪智力的人际间影响,但考虑到员工情绪智力对员工自身生活幸福感和工作投入的影响(Bastian et al.,2005;Gohm et al.,2005;Matthews et al.,2006),我们在模型中控制员工情绪智力的作用。员工情绪智力的测量仍使用Wong 和Law 开发的16个题目的自评量表。在该研究中,其内部一致性系数为0.86。(2)员工和配偶人口统计学特征,包含年龄、教育程度和工龄。

2.2 研究结果

研究1 中所涉及变量的均值、标准差、相关系数和内部一致性系数如表1 所示。数据结果如预期方向,配偶情绪智力与员工生活幸福感正相关(=0.27,0.002);员工生活幸福感与员工工作投入(=0.46,＜ 0.001)正相关。

此外,为了排除共同方法偏差(Podsakoff et al.,2003)的干扰,研究1 采用了Harman 单因素检验方法(Malhotra et al.,2006;周浩,龙立荣,2004)对数据进行了检验。我们对配偶情绪智力、员工生活幸福感和员工工作投入的合计31 个题目进行探索性因素分析,运用SPSS 20,固定抽取一个因素。该因子仅解释23.11%的变异(＜ 50%),表明共同方法偏差在可接受范围内。

最后,研究1 运用Mplus 7.4 进行了验证性因子分析,考察配偶情绪智力、员工生活幸福感和员工工作投入之间的区分效度。考虑到样本量较小,而测量的题目数量较多,为了不影响拟合指数的有效性,我们遵循以往研究的处理方式,用配偶情绪智力的4 个分维度以及员工工作投入的3 个分维度作为其观察指标(Williams et al.,2009)。结果表示,观测数据与假设预期模型(三因子模型)之间拟合度相对最好,χ(63)=85.28,RMSEA=0.05,CFI=0.97,TLI=0.96;其他两种替代模型的拟合指数显著变差：二因子模型(员工生活幸福感和和员工工作投入并入一个因子),χ(64)=217.74,RMSEA=0.14,CFI=0.80,TLI=0.75,Δχ=132.46,Δ=1,＜ 0.001;单因子模型,χ(65)=232.58,RMSEA=0.14,CFI=0.78,TLI=0.73,Δχ=147.30,Δ=2,＜ 0.001。上述结果表明配偶情绪智力、员工生活幸福感和员工工作投入等3 个变量之间有非常好的区分效度。

研究1 运用SPSS 20 对假设模型进行检验。假设1 提出控制员工个体情绪智力后,配偶情绪智力与员工生活幸福感呈现正相关关系。表2 中回归模型2 的结果显示,配偶情绪智力对员工生活幸福感的正向影响显著(=0.51,0.004)。因此,假设1得到支持。

假设2 提出员工生活幸福感与员工工作投入呈现正相关关系。表2 中回归模型6 的结果显示,员工生活幸福感对员工工作投入的正向影响显著(=0.44,＜ 0.001);模型7 的结果显示,在控制了配偶情绪智力和员工性别后,员工生活幸福感对员工工作投入的正向影响显著(=0.45,＜ 0.001)。因此,假设2 得到支持。

假设3 提出了员工生活幸福感在配偶情绪智力与员工工作投入之间的中介作用。考虑到本文未假设配偶情绪智力与员工工作投入之间的主效应,因此直接对间接效应进行分析。按照 Preacher 和Hayes (2008)的建议,使用Hayes (2013)提供SPSS Process 插件(版本为2.16) (选择模型4),研究1 使用偏差纠正的Bootstrap 方法进行中介效应检验。样本量选择5,000,在偏差纠正的95%的置信区间下,若结果未包含0,则中介效果成立。结果表明,在偏差纠正的95%的置信区间下,中介的结果未包含0 (LLCI=0.07,ULCI=0.46),表明员工生活幸福感在配偶情绪智力与员工工作投入的关系上的中介效应显著,中介效应为0.23。因此,假设3 成立。此外,结果显示,在偏差纠正的95%的置信区间下,直接效应的结果包含0 (LLCI=-0.42,ULCI=0.21),直接效应为-0.11,表明配偶情绪智力与员工工作投入之间不存在显著的直接效应。

假设4 提出员工性别调节了配偶情绪智力与员工生活幸福感之间的关系。为了更加准确地检验这一假设,研究1 遵照Aiken 和West (1991)的建议,对相关变量进行了标准化,以减小多重共线性的问题。考虑到员工性别为两个水平的类别变量,因此用一个虚拟变量表示,并将标准化处理后的自变量和调节变量相乘来构造乘积项。表2 中模型3 的结果显示,乘积项显著(=0.47,=0.031),即调节效应存在。此外,为了更好理解结果,交互效应图如图2 所示,简单斜率检验(simple slope test)的结果表明：当员工为男性(取值1)时,配偶情绪智力对员工生活幸福感的正向影响加强(=0.77,0.001);当员工为女性(取值0)时,配偶情绪智力对生活员工幸福感的影响不显著(=0.31,=0.120)。结果说明当员工为男性,其配偶(女性)情绪智力对其生活幸福感的正向影响更强。因此,假设4 得到支持。

图2 员工性别对配偶情绪智力和员工生活幸福感关系的调节作用(研究1)

假设5 提出了第一阶段被调节的中介效应。研究1 根据bootstrap 方法,运用Hayes (2013)提供的SPSS Process 插件(版本为2.16) (选择模型7),在研究样本量设定为5,000 时,计算在调节变量不同取值情况下的间接效应,即当员工为男性和当员工为女性时的间接效应。假设提出员工性别调节了员工生活幸福感对配偶情绪智力和员工工作投入之间关系的中介作用。当员工为男性时,间接效应显著,在偏差纠正的95%的置信区间下,被调节的中介结果系数未包含0 (LLCI=0.24,ULCI=0.95),且间接效应为0.52。当员工为女性时,间接效应不显著,在偏差纠正的95%的置信区间下,被调节的中介结果系数包含0 (LLCI=-0.04,ULCI=0.38),且间接效应为0.14。总结而言,结果显示当员工为男性时,员工更容易受到配偶情绪智力的影响,并进一步影响到员工工作投入,假设5 得到支持。

2.3 讨论

通过对124 名银行员工及其配偶的两个时间点的问卷数据调研,研究1 发现了配偶情绪智力可以通过提升员工生活幸福感,从而影响员工工作投入;并且员工性别的调节作用也得到了验证。但研究1仍然存在一些局限。第一,研究1 的数据仍然受到横截面数据的影响。尽管研究1 采用了两个时间点的多来源的数据,但员工生活幸福感和员工工作投入都在同一时间点由员工自评(即中介变量和结果变量在相同时间点测量,且数据来源一致),因此无法严谨地检验员工生活幸福感和工作投入之间的关系。未来研究可以考虑采用更为严谨的设计,如在3 个时间点收集数据。第二,一些重要的控制变量并未纳入到模型中。例如,研究表明,员工工作特征会对员工工作投入产生影响(Van den Broeck et al.,2008);除了员工自身情绪智力外,员工的直接领导的情绪智力对员工的工作结果也存在重要的人际间影响(容琰 等,2015;Wong &Law,2002;余琼,袁登华,2008),并且工作团队中同事之间的情绪智力构成也对团队结果有着重要影响(Paik et al.,2019),因此在检验假设效应时,有必要加入上述这些重要的控制变量。第三,可以考虑在新的行业收集新的样本数据。新的样本不仅可以解决研究1的员工样本中女性占比更多(76.6%)的问题,同时还可以弥补单一样本的局限,增强了研究结论的外部效度。基于上述考虑,研究2 将采用更为严谨的研究设计,弥补研究1 的上述局限,进一步检验假设模型。

3 研究2：互联网企业员工及其配偶问卷调查

3.1 研究方法

研究2 样本来自于国内南方某冷冻食品供应链的电商公司。研究得到公司领导的大力支持和配合。研究者委托公司人力资源部门向已婚员工发送了研究参与邀请,并委托已婚员工邀请其配偶参与调研。同时,研究者说明了研究的重要性和后续流程,并对研究结果承诺保密。所有夫妻均为共同居住的异性夫妻。员工来自多个部门,例如直营部(负责App 推广)、采购部、人力资源部和配送中心。为了降低共同方法偏差的影响,我们共进行了3 次问卷调查,每次间隔时间为1 个月。所有问卷均为电子问卷,使用问卷星完成。研究者通过手机微信发送问卷链接,被试登陆链接填写问卷。

在时间点1,报名的配偶被邀请填写人口统计学信息(即年龄、教育程度和工龄)和评价个人情绪智力,合计80 名配偶完成本次问卷;员工被邀请评价个人情绪智力、直接领导情绪智力、同事情绪智力、以及工作特征(工作要求和工作控制),合计80 名员工完成本次问卷。在时间点2,员工被邀请评价生活幸福感,合计78 名员工完成本次问卷。在时间点3,员工被邀请评价个人工作投入,合计73名员工完成本次问卷。员工个人人口统计学信息(即性别、年龄、教育程度和工龄)由公司人力资源部门提供。

将3 次员工问卷和1 次配偶问卷进行匹配,最后共有73 对配偶(即73 名员工及对应的73 名配偶)的数据纳入最终的研究分析。针对员工样本,男性占比 72.6%,获得专科及以上学位的员工占比68.5%,平均年龄为33.3 岁(=5.4),平均工作时间为2.2 年(=1.3)。针对配偶样本,男性占比27.4%,获得专科及以上学位的员工配偶占比68.5%,平均年龄为32.7 岁(=6.1),平均工作时间为6.5 年(=5.1),且多数(83.6%)配偶为全职工作。

配偶情绪智力：使用量表与研究1 一致。在研究2 中,其内部一致性系数为0.94。

员工生活幸福感：使用量表与研究1 一致。在研究2 中,其内部一致性系数为0.92。

员工工作投入：使用量表与研究1 一致。在研究2 中,其内部一致性系数为0.96。

控制变量：(1)与研究1 一致,研究2 控制员工情绪智力,员工和配偶的人口统计学特征,包含年龄、教育程度和工龄。员工情绪智力使用量表与研究1 一致。在研究2 中,其内部一致性系数为0.92。(2)研究2 进一步控制直接领导的情绪智力和同事整体的情绪智力。以往文献指出,直接领导的情绪智力对员工的工作结果也存在重要的人际间影响(容琰 等,2015;Wong &Law,2002;余琼,袁登华,2008),并且工作团队中同事的情绪智力构成也对团队结果有着重要影响(Paik et al.,2019)。因此本研究在模型中控制员工的直接领导和同事的情绪智力的作用。直接领导和同事整体的情绪智力由员工进行评价,测量仍然使用Wong 和Law 开发的16个题目的量表。在研究2 中,其内部一致性系数分别为0.98 和0.98。(3)鉴于员工工作特征会对员工结果产生影响(Van den Broeck et al.,2008),因此本研究在模型中控制员工评价的工作要求和工作控制的作用。工作要求(5 个题目)和工作控制(6 个题目)的测量使用Karasek 等(1998)开发和方伟(2008)翻译的量表。在研究2 中,其内部一致性系数分别为0.83 和0.94。

3.2 研究结果

研究2 中所涉及变量的均值、标准差、相关系数和内部一致性系数如表3 所示。数据结果与预期一致,配偶情绪智力与员工生活幸福感正相关(=0.44,0.001);员工生活幸福感与员工工作投入(=0.35,=0.002)正相关。

研究2 与研究1 方法一致,采用了Harman 单因素检验方法对配偶情绪智力、员工生活幸福感和员工工作投入的合计31 个题目进行探索性因素分析,运用SPSS 20,固定抽取一个因素。该因子仅解释34.95%的变异(＜ 50%)。这表明共同方法偏差在可接受范围内。

研究2 运用Mplus 7.4 进行了验证性因子分析,与研究1 方法一致。结果表明,观测数据与假设预期模型(三因子模型)之间拟合度相对最好,χ(63)=106.16,RMSEA=0.097,CFI=0.94,TLI=0.93;其他两种替代模型的拟合指数显著变差：二因子模型(员工生活幸福感和和员工工作投入并入一个因子),χ(64)=362.70,RMSEA=0.25,CFI=0.61,TLI=0.53,Δχ=256.54,Δ=1,＜ 0.001;单因子模型,χ(66)=492.52,RMSEA=0.30,CFI=0.44,TLI=0.34,Δχ=386.36,Δ=2,＜ 0.001。上述结果表明配偶情绪智力、员工生活幸福感和员工工作投入等3 个变量之间有非常好的区分效度。

我们运用SPSS 20 对假设模型进行检验。针对假设1,表4 中回归模型2 的结果显示,配偶情绪智力对员工生活幸福感的正向影响显著(=0.55,0.001)。因此,假设1 得到支持。

针对假设2,表4 中回归模型6 的结果显示,员工生活幸福感对员工工作投入的正向影响显著(=0.24,=0.017);模型7 的结果显示,在控制了配偶情绪智力和员工性别后,员工生活幸福感对员工工作投入的正向影响显著(=0.23,=0.033)。因此,假设2 得到支持。

针对假设3,与研究1 方法一致,研究2 使用偏差纠正的Bootstrap 方法进行中介效应检验,样本量选择5 000,在偏差纠正的95%的置信区间下,中介的结果未包含0 (LLCI=0.01,ULCI=0.33),表明员工生活幸福感在配偶情绪智力与员工工作投入的关系上中介效应显著,中介效应为0.13。因此,假设3 成立。此外,结果显示,在偏差纠正的95%的置信区间下,直接效应的结果包含0 (LLCI=-0.35,ULCI=0.20),直接效应为-0.07,表明配偶情绪智力与员工工作投入之间不存在显著的直接效应。

针对假设4,表4 中模型3 的结果显示,乘积项显著(=0.96,=0.024),即调节效应存在。此外,为了更好理解结果,交互效应图如图3 所示,简单斜率检验的结果表明：当员工为男性(取值1)时,配偶情绪智力对员工生活幸福感的正向影响加强(=0.72,＜ 0.001);当员工为女性(取值0)时,配偶情绪智力对生活员工幸福感的影响不显著(=-0.24,=0.522)。因此,假设4 得到支持。

图3 员工性别对配偶情绪智力和员工生活幸福感关系的调节作用(研究2)

针对假设5,研究2 与研究1 方法一致。当员工为男性时,间接效应显著,在偏差纠正的95%的置信区间下,被调节的中介结果系数未包含 0(LLCI=0.02,ULCI=0.44),且间接效应值为0.20。当员工为女性时,间接效应不显著,在偏差纠正的95%的置信区间下,被调节的中介结果系数包含0(LLCI=-0.35,ULCI=0.11),且间接效应为-0.07。因此,假设5 得到支持。

4 总讨论

4.1 理论贡献

本文探索了配偶情绪智力对员工工作投入的跨领域的人际间影响作用。基于努力-恢复模型视角和情绪智力文献,本文提出：配偶的高情绪智力作为配偶自身的关键性资源,能够帮助配偶在与员工的社会交往中产生积极的人际间影响,帮助员工恢复资源,通过提升员工生活幸福感,从而促进员工工作投入。此外,通过整合情绪智力性别差异和社会性别角色理论,本文进一步讨论了员工性别的调节作用。通过两个子研究,本文对假设模型进行了检验。所有假设都得到了支持。上述研究结果的理论贡献有如下四点。

首先,本文关注配偶情绪智力对员工工作投入的影响,拓展了情绪智力跨领域的人际间影响的相关研究。以往情绪智力研究多集中在工作领域,例如,关注员工个体本身情绪智力和领导情绪智力对员工结果的影响(Wong &Law,2002;余琼,袁登华,2008;唐春勇,潘妍,2010;张辉华,凌文辁,2008),而忽视了情绪智力跨领域的人际间影响。本文将视野拓宽到亲密关系中的配偶情绪智力,回应了Goleman (2016)的号召。在控制了员工自身情绪智力影响(研究1 和研究2),以及员工的直接领导和同事的情绪智力影响(研究2)后,本文发现了配偶情绪智力的影响的确能够扩展到工作领域——影响员工工作投入。这充分说明了相比于员工个人情绪智力和工作场所中相关者(包括领导和同事)的情绪智力,家庭领域的配偶情绪智力在影响员工工作方面的重要价值。此外,本文引入家庭对工作的影响视角(即跨领域效应),这和近期组织行为学的研究方向一致,即将家庭科学研究引入到管理实践中(Jaskiewicz et al.,2017),也回应了工作-家庭文献的号召(Rothbard &Wilk,2011),即以往文献倾向强调工作如何影响家庭,而本文则进一步深入了解家庭(即家庭中配偶情绪智力这一个体特征)如何影响员工在工作领域中的结果。

其次,基于努力-恢复模型视角和情绪智力文献,本文发现了员工生活幸福感的重要中介作用,解释了配偶情绪智力如何影响员工工作投入这一重要的机制问题,揭示了二者关系的“黑匣”。研究发现：配偶情绪智力通过员工生活幸福感对员工工作投入产生间接影响。配偶情绪智力是一种关键性资源,对其社会交往有正向影响(Halbesleben et al.,2014;Liu et al.,2008;Winkel et al.,2011)。如果配偶有较高的情绪智力,则可以在家庭活动中,从预恢复、被动恢复和主动恢复这三个资源恢复阶段发挥作用,避免员工资源的进一步消耗和带来员工资源的补充,从而提升员工生活幸福感,并进一步促使员工以更好的状态投入到工作中。上述结果表明,情绪智力的确是社会交往方面的关键性资源(Westman et al.,2005),配偶情绪智力在夫妻关系中存在积极的人际间影响。

第三,基于情绪智力的性别角色差异和社会角色理论,本文证实了员工性别的调节作用。研究结果表明,员工性别会调节配偶情绪智力对员工生活幸福感的正向影响,并同时调节配偶情绪智力通过生活幸福感影响到员工工作投入的间接效应。这与以往发现情绪智力文献中存在的性别差异的结果一致,例如性别能调节情绪智力对婚姻质量(Zeidner et al.,2013)以及个体心理健康(Salguero et al.,2012)的影响。因此,我们的研究再次证明了情绪智力的人际间影响的性别差异,更清晰地展示出配偶情绪智力影响在不同条件下的作用差异,充分说明了男性员工的配偶拥有高情绪智力的重要性。在中国情境下,上述结果也在一定程度上证实了社会对于女性“贤内助”的角色期待。

最后,研究结果对工作投入文献的前因变量研究进行了补充和拓展,证实了家庭领域的非工作因素对员工工作投入的影响。提升员工工作投入对现代企业的发展和成功极为重要(Schneider et al.,2018)。鉴于员工工作投入在各方面的积极作用,学者对它的前因进行了大量研究(Bakker et al.,2014;Byrne et al.,2016),主要关注工作特征、个人特征和工作经历等方面的影响。然而,现有工作投入的研究忽视了那些会对个体在工作中的感受和行为(包括工作投入)产生重要影响的非工作领域的因素(Sonnentag,2003)。本研究则对此进行了探讨,表明配偶情绪智力是工作投入的重要前因指标,为提升员工工作投入提供了新的思路。

4.2 实践启示

员工工作投入历来是企业管理的重点。但从实践的角度来看,企业往往只关注到工作因素或员工自身因素对工作投入的影响,却往往忽略了员工背后家庭因素的影响。因此,本文从家庭因素对员工的跨领域影响出发,考察配偶情绪智力对员工工作投入的作用,为管理者带来新的启示。

首先,在实践中,员工和企业不仅应该关注员工个人本身的情绪智力和工作场所中其他人(包括领导和同事)的情绪智力,也应该关注已婚员工的配偶情绪智力对员工工作投入的影响。从配偶情绪智力入手,一方面,能够提升员工生活幸福感,这是企业追求的目标之一;另一方面,也能够进一步提升员工工作投入,这可以为企业的成功奠定基础。

其次,以往研究已证实：个体的情绪智力能够通过培训或干预措施得到提升(Elfenbein,2006;Guilford,1929;Kotsou et al.,2011)。因此,在条件允许的情况下,公司可以考虑将员工的配偶情绪智力提升纳入到管理实践中,如员工援助计划(employee assistance program,EAP),或通过其他人力资源培训计划、员工家庭关爱计划或措施,提升其配偶情绪智力。事实上,这与现今管理实践的思路是一致的。例如,员工援助计划自提出以来,其服务范围除员工工作和健康外,也包括员工生活(即员工的家庭和婚姻) (Arthur,2000);如中国石油员工援助计划对员工家属提供服务,中国最大的离岸外包软件供应商东软集团股份有限公司也将家属纳入到企业培训体系。具体的实现措施可以是邀请员工配偶共同参与情绪智力培训课程,为员工夫妻双方都提供在线情绪智力干预课程等。

最后,公司和员工应该注意：对男性员工而言,其配偶情绪智力有更强的正向作用。所以,一些公司应该尤其关注男性员工的配偶情绪智力水平,特别是需要加班且男性员工较多的高科技公司。提升他们配偶的情绪智力,有利于提升公司员工的生活幸福感和在工作中的工作投入,实现员工和组织的双赢。

4.3 研究局限与未来展望

本研究也存在如下局限。第一,研究关系的因果性无法保证。尽管本文通过两个研究对假设模型进行了检验。其中,研究1 是124 名银行员工及其配偶的两个时间点的问卷调查数据,研究2 是73名互联网企业员工及其配偶的3 个时间点的问卷调查数据。多研究的设计使得研究结果得到了相互验证(triangulation) (Mathison,1988),研究结论也更为可靠。同时,两个样本来自不同行业,增加了研究的外部效度。但值得注意的是,两个研究均为问卷调研,样本量也比较小,因此未来研究可以进一步扩大研究样本,或采用更为严谨的研究设计(例如,纵向研究),进一步对假设模型进行检验,以确定研究的因果性。如果在多个时间点对相同变量进行测量,未来研究还可以考虑采用动态的视角(Li et al.,2014;Li et al.,2019)探索情绪智力对生活幸福感和工作投入之间的相互影响,从而对情绪智力的文献做出贡献。此外,本研究的重点是配偶情绪智力对员工工作投入的影响,所以并未考虑配偶的工作情况。但未来的研究可以进一步关注双职工家庭中的夫妻配偶,运用主客体互倚模型,进一步确定配偶之间情绪智力的交叉影响。

第二,研究中对情绪智力的测量采用自评的方法。尽管量表在国内的适用性已经得到广泛的验证(唐春勇,潘妍,2010;余琼,袁登华,2008;张辉华,黄婷婷,2015;张辉华,王辉,2011),但是关于情绪智力测量的方法历来存在争论。自评方法的使用是基于个人能够准确评价自己的假设,但个体也可能会高估自己的情绪智力(Dunning et al.,2004;Sheldon et al.,2014)。因此,部分学者希望使用基于具体任务表现的方法去测量真实的情绪智力(Mayer et al.,2008)。例如,未来学者可以使用MSCEIT (Mayer,2002)去测量配偶情绪智力,进一步验证配偶情绪智力对员工生活幸福感和员工工作投入的影响。但值得注意的是,MSCEIT 是基于西方文化并使用美国样本开发,并且题目较多,难以在企业中进行调研。因此,未来情绪智力的研究有必要进一步验证MSCEIT 跨文化适用性,并且基于东方文化基础改编或开发适合中国样本的情绪智力量表。

第三,未来研究可以深入探索配偶情绪智力对员工工作投入跨领域影响的机制。一方面,从情绪智力文献出发,我们只检验了员工生活幸福感在配偶情绪智力和员工工作投入关系之间的中介作用,但有可能存在其他的影响机制。例如,未来研究可以进一步探索家庭工作冲突(family-work conflict)的中介作用。在家庭交往中,高情绪智力的配偶可以通过给与员工更多的情感支持,降低家庭和工作冲突,从而提升员工工作投入。另一方面,本研究提出了配偶情绪智力作为配偶的关键性资源,能够影响员工生活幸福感。未来研究可以进一步打开配偶情绪智力和员工生活幸福感关系的“黑匣”,如探究高情绪智力的配偶如何使用具体的情绪调节策略来提升员工生活幸福感。根据情绪调节的对象不同(Gross &Thompson,2007),可以进一步区分配偶可采取的人际内的情绪调节策略,如认知再评或情绪抑制(Gross,1998);以及人际间的情绪调节策略,如倾听等(Niven et al.,2012)。

第四,从研究结果出发,本研究说明配偶会对员工工作投入产生跨领域的影响。未来研究还可以进一步拓展配偶情绪智力影响的员工工作相关的结果变量。鉴于以往研究已经发现生活幸福感极可能影响员工离职倾向(Ghiselli et al.,2001;Lambert et al.,2010)、角色内绩效和角色外绩效(Jones,2006),因此配偶情绪智力极可能通过影响员工生活幸福感而进一步提升上述关键工作结果。

第五,本文发现了员工性别的调节作用。未来研究还可以进一步探索配偶情绪智力-员工生活幸福感关系的其他边界条件(例如,员工情绪智力)。通过对研究1 的数据进行进一步分析发现,配偶情绪智力和和员工情绪智力的交互项与员工生活幸福感之间的关系呈边缘显著(=-0.18,=0.096)。但研究2 的结果并未发现员工情绪智力的调节作用。因此,现有研究结果不能充分支持员工情绪智力的调节作用。未来研究可以进一步扩大样本量,对员工情绪智力的调节作用进行检验,以增加对多种情绪智力的交互效应的认识和理解。

第六,目前研究的结果初步体现了配偶情绪智力和员工自身情绪智力对员工生活幸福感的影响,未来研究可以对此进行更深入的挖掘。研究结果显示,对员工生活幸福感进行预测时,在研究1 当中,员工情绪智力与员工生活幸福感之间无显著关系(=0.16,0.233),而配偶情绪智力与员工生活幸福感之间呈显著正相关(=0.51,=0.004);在研究2 当中,员工情绪智力与员工生活幸福感之间无显著关系(=-0.09,0.703),而配偶情绪智力与员工生活幸福感之间呈显著正相关(=0.55,=0.001)。这说明员工自身情绪智力的人际内的影响是复杂的,积极效应和消极效应可能共存。近几年来,学者也开始探讨情绪智力潜在的负面效应——对个体自身身心健康的伤害(Bechtoldt &Schneider,2016;孙建群 等,2019),并指出自我损耗可能是导致人际内负面效应的原因之一。因为高情绪智力的员工个体在调节自身情绪时会消耗一定的心理资源,所以员工情绪智力与员工生活幸福感之间并不存在必然的正相关关系,这与本研究的结果一致。但高情绪智力的配偶尽管调节自身情绪和员工情绪的过程消耗了一定的心理资源,但在人际交往中,则应对和满足了家庭生活中情绪方面的需求,从而提升员工生活幸福感,呈现出正向的人际间影响。未来研究可以进一步对上述问题进行探究,检验自我损耗在其中的中介作用。

5 结论

本文检验了配偶情绪智力跨领域的人际间效应。具体而言,本文探索了员工生活幸福感在配偶情绪智力和员工工作投入之间的中介作用,以及员工性别的调节作用。通过对两个员工-配偶配对问卷调研数据的深入分析,结果表明：配偶情绪智力与员工生活幸福感之间呈现正相关关系;员工生活幸福感与员工工作投入之间呈现正相关关系;员工生活幸福感中介了配偶情绪智力对员工工作投入的影响;员工性别调节了配偶情绪智力和员工生活幸福感之间的关系,以及员工生活幸福感对配偶情绪智力与员工工作投入之间的中介作用。当员工为男性时,配偶情绪智力对该员工生活幸福感的正向影响相对较强,配偶情绪智力通过员工生活幸福感影响员工工作投入的间接效应也相对较强。通过本文可以发现,员工工作投入在一定程度上由其配偶的情绪智力所影响。因此,在提升员工工作投入的过程中,理应关注到员工配偶(尤其是男性员工配偶)情绪智力对其工作投入的重要影响。