情绪对职业价值观的影响*<br/>——意义建构的中介作用

情绪对职业价值观的影响*
——意义建构的中介作用

2020-03-16

应用心理学 2020年1期

(1.陕西师范大学心理学院，西安 710062;2.陕西省行为与认知神经科学重点实验室，西安 710062)

1 引言

职业价值观研究是研究者和管理者关注的焦点,是组织管理的关键和核心问题。从概念层面来看，职业价值观是个体在选择工作时，对工作类型和环境条件的偏好，是个体对于工作原则、伦理和信念的认知，是一种对工作行为直接产生影响的内在思想体系(侯烜方,李燕萍,涂乙冬,2014)。以往研究多是对职业价值观的结构的测量(侯烜方,李燕萍,涂乙冬,2014;李燕萍,侯烜方,2012;Robinson,2008)；或是以职业价值观为自变量，探讨其对工作行为以及工作绩效的影响(李燕萍,侯烜方,2012)；又或是以职业价值观为因变量，探讨其影响因素(王垒,马洪波,姚翔,2003;Furnham,et.al.,2005)，如探讨人格特质对职业价值观的影响以及文理科生对职业价值观的偏好，但关于情绪这一态度变量与职业价值观的关系的研究相对缺乏。

1.1 情绪与职业价值观的关系

情绪是人们对待认知内容的一种特殊态度，它由情绪体验、情绪行为、情绪唤醒和对情绪刺激的认知等复杂成分组成(成晓霞,刘云红,2015)。目前，情绪和管理研究的融合一直是研究者们关注的问题(Vogus,Lawrence,& Maitlis,2013;Miao,Humphrey,& Qian,2016)，情绪事件理论认为工作环境的变化会导致情绪性工作事件的发生，而对这些工作事件的体验即情绪状态会进一步对工作绩效和工作态度产生影响，这些变量是职业价值观的重要组成部分(Weiss,Cropanzano,1996)。另一研究也发现情绪会对个体的目标产生不同的影响,最终形成个体不同的职业价值观(Schabram,Maitlis,2017)。情绪理论观点认为积极情绪有助于营造组织的积极氛围，提升工作绩效，促进组织变革(郭小艳,王振宏,2015)，消极情绪的产生会导致组织气氛消极、工作倦怠，可能会引起员工绩效不稳定甚至低下(肖剑科,温馨,2008)，对组织氛围、工作绩效等不同方面的偏好和需求，构成了个体职业价值观的不同类型(霍娜,李超平,2009)。因此，基于以上观点，可以发现情绪可能会对个体的职业价值观产生影响。

1.2 意义建构的中介作用

意义建构是根据情景信号或线索对组织事件进行构念并形成理解的过程，强调个体意义的形成与重构，是一项重要的组织微观行为(Maitlis,2005)。当个体面对的情境呈现出高度不确定性和模糊性时，意义建构能够为个体行为提供合理的释义(林海芬,苏敬勤,2013)。当个体经历情绪变化时，即处于不确定的环境，通常会进行意义建构。这是因为个体希望自己的存在和生活充满意义，追求意义是人类的基本需求之一(Battista & Almond,1973)。基于以上观点表明，情绪可能会预测并激发意义建构的过程，消极情绪会削弱个体的反应、理解及决策能力，最终影响意义建构(林海芬,苏敬勤,2013)。职业价值观可以通过工作态度来体现，研究发现意义建构可以促进员工的工作态度(Marmenout,2010)，意义建构越好的员工,工作满意度越高；另外，职业决策也反映了个体的职业价值观，研究表明情绪是通过影响个体的信息加工，进而对职业决策产生影响(梅敏军,王大伟,2009)，意义建构是一个问题识别、信息搜集和信息整合的过程，这一过程正是决策的初始阶段(Caughron,et.al,2011)，因而意义建构作为一种信息加工过程在情绪与职业决策之间发挥着重要的作用，当个体发现情境发生变化时会利用经验来回溯既往，从而发现其中造成认知差异的线索，在此基础上再提出一些合理的推测来解释差异原因，从而形成对工作场景的认知，完成职业价值观的构建(Weick,Sutcliffe,& Obstfeld,2005)。综上，本研究认为情绪对员工职业价值观的影响是通过意义建构这一中介变量起作用的。

1.3 社交媒体依赖程度的调节作用

情绪并不总是意义建构的可靠预测变量，尤其是对于那些经常使用社交媒体的个体，若个体社交媒体依赖程度较高时,情绪对其意义建构行为可能不会产生显著影响。社交媒体是基于移动通信和网络技术创建的高度交互性平台，它倡导用户自主进行内容生产、协作与分享(Kietzmann,Hermkens,Mccarthy,& Silvestre,2011)。随着信息时代的到来，人们对社交媒体的依赖程度逐渐加强，社交媒体依赖是指用户耗费大量时间和精力，通过社交媒体来获取生理、心理上的满足。媒介依赖理论认为，人们对某个媒介依赖程度越大，人们期望在媒介中获得的有效信息越多，媒介对个体的影响力也就越大(Melvin,1990)。人们不仅可以从社交媒体上获取有价值的信息，也可以通过这一媒介宣泄自身的情绪，当个体的情绪在社交媒体平台上得到宣泄时，情绪对其的认知行为的影响就会减弱(贾银兰,2013)，因此，我们推测社交媒体依赖程度越高，员工越可能会使用社交媒体进行情绪宣泄，情绪对意义建构的影响可能因此削弱。综上，本研究推测社交媒体依赖可能在情绪与意义建构之间起调节作用。

综上所述,关于情绪与职业价值观的研究已取得一定进展，但仍有以下不足。第一，理清情绪如何影响职业价值观的构建过程意义重大，但目前鲜少有研究涉及;第二，社交媒体已成为人们生活中重要的组成部分，个体常常通过这一媒介来宣泄情绪，进而对其观念形成产生影响，但是关于社交媒体依赖在情绪和职业价值观其间作用的研究也鲜有人涉及。因此，为了填补以上研究空白，本研究将：1)考察情绪对职业价值观的影响作用；2)探究员工社交媒体依赖程度对其情绪-职业价值观关系的作用；3)探究意义建构在情绪和职业价值观之间的作用。

2 研究方法

2.1 研究样本

本研究共发放1000份问卷，回收989份问卷(回收率98.9%)。剔除部分严重缺失以及不匹配的无效数据后，共有有效问卷938份(有效率94.84%)，人口学变量如表1所示。

2.2 研究量表

本研究使用的量表均为国外成熟的量表或是经过国内研究者翻译编制的中文版量表。针对国外量表，本研究根据我国企业、员工实际情况进行修订、进行翻译和回译，并请专家进行审核，完成最终的中文修订版量表。所有问题采用李克特5点评分法。此外，对4个量表测验数据分别进行Bartlett球形检验和KMO检验，结果显著，且p<0.001。其中，职业价值观量表的KMO值为0.892，意义建构量表的KMO值为0.941，社交媒体依赖量表的KMO值为0.90,情绪量表的KMO值为0.845。

表1 人口学变量及其占比

情绪量表。针对情绪的测量，在国内外成熟的情绪测量量表(Gross,2002)的基础上进行筛选和添加以满足本研究要求，共10个题项，其中有5项反向计分。量表中代表性题项为“由于某人的批评感到不安”，在本研究中其内部一致性系数为0.816。对问卷进行探索性因子分析，最终得到两个因子，总方差解释率为55.02%。

社交媒体依赖量表。针对社交媒体依赖程度的测量，在国内外成熟的社交媒体依赖测量量表的基础上(张茜茹,2015)进行筛选和添加以满足本研究要求，共11个题项，得分越高，说明对社交媒体的依赖程度越高，量表中代表性题项为“我在社交媒体上宣泄自己在工作中的不良情绪”，在本研究中其内部一致性系数为0.881。对问卷进行探索性因子分析,最终得到两个因子，总方差解释率为58.29%。

意义建构量表。由于意义建构是一个相对难以量化测量的变量，因此在国内外相关研究基础上，本研究在韩玉兰(2010)所编制的管理觉知测量量表上做了调整，以实现本研究的研究要求，含3个维度，共15个题项，量表中代表性题项为“在工作中遇到问题时，我喜欢从多个角度进行思考”,在本研究中其内部一致性系数为0.928。对问卷进行探索性因子分析,最终得到三个因子，总方差解释率为67.88%。

职业价值观量表。针对职业价值观的测量，在国内外成熟的职业价值观量表(凌文辁,方俐洛,白利刚,1999)的基础上进行筛选和添加以满足本研究要求，共11个题项，包括声望地位、保健和自我发展3个维度，量表中代表性题项为“能发挥自己的才能”，在本研究中其内部一致性系数为0.889。对问卷进行探索性因子分析，最终得到两个因子，这可能与本研究对题目的筛选有关，但由于本研究最终计算的是量表的总分，故该结果并不影响分析，总方差解释率为60.53%。

3 研究结果

3.1 共同方法偏差的控制与检验

本研究在实测程序上对可能存在的共同偏差进行了控制，采用Harman单因子检验法对共同方法偏差进行统计检验(周浩,龙立荣,2004)，采用Amos21.0设定所有变量的公因子为1，将所有变量的各个项目作为外显变量进行验证性因素分析，验证性因素分析结果显示：模型的拟合指数(χ2/df=46.956,CFI=0.757,NFI=0.756,RMSEA=0.221)不理想，故不存在严重的共同方法偏差。

3.2 描述性统计分析

我们使用SPSS21.0对研究数据进行统计分析。将性别、年龄、教育水平、工作年限和岗位类型作为控制变量放入分析模型中。从表2中可知，情绪与社交媒体依赖程度显著负相关，与意义建构显著正相关，与职业价值观显著正相关(分别为：r=-0.23，p<0.01；r=0.28,p<0.01；r=0.09，p<0.01)。社交媒体依赖程度与意义建构显著正相关(r=0.22，p<0.01)，与职业价值观显著正相关(r=0.17，p<0.01)。意义建构与职业价值观显著正相关(r=0.40，p<0.01)。

3.3 中介作用检验

结果如表3中M1与M4所示,情绪正向影响意义建构(β=0.67，p<0.001)，同时情绪正向影响职业价值观(β=0.19，p<0.01)。根据模型M5,意义建构正向影响职业价值观(β=0.35,p<0.001)，在加入了意义建构之后，情绪对职业价值观的影响减弱(β=-0.04)，并且相关系数不再显著，说明意义建构完全中介了情绪对职业价值观的影响。

表2 研究变量的均值、标准差与相关矩阵

注:N=938。性别一栏中1表示男性,2表示女性。*p<0.05,**p<0.01。

表3 层级回归分析结果(N=938)

注:N=938。*p<0.05;**p<0.01;***p<0.001。

3.4 调节作用的检验

首先对自变量和调节变量进行了去中心化处理(Aiken,West,& Reno,1991)。将性别、学历等控制变量带入回归方程；其次，分别加入社交媒体依赖程度、情绪和意义建构三个变量；最后，将本研究所需要的交互项(情绪×社交媒体依赖程度)带入回归方程。通过表2中的模型M2可以发现社交媒体依赖程度正向预测意义建构(β=0.35，p<0.001),加入了交互项之后，根据模型M3看可以发现情绪与意义建构的相关系数从0.84降为0.81，而且模型的解释度增加，交互项负向影响意义建构(β=-1.01，p<0.001)，说明社交媒体依赖程度对情绪和意义建构之间起着负向调节作用。通过表2中的M7可以发现社交媒体依赖程度正向预测职业价值观(β=0.18，p<0.001)，加入了交互项之后，根据M8可以发现交互项系数不显著。此外，通过表2中的M6我们并未发现社交媒体依赖程度对职业价值观与意义建构之间的关系起调节作用。

为了进一步检验社交媒体依赖程度的调节效应，首先计算在社交媒体依赖程度高低水平下情绪和意义建构的相关关系方程，这里的高低指的是偏离均值正负一个标准差。根据Cohen(1983)的建议，将计算出的两个方程分别代入情绪的最大值与最小值，然后作图1。根据图1可以看出消极情绪与意义建构显著正相关，但是由于社交媒体依赖程度的调节作用，使得这种相关性降低。

图1 社交媒体依赖的调节作用(彩图见网络版)

图2 理论模型

4 讨论

本研究在情绪事件理论的视角下，揭示了员工情绪与职业价值观的关系以及作用机制。一方面阐明了情绪“怎样起作用”，即完全通过意义建构的中介作用影响职业价值观；另一方面剖析了“何时作用更大”，即相对于社交依赖程度较高的员工，社交依赖程度较低的员工的积极情绪更有助于意义建构，研究结果对组织管理实践具有一定的启示与指导意义。

本研究与以往关于情绪对职业价值观的研究结果(Ashkanasy & Humphrey,2011)不完全一致，这可能是与研究对情绪的分类方式不同有关，另外以往研究多为情绪对职业价值观的直接效应的检验，对两者之间机制的研究鲜少涉及。本研究结果表明情绪对职业价值观的影响是通过意义建构的完全中介作用实现的，即情绪是完全通过意义建构来影响个体职业价值观。情绪事件理论可为此提供解释，员工的情绪反应能够直接或者间接地影响员工的工作认知行为，即积极的情绪体验会提高个体的认知范围和认知灵活性，进而增加其意义建构行为,员工的意义建构是对于工作上的信念感的改变，不论是工作满意度，抑或是职业倦怠等(Weiss & Cropanzano,1996)，这些都与员工的职业价值观有着密切关系。因此，本研究认为情绪对职业价值观的影响是通过意义建构的完全中介作用产生的。

本研究的另一个有趣发现是“情绪-职业价值观”中介作用的前半部分受到社交媒体依赖程度的调节，具体而言，相对于社交依赖程度较高的员工，社交依赖程度较低员工，其情绪对意义建构有显著影响。随着科技的进步，人们对社交媒体的依赖与日俱增,社交媒体双向沟通和去中心化的特点满足了使用者的精神愉悦、社会交往等需求(陈响园,2014)。本研究的结果也为此研究结果提供了支持，社交媒体满足了人们宣泄情绪的需求(贾银兰,2013)，对于社交依赖程度较高的员工，他们的情绪体验会在社交媒体平台上得到释放，因而情绪体验对此类员工的意义建构行为并不产生影响。而对于社交依赖程度较低的员工，他们的情绪体验会直接对他们的认知行为产生影响，即影响个体的意义建构。因此，此类员工更倾向于将情绪感受内化为个体的认知。

综上，本研究结果可以为当前组织管理实践提供一定的启示与指导。组织应当充分地关注引发员工情绪变化的原因，制定相关支持政策，充分满足员工的心理需求，从而刺激员工的积极情绪状态，借助情绪状态引导员工形成科学健康的职业价值观。本研究也存在一些局限，第一，本研究对研究数据的收集几乎是在同一时间点进行的，未来研究应当尽量在不同的时间点对各个变量进行测量。第二，本研究丰富了情绪与职业价值观的研究，但是对于哪些具体的组织内外因素能够引发员工的消极与积极情绪并没有进行探究，未来这一方面的研究还有待拓展。