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員工幸福感范文第1篇

對員工來講,幸福的感覺只嫌少,不會嫌多。高明的管理者懂得制造幸福,讓員工開心,以便他們更有勁頭干活。那么,世界上有沒有制造快樂,減少痛苦的方法?有的,它叫前景理論。前景理論講的是,一件事物,由于處理方式不同,帶來的感受差別很大。舉個例子,1000元錢,不同的消費,快樂的感覺是不一樣的:去郊區游玩,能放松24―48小時;添一部新款的手機,興奮一個禮拜。

在資源有限的情況下,管理者可以增加員工的幸福感受,也可能讓員工沒什么感覺。根據前景理論,我們能構思許多“討好”員工的“詭計”,以及減少員工痛苦的“陽謀”,例如:

好事要分開來享受

假設你有幾個好消息要公布,你是分開宣布呢,還是將它們一起說了?最佳答案是:凡有好事,應該讓員工分開來享受。

前景理論告訴我們:人在“得”的時候是邊際效用遞減的,好比吃第一塊糖很甜,吃第二塊糖一般甜,吃第三塊糖就基本沒感覺了。所以,員工分兩次聽到兩個好消息,相當于經歷了兩次快樂,這兩次快樂的總和大于一次享受兩個好消息的快樂。

推而廣之,假使你要給員工發1萬元的獎金,那么最好分兩次,每次給他5000元,這樣盡管他拿到的總和還是l萬元,但兩者比較之下,一次性發所產生的幸福感,就不如分兩次發那么強。

壞消息應當一起告知

假如你有幾個壞消息要公布,你是分開宣布呢,還是一起說呢?

前景理論研究發現:把幾個“失”結合起來,它們所引起的邊際效用遞減,結果會使各個壞消息加起來的總效用最小。好比一盒黃連,一口吞下去很難受,但比每天吃一顆強。我們常常討厭雪上加霜,可是,對于很多人來說,在能夠承受的限度內,還是快刀斬亂麻來得更加爽快一些。雖然,同時得知兩個壞消息很痛苦,但是,分兩次得知兩個壞消息更痛苦。你把兩個壞消息一起告訴對方,只會給對方造成一天的不爽;假如你把兩個壞消息分兩天告訴對方,卻會讓對方兩天都痛苦。

好事就早點說

如果小華今年業績出色,公司獎勵他一次去巴黎旅游的機會。請你想一想,小華什么時候最開心?是在巴黎游玩的時候嗎?可能不是。其實,最開心的時候是:他聽到這個消息,以及盼望著去巴黎的那段時間。很多時候,幸福來源于對快樂的等待。所以,如果說要給員工獎勵的話,晚說不如早說,這樣能“最大化”他們的快樂,當然也更能達到激勵的效果。

獎勵應動態化

你管理的部門這幾年經濟效益比較好,于是,你打算給手下的人增加報酬,以提高他們的工作積極性。提高員工的報酬有兩種最直接的方法:

1.加工資,比如把員工原來50000元/年的工資加到55000元/年;

2.發獎金,就是保持員工現在50000元/年的工資不變,但是每年不定期地給員工發幾次獎金,獎金的總額約為每年5000元。

事實上,員工的適應性很強。尤其是對于物質的東西。管理者以為加了工資,部屬會為此開心很久,其實,過了一段時間,他們就習以為常了。所以,“好事”要以變動的形式呈現,這樣才能產生新鮮感。對公司而言,給獎金要比加工資好。

小獎不如不獎

通常,我們總認為要讓別人做點事情,就應該給他們獎勵,不管多少,有總比沒有的好。其實不然。

為了培養孩子的勞動素養,我曾經立下“按勞計酬”的家規:洗碗、掃地和拖地、洗衣服、做飯、整理床鋪每次給一元。頭幾個月里,孩子覺得挺新鮮,有點兒積極性,后來卻叫不動了。往后,我嘗試著一起和孩子干,邊做事邊交流,并不斷地用甜言蜜語捧他,發現效果也不錯。慢慢地,孩子就養成了做家務活的習慣。

要激勵他人積極地做事,除非給予和這件事情相匹配的外在激勵,否則,不起眼的“甜頭”反而抹殺了內在動力。

還有一種現象也值得注意:小罰不如不罰。

有一段時間,弟兄們交周工作總結老是拖拖拉拉,催他吧,還一大堆理由,搞得我很煩。因此,我就規定,周六上午10點前不交的,一律罰10元。結果,有那么五六個人依然故我。后來加罰到100元,所有的人都心痛了。不過請注意,罰款這種事,畢竟有些傷人,輕易不能用。

好事不宜讓員工選擇

當一個公司準備獎勵員工時,假設有兩種選擇:讓員工去臺灣度假旅游,或送他們每人一臺高清晰度的數碼電視機,并且兩者是等值的。究竟應該給他們選擇的權利好,還是不讓他們選擇好呢?

乍看之下,好像是有選擇更好,大多數員工也希望能選擇,以為那樣將提高滿意度,其實不然。在自由選擇的情況下,選了臺灣游的員工會感到,自己是放棄了電視機作為代價的,旅游回來后,看到同事家的那臺電視機,心中多了一份“損失感”;而選擇電視機的人,在家里看到電視中的那些度假勝地,聯想同事正在寶島臺灣盡情游玩,難免暗自神傷。因此,當你知道兩件事情都是對方喜歡的時候,就不要給對方選擇,由你來決定惟一的獎勵方式,免得他們患得患失。

在團隊中傳遞快樂

以前,我們組織過這樣的活動:為了活躍氣氛,每天下午剛上班時,請1-2個同事講笑話,或者表演小品。大家欣賞完了,哈哈一樂,再投入工作,情緒高漲。我們把它叫做“開心一刻”。同時,我們也建議:如果誰獲得了好玩的小故事、笑話,就把它打印出來,貼在公告欄內,供大家娛樂。

員工幸福感范文第2篇

關鍵詞：酒店員工；幸福感；工作績效；幸福管理

中圖分類號：F24

文獻標識碼：A

doi：10.19311/ki.16723198.2017.02.038

隨著我國經濟產業結構的轉型，第三產業服務業的比重不斷上升，作為第三產業服務業的酒店業，就業人數不斷增長，已然成為社會經濟活動中不可忽視的群體。作為積極組織行為學的研究內容，員工幸福感具備可測量、可開發的特質，對工作績效有正向影響，可以減少員工跳槽行為，降低員工的離職傾向，留住優秀的員工，從而為企業獲得持久競爭優勢和深度發展提供可能。因此，對如何使員工獲得幸福，提升其幸福感，獲得高績效，幫助企業在當代競爭中更好地生存和發展成為人力資源管理研究的新方向。在此背景下，本文以酒店員工為研究對象，通過對酒店員工幸福感與工作績效的調查，從實證的角度，研究酒店員工幸福感與工作績效的關系，以期對我國酒店人力資源管理提供一定的借鑒和參考。

1 對象與方法

1.1 對象

采用分層整群隨機抽樣的方法，隨機抽取合肥市和上海市的星級酒店5家，共調查135個樣本。

1.2 方法

在本研究調查問卷中，員工幸福感量表參考被廣泛運用，已相對成熟的《綜合幸福問卷》，該問卷包括主觀幸福感與心理幸福感兩大模塊，九個維度（生活滿意、正性情緒、負性情緒、生命活力、健康關注、自我價值、友好關系、利他行為、人格成長）。工作績效概念采用Campbell（1990）提出的工作績效概念，劃分為任務績效和周邊績效兩個維度，參考Motowidlo&Scotter工作績效量表。在此基礎上，本研究針對酒店員工工作特點，在參考選用《綜合幸福問卷》的基礎上，自編調查測量量表。量表包括三個部分，第一部分是個人信息；第二部分是員工幸福感量表，包括生活滿意、生命活力、健康關注、利他行為、自我價值、友好關系和人格成長七個維度，共20個項目；第三部分是工作績效量表，包括任務績效和周邊績效兩個維度共15個項目。此次問卷采用李克特5點量表計分，從1到5分別代表“非常不符合”、“較不符合”、“介于中間”、“比較符合”、“非常符合”。通過統計軟件SPSS18進行信度、效度分析，員工幸福感量表和工作績效量表的值為0.896，符合值在0.8―0.9之間的信度標準，該問卷量表信度較好。

1.3 統計分析

通過SPSS18收集到的數據進行描述性統計分析、因素方差分析、相關分析、回歸分析，以探究員工幸福感與工作效之間的關系。

2 結果

2.1 樣本基本情況

本研究以酒店員工為研究對象，共發放問卷150份，收回135份，剔除不合格的問卷8份，有效問卷共有127份，有效問卷回收率84.67%。

樣本情況如表1所示。

2.2 員工幸福感和工作績效的現狀

由表2可以看出：通過對酒店員工的幸福感和工作績效的調查發現，員工幸福感七個維度的平均值均大于3.4，表明酒店員工總體上感覺比較幸福，對幸福的認可比較統一。對工作績效的測量，任務績效和周邊績效的均值也都超過平均值，總體工作績效水平較高，并且方差較小，反映酒店員工對自身工作績效評價較高，意見比較統一。

2.3 不同性別、婚姻狀況在員工幸福感和工作績效的比較

由表3可知：通過對員工幸福感與工作績效的變量做基于性別的方差分析，可以看出不同性別的員工在幸福感和周邊績效上有顯著差異，表現為女性員工幸福感和周邊績效高于男性員工；在任務績效變量上無顯著差異。另外，不同婚姻狀況的員工在幸福感和工作績效上都有顯著差異，表現為已婚員工幸福感和工作績效高于未婚員工。

2.4 不同年齡、學歷和工作年限在員工幸福感和工作績效的比較

從表4可以看出，不同年齡的員工在幸福感上有顯著差異，且通過多重比較發現，25歲及以下的員工幸福感水平低于其他年齡段的員工幸福感；不同學歷的酒店員工在員工幸福感上存在顯著差異；且通過多重比較發現，本科及以上學歷的員工幸福感水平低于高中和大專學歷。不同工作年限的酒店員工對員工幸福感存在顯著差異，通過多重比較發現，一年以內的員工幸福感水平比其他工作年限的員工幸福感水平低。年齡、學歷和工作年限在工作績效上都無顯著差異。

2.5 員工幸福感與工作績效的相關分析

從表5可以看出：工作績效與其兩個維度任務績效和周邊績效的相關系數分別為0.950，0.873，且都在0.01水平上顯著相關，說明任務績效和周邊績效均與工作績效顯著正相關，是其重要組成部分；員工幸福感與任務績效和周邊績效的相關系數分別是0.757，0.603，且都在0.01水平上顯著正相關；員工幸福感與工作績效的相關系數為0.758，且在0.01水平上顯著相關，表明員工幸福感與工作績效顯著正相關。

2.6 員工幸福感與工作績效的回歸分析

從表6發現該回歸分析模型的R為0.758，說明自變量對因變量的解釋能力比較強，同時F值為168.324，且檢驗的P值小于0.05，說明方程中的回歸系數是顯著的，回歸效果比較理想。員工幸福感的標準化系數是0.716，且t檢驗達到顯著性水平，表明員工幸福感對工作績效有較強的正向預測作用。

3 討論

（1）從總體情況來看，酒店員工感覺比較幸福，工作績效水平較高。這與當前形式下，酒店人力資源管理部門重視對員工的培訓和人文關懷，提高員工的工作滿意度有關。

（2）從性別上來看，表現為女性員工幸福感和周邊績效高于男性員工。基于人們對酒店員工工作性質的慣性思維，大多在酒店工作的男性員工可能不完全認可這份工作，尋找合適機會即可能跳槽，因而在工作中獲得的成就感和幸福感相對較低。相比之下，女性員工更能勝任和愿意從事酒店的工作，能w會更高的幸福感。

（3）從婚姻狀況來看，已婚員工的幸福感和工作績效都相對較高。已婚員工的各個方面相對穩定，更加能安心投入工作，因而在工作中能體會到更高的幸福感，在工作中能有相對較高的工作績效。

（4）年齡、學歷、工作年限只在員工幸福感上有顯著相關。在年齡因素上，表現為年齡越大，幸福感越強，說明隨著年齡的增加，員工更加適應酒店的工作，在工作中找到自己的價值。在學歷上，表現為高中學歷的員工幸福感最強，學歷越高，幸福感越低；這與社會普通對酒店工作的理解相關，大多認為酒店的工作是不需要多高學歷的，只是簡單的體力工作，高學歷的員工往往難以在酒店安心工作。從工作年限上看，工作時間越長的員工，幸福感越強；長期在酒店工作的員工，適應并熟悉、勝任酒店了工作，愿意扎根在酒店行業，越能在工作中找到幸福感。

（5）通過員工幸福感和工作績效的相關分析，工作績效與其兩個維度任務績效和周邊績效顯著相關，員工幸福感與工作績效、任務績效和周邊績效顯著相關，說明員工幸福感與工作績效顯著正相關。同時，通過回歸分析表明，員工幸福感對工作績效有較強的正向預測作用。

本研究通過對酒店員工幸福感與工作績效的調查，統計分析與探討二者之間的關系，得出員工幸福感與工作績效存在顯著正相關，并且員工幸福感對工作績效有較強的正向預測作用。酒店管理者可通過關注員工的幸福感，發現和滿足員工的幸福需求，從而提高員工的工作績效，實現企業績效的增長。因此，酒店管理者或人力資源管理部門可以從為員工提供生活上的足夠支持，激發與保持員工的生命活力，幫助員工提升自我價值，營造和諧的工作環境與良好的組織氛圍，在工作中給予員工更多的自主空間等多方面加強員工幸福管理，以期獲得更高的工作績效，幫助企業在激烈競爭的社會環境下更好更快的生存與發展。

參考文獻

[1]張浩.知識型員工工作幸福感、工作生活質量與工作績效的關系研究[D].廣州：廣東工業大學，2015.

員工幸福感范文第3篇

隨著社會的進步，職業的多樣化，職場需要人們投入更多的精力和實踐。人們在獲取職業所需的知識、技能和能力的過程中，出現的種種沖突矛盾會直接影響到員工的身心健康，從而也影響了員工的主觀幸福感。

作為積極心理學研究的重點之一，心理資本與主觀幸福感已在人格、社會以及企業管理發展中引發了大量關注。管理及人力資源領域積極關注心理資本，不止因為它是一種積極的心理力量，更因為它與組織成員的績效息息相關。而主觀幸福感，則關乎個人身心健康發展，體現著個人對生活現狀滿意度，兩者之間有著千絲萬縷的聯系。

主觀幸福感作為積極心理學最早關注的領域，其主要根據依據個體頭腦中設定的標準，并對其現有生活水平做出一個全面的評價。[1]Diener通過30 多年來對主觀幸福感的研究，提出了主觀幸福感四維結構：一是對過去、現在和未來生活的滿意度；二是積極的情感體驗；三是消極的情感體驗；四是對生活各方面的滿意度。

心理資本是以積極心理學觀點為基礎，重點研究個體優勢以及積極狀態下所存在的力量。[2]Luthans在分析經濟資本、人力資本和社會資本的特點后，提出了以個體積極心理為力量的“積極心理資本”概念。Luthans 等也首次明確定義了心理資本。并提出，積極心理資本就是自信、希望、樂觀以及堅韌性四種積極心理力量。

主觀幸福感重點強調了個體的積極情緒情感體驗，心理資本則重點強調個體的積極心理能量。究竟積極心理能量對積極的情緒情感體驗有著怎樣的作用，如何進行調節，正是本研究即將深入探討的主要目的。

二、研究對象與方法

1、研究對象

選取華東，東北，西北三地企業職工300人為研究對象，發放問卷并全部回收，最終獲得有效問卷273份，其中女性144份（52.7%），男性129份（47.3%），25歲以下150人（54.9%），26到30歲96人（35.2%），31到35歲23人（8.4%），45歲以上4人（1.5%）。未婚226人（82.8%），已婚45人（16.5%），喪偶2人（0.7%）。學歷高中以下2人（0.7%），中專、高中8人，大專45人（16.5%），本科157人（57.5%），碩士56人（20.5%），博士5人（1.8%）。

2、研究工具

主觀幸福感量表選用中國人幸福感量表，由臺灣學者陸洛所編制之“極短版中國人幸福感量表”，共計10小題，填答采四點計分方式，分別為1、2、3、4 分，受試者依其最近三個月來的狀況圈選之，最后將十題分數累計，所得總分數愈高，代表其整體幸福感愈高，反之，則代表其整體幸福感愈低。

心理資本量表選用了柯江林、孫健敏、李永瑞編著的本土心理資本短版問卷。包括人際型和事務型兩大類。人際型涵蓋包容寬恕、謙虛誠穩、感恩奉獻、尊敬禮讓四個維度，事務型涵蓋奮發進取、堅韌頑強、樂觀希望、自信勇敢四個維度，共40題。填答采用Likert 6點計分，8個維度總分的平均值為心理資本的得分。

3、統計方法

進行的統計處理主要為相關分析以及回歸分析。采用SPSS13.0完成。

三、研究結果

通過主要變量之間的相關分析，可得出除謙虛穩重的維度外，各維度與主觀幸福感均有顯著正相關。即心理資本的各維度與主觀幸福感的有較高的正相關。也就是說，心理資本越高，個體體驗到的主觀幸福感越高。而且，較之心理資本的其他維度，幸福感與包容寬恕、樂觀希望及忠心勇敢這三個維度的相關更高。

通過回歸分析，可得出心理資本對員工的主觀幸福感有中等程度正向的影響，解釋的百分比為34.1%。

四、啟發與建議

本研究的目的是考察心理資本對個體主觀幸福感的影響作用。由結果可知，個體心理資本對員工心理滿意度有顯著正相關，一個人的主觀幸福感會受到心理資本多種方式的影響。從心理資本的各維度對主觀幸福感的影響來看，主觀幸福感與個體的人格特質也是有很大關聯的，積極的人格特質可以作為主觀幸福感的重要預測變量之一。而另一方面，主觀幸福感作為積極的情感體驗，也可以提升個體的積極心理資源。

員工幸福感范文第4篇

關鍵詞：主觀幸福感 生活滿意度 情感平衡 情感承諾 情境績效 引言

主觀幸福感（subjective well-being， SWB）一般指人根據自定的標準對自己生活質量的整體性評估，包括認知評價和情感體驗兩個方面。主觀幸福感是反映個人生活質量的綜合性指標，反映主體的社會功能和適應狀態。這種復雜的心理狀態是由需要、情感、認識等心理因素與各種外因交互作用形成的。

隨著人們對幸福愈發地關注和主觀幸福感研究的深入，主觀幸福感已經在世界范圍內成為心理學、社會學、經濟學、管理學等多學科所共同關注的熱門話題。但目前對主觀幸福感的研究大多數仍大多集中于影響主觀幸福感的前因變量，對主觀幸福感與工作效能變量關系的研究尚處于起步階段（Iris & Barret， 1972; Judge， 2001; Meyer， 2002）。現有的文獻只支持主觀幸福感與工作滿意度、組織承諾和工作績效之間存在著一定的相關關系，對于主觀幸福感如何影響工作效能的研究比較缺乏。

當前國內的研究則一般是對國外文獻的簡單理論介紹，實證較少。張進和馬月婷（2007）指出，目前國內缺乏對主觀幸福感及其產出效果的研究，特別是缺乏從整體的角度研究主管幸福感與效能變量之間的關系。而只有充分研究主觀幸福感和組織承諾、工作滿意度、工作績效等工作效能變量之間的關系，才能將主觀幸福感的概念真正引入人力資源管理研究。

在管理實踐界，幸福也受到空前的關注。總理今年3月5日在政府工作報告中明確指出“要讓人民生活的更加幸福，更有尊嚴”。在這種大背景下，許多企業紛紛引入了西方的人本管理思想。企業對員工的關心已經超出了工作的范疇，開始關注員工的生活是否幸福。很多國有企業都開展了“幸福工程”，以減少員工的后顧之憂，讓員工全身心地投入工作。但目前企業關注員工幸福主要是從維護良好的雇傭關系出發進行考慮的，對于員工幸福能否給企業帶來的好的績效表現尚不明確。盡管企業的初衷是好的，但員工的幸福是否和員工的工作績效及其他工作效能變量存在相關關系，目前缺乏充分的實證研究支持。

因此，不管是對于理論研究還是對于管理實踐，進行嚴密的主觀幸福感對工作效能變量影響機制的實證研究都是迫在眉睫的。而與主觀幸福感的情感成分存在直接聯系的情感承諾和情境績效也自然成了研究探索的起步點。

早期的主觀幸福感的研究主要集中在孤立地研究影響主觀幸福感各成分的前因變量，包括人口統計學因素以及文化和人格因素等。直到Schimmack，Radhkrishnan，Oishi（2002）提出了“調節-緩和模型”，才開始關注主觀幸福感內部各成分之間的相互影響。本研究將借鑒這種整體的觀點，研究主觀幸福感的認知和情感成分如何共同作用于工作效能變量。

通常認為主觀幸福感包括生活滿意度（認知因素）、體驗積極情感和缺乏消極情感（情感因素）三個方面。主觀幸福感較高的人應當對生活較為滿意，經常體驗到積極情感而較少體驗到消極情感。主觀幸福感較低的人反之。

生活滿意度（life satisfaction）是從自己的標準出發對生活質量進行的主觀評價。積極情感（positive affect）和消極情感（negative affect）體現了人們體驗到的正面和負面的情緒以及這種情緒的程度。積極情感和消極情感是主觀幸福感的重要組成部分，在任何一種主管幸福感結構和測量方法中都有體現。積極情感和消極情感存在負相關，但相關系數只有大約為-0.05到-0.30 （Diener & Emmons， 1984）;因此，是否把積極情感和消極情感看作一個維度存在爭議。本研究為了整合主觀幸福感的各個成分，采用了把積極情感和消極情感看作一個維度的觀點，即將情感因素作為一把包含兩個極端的連續變化的標尺，標尺的一端是積極情感，另一端是消極情感;并據此定義情感平衡的概念，即積極情感和消極情感的差值，該差值反映員工情感狀況的基本面。這也是當前主管幸福感研究常用的一種做法。

綜上所述，本研究從整體角度出發，探索主觀幸福感的各維度如何共同對情感承諾和情境績效等工作效能變量進行影響的作用機制。 情感平衡對情感承諾的影響

由于情感承諾本身是對組織認同和卷入的情感和情緒的組合，因而在情感平衡和情感承諾之間存在著一種自然的聯系;積極情感會對情感承諾產生正向影響作用;消極情感會對情感承諾產生負向影響作用。基于情感承諾和情感平衡的定義，本研究在此基礎上，提出以下假設：

假設1 情感平衡對情感承諾存在正向影響作用。 情感承諾對情境績效的影響

績效作為組織承諾的結果變量一直受到了研究界的廣泛關注。早期的研究證實了情感承諾和績效、缺勤、遲到、離職等工作行為結果變量存在相關關系（Mathieu & Zajac， 1990）。高水平的對組織的認同和卷入會導致員工更加積極主動地為組織工作，從而提升了組織績效。因而，一般研究都認為情感承諾與生產力和績效之間存在正相關關系（Allen & Meyer， 1996;Cohen， 1991;Organ & Ryan， 1995; Randall， 1990;Ricketta， 2002）。

（2）生活滿意度。本研究所采用的生活滿意量表是Diener于1985年開發的生活滿意度量表（SWLS）。量表包括5道題目為七點里克特量表，1代表非常不同意，7代表非常同意，分數越高代表員工對生活越滿意，本量表為員工自評。Cronbach’s α為0.814。

（3）情感承諾。Meyer & Allen（1990）開發的情感承諾量表（ACS）。ACS量表為五點里克特量表，選項依次為極不符合、不符合、不能確定、符合、極符合。ACS共有六道題，包括三道反方向問題。本量表非常成熟，自開發以來被廣泛應用，在國內也有應用先例。本量表為員工自評。

（4）情境績效。本量表為Luthans在2002年設計的。整個量表共有11題（包括5道任務績效、5道情境績效和1道總體績效），采用里克特六點量表形式，分數越高，說明員工的工作績效越高。本研究使用其情境績效的部分共六題。本量表為員工自評，Cronbach’s α為0.721。

（5）控制變量。控制變量包括三個人口統計變量和一個背景變量，即年齡、性別、工作年限和工作崗位。以往的研究證實這四個變量可能會影響到一個或多個因變量或中介變量。例如年齡、性別、工作年限可能和組織承諾存在相關關系（Meyer， Stanley， Herscovitch， & Topolnytsky， 2002）;性別可能和任務績效相關（Chen， Tsui， & Farh， 2002）。

三、數據分析和結果

表1總結了相關變量的均值、標準差和相關系數。在涉及本研究的幾個變量中，情感承諾的平均得分是1.79，其標準差為1.08;生活滿意度平均得分是4.35，其標準差為1.13。情感承諾的平均得分是3.73，其標準差為0.57。情境績效平均得分為4.92，標準差為0.49。即受調查員工積極情感超過了消極情感，且在生活滿意度、情感承諾和情境績效上均超過了中值，反映出我國員工心理和情感上較為積極和正面。各變量之間的相關關系均非常顯著（除生活滿意和情感承諾間為p<0.05外，其他變量相互關系均為p<0.01）。

表1 變量均值、標準差和相關系數

Mean

Std. Deviation

1

2

3

4

1 情感平衡

1.79

1.08

1

2 生活滿意

4.35

1.13

0.254**

1

3 情感承諾

3.73

0.57

0.155**

0.116*

1

4 情境績效

4.92

0.49

0.289**

0.208**

0.290**

1

注：*p<0.05，**p<0.01

具體地說，PANAS量表是一個5點量表，積極情感和消極情感的平均得分之差竟然高達1.79，說明員工的積極情緒大大地超出了消極情緒，處于完全的主導地位。但是，從主觀幸福感的另一個角度看，受訪員工的生活滿意度并不高，僅略高于中值4。這也和當前我國員工的普遍心理狀態是契合的，即對現狀并不滿意，但是積極進取、有上進心。

情感承諾的得分為3.73，處于略高于中值的水平。我們認為，這個數值說明，青壯年員工同時受傳統思想和現代職業觀雙重影響，因而并不體現出一個非常高的組織認同。情境績效的打分高達4.92（6點量表），這一方面和員工自己打分，存在著過高估計自己績效表現的傾向有關;另外也反映出在東方集體主義文化條件下員工對于與“關系”直接相關的情境績效的重視。

對前述5個假設，分別用層次回歸方法（hierarchical regression modeling，HRM）進行檢驗，檢驗結果依次為表2―表6。

由表2可以得出，情感平衡（β=0.171，p<0.01）對情感承諾存在顯著的正向影響。假設1得到證實。

表2 情感平衡與情感承諾回歸分析表

變量

情感承諾

第一步

第二步

控制變量

性別

0.046

0.062

工作崗位

-0.229**

-0.214**

年齡

0.108

0.133

工作年限

-0.71

-0.069

自變量

情感平衡

0.171**

R2

0.069

0.097

Adjusted R2

0.052

0.076

注：進入模型的均為標準化回歸系數： *p<0.05，**p<0.01

表3 情感承諾與情境績效回歸分析表

變量

情境績效

第一步

第二步

控制變量

性別

-0.038

-0.055

工作崗位

-0.134

-0.061

年齡

0.132

0.094

工作年限

0.057

0.084

自變量

情感承諾

0.304**

R2

0.073

0.158

Adjusted R2

0.057

0.139

注：進入模型的均為標準化回歸系數：*p<0.05，**p<0.01

由表3可以得出，情感承諾（β=0.304，p<0.01）和情境績效存在著顯著的正向影響。假設2得到證實。

表4 情感平衡與情境績效回歸分析表

變量

情境績效

第一步

第二步

控制變量

性別

-0.044

-0.022

工作崗位

-0.116

-0.095

年齡

0.122

0.156

工作年限

0.053

0.062

自變量

情感平衡

0.243**

R2

0.061

0.119

Adjusted R2

0.044

0.099

注：進入模型的均為標準化回歸系數：*p<0.05，**p<0.01

由表4可以得出，情感平衡（β=0.243，p<0.01）和情境績效存在著顯著的正向影響。假設3得到證實。

本研究對中介效應的證實，使用溫忠麟、侯泰杰、張雷（2005）的方法。該方法假設自變量和因變量的回歸系數是c，自變量和假定的中介變量的回歸系數是a，假設的中介變量和因變量的回歸系數是b，在假定中介變量作用下的時候，自變量和因變量的回歸系數是c'。在本研究中自變量為情感平衡，因變量為情境績效，假定的中介變量為情感承諾。前述研究已證明了情感平衡對情感承諾有顯著正影響，而情感承諾對情境績效也呈有顯著正影響。因此得出結論，回歸系數a和b都已經通過檢驗并都是顯著的，只需檢驗c和c’的關系即可。

由表5可知，回歸系數c顯著，回歸系數a和b也顯著，在加入假定中介變量后，回歸系數c’依然顯著且絕對值變小（從0.224變為0.181），證明了該假定中介變量具有部分中介效用。因此，情感承諾在情感平衡和情境績效之間具有部分中介效應，假設4得到證實。

表5 情感平衡、情感承諾和情境績效的回歸分析

變量

組織承諾

第一步

第二步

第三步

控制變量

性別

-0.049

-0.028

-0.044

工作崗位

-0.118

-0.098

-0.045

年齡

0.118

0.150

0.118

工作年限

0.081

0.083

0.100

自變量

情感平衡

0.224**

0.181**

情感承諾

0.247**

R2

0.072

0.120

0.175

Adjusted R2

0.054

0.100

0.152

注：進入模型的均為標準化回歸系數：*p<0.05，**p<0.01

表6 情感平衡、生活滿意度和情感承諾的回歸分析

變量

組織承諾

第一步

第二步

第三步

控制變量

性別

0.045

0.061

0.057

工作崗位

-0.229**

-0.214**

-0.192

年齡

0.107

0.132

0.142

工作年限

0.068

0.065

-0.031

自變量

情感平衡

0.171*

0.156*

生活滿意度

0.001

-0.09 情感平衡與生活滿意度乘積

0.177**

R2

0.069

0.098

0.127

Adjusted R2

0.052

0.072

0.098

注：進入模型的均為標準化回歸系數：*p<0.05，**p<0.01

對于調節作用的檢驗，同樣采取前述溫忠麟、侯泰杰、張雷（2005）的《的統計分析方法。檢驗調節作用，一般分三步進行層次回歸。回歸前要將自變量和假定的調節變量進行中心化或標準化。具體的操作步驟為：第一步，控制變量進入回歸方程;第二步，自變量和假定的調節變量進入回歸方程，得到測定系數R22;第三步，自變量和假定調節變量的乘積項進入回歸方程，得到測定系數R32。比較兩個測定系數的大小，若后者顯著大于前者，則存在調節作用。或者也可以檢驗情感平衡與生活滿意度乘積項的系數，如果顯著（即拒絕零假設c等于0），那么也能說明調節作用顯著。

由表6可知，第三步的測定系數0.098大于第二部分的測定系數0.072;另外，檢驗情感平衡與生活滿意度乘積項的系數。p<0.01，拒絕c等于0的零假設，同樣驗證了調節作用。因此，生活滿意度在情感平衡和情感承諾之間具有調節作用，假設5得到證實。

四、討論

1.理論意義

主觀幸福感是一個非常熱門的研究課題，近年來越來越受到人力資源管理研究者的關注。但是，對于主觀幸福感如何影響工作效能變量的實證研究，在國內外主觀幸福感研究領域卻一直比較欠缺。本研究以與員工情感狀況存在著天然聯系的情感承諾和情境績效作為結果變量，探索員工的情感平衡是否會對這兩個變量產生正向影響。數據分析證明了這些正向影響都是存在的，再一次驗證了以往研究的結論。

通過層次回歸分析，本研究證明了情感承諾對情感平衡和情境績效之間關系的部分中介作用。即一部分情感平衡對情境績效的正向影響是通過情感承諾實現的;從情感承諾的系數變化情況看，通過情感承諾實現的影響還是占情感平衡對情境績效影響的相當大的部分的。部分中介作用說明還存在著其他影響情境績效的因素。如Judge（2001）通過分析了312個樣本后發現，工作滿意度與工作績效之間存在著顯著地正相關關系，相關系數高達0.3。本研究認為，工作滿意度同樣可能對情感承諾和情境績效之間的關系起中介作用。

數據分析結果同樣證明了生活滿意度對情感平衡和情感承諾關系的調節作用。值得注意的是，盡管情感平衡與生活滿意度乘積項的回歸系數顯著，但生活滿意度對情感承諾的回歸系數并不顯著。這也說明了在主觀幸福感的認知成分和情感成分中，只有情感成分對情感承諾有直接的影響，認知成分并沒有直接的影響。生活滿意度實際上是通過缺陷補償的方式對情感平衡和情感承諾的關系起作用的。即當員工對生活不滿意，組織和工作對他更重要，他對組織的認同和卷入也就更穩定;反之，員工對組織會更挑剔，情感平衡對情感承諾的影響也會有更大的波動。本研究是對主觀幸福感不同成分如何共同影響結果變量的整合研究的一個嘗試。

2.實踐意義

本研究的實踐指導意義主要包括：

（1）招聘外向的員工。根據本研究結論，情感平衡對情境績效存在正向影響。而Schimmack，Radhkrishnan，Oishi（2002）指出，外向性和神經質與主觀幸福感的情感成分存在著相關關系，這一關系在任何文化中都存在。外向員工通常在積極情感維度得分較高，消極情感維度得分較低，因而其情感平衡得分較高。因此，員工外向樂觀與否在一定程度上可能成為情境績效高低的預測變量。因此，如果企業較為關注員工的情境績效，那么在招聘時，企業應當更多地招聘外向樂觀員工。

（2）幸福工程是否有效。近年來，隨著“和諧管理”概念的流行，很多企業特別是國有企業開展了旨在改善員工生活狀況，提高員工生活滿意的“幸福工程”。本研究的數據證明，員工生活滿意度對情感承諾與情境績效并不直接產生正向影響。因此，企業希望通過“幸福工程”直接提升員工的情感承諾與情境績效可能并不是一種好的手段。

（3）要同時關注員工的生活狀況和情感狀況。盡管生活滿意度并不是影響情感承諾和情境績效的直接的前因變量，但生活滿意度對情感承諾依然有影響，在情感平衡和情感承諾的關系之間起調節作用。生活滿意度高的人，其情感平衡對情感承諾的影響更顯著。因此，如果要提升員工的組織承諾，就要從員工的生活狀態和情感狀況同時出發。如果只提高員工的生活滿意度，但員工的情感平衡為負，即消極情感處于主導地位，那么員工的情感承諾會隨著生活滿意度的升高而降低。

3.研究局限與未來研究方向

五、結論

情感平衡對情感承諾和情境績效有正向影響效應。情感承諾在情感平衡和情境績效的關系中起部分中介作用;即情感平衡對情感承諾的正向影響效應有一部分是通過提升了員工對組織的情感承諾實現的。生活滿意度在情感平衡和情感承諾的關系中起調節作用;即情感平衡對情感承諾的影響因員工的生活滿意度而異。生活滿意度越高，員工就會對組織和工作越敏感;反之，生活滿意度越低，員工對組織的情感承諾會趨于穩定，受情感平衡影響的波動越小。

參考文獻

員工幸福感范文第5篇

據任仕達中國市場總監孫海寧先生介紹，金融行業過去十年在中國已經經歷了一次商業演變。監管改革已經將銀行、保險、基金管理和證券市場向外國投資者做了不同程度的開放，越來越多的中產階級正在提高其對金融產品和服務的需求。這些增長已經導致對具有個人銀行、客戶服務及信貸風險和欺詐管理經驗的專業人士的強烈需求，而這部分專業人士的短缺及他們對企業的歸屬感、自身的幸福感是企業目前面臨的重要難題。通過一項調查顯示，為下一輪企業增長期吸引新人才是金融領域對于企業目前最大的人力資本挑戰，但是有一半以上的企業對其解決這一問題的能力表示悲觀，35%的認為不具備競爭力的工資是不能吸引人才的主要原因，30%認為是缺乏內部機會，以及其企業品牌聲譽差是他們無法吸引優秀人才的主要原因。

來自咨詢業的數據統計，近半年來，半數以上的銀行支行行長、副行長、行長助理等人員均接到過“挖人”的信息。孫海寧指出，隨著銀行每年業績考核指標的增長與新市場、新區域的拓展，銀行業對人才的需求在日益增長，加劇了銀行業人才的流動趨勢，特別是針對一線市場及業務人員的需求更是急劇增長，如今支行行長、副行長、行長助理級別等人才也已經成為各大銀行爭奪的主要對象。其中，外資銀行在內地的擴張非常迅速，2012年預期薪資增幅達11.5%。由于外資銀行在二、三線城市發展很快，但在當地市場中并不十分吸引候選人，所以加薪幅度高是預期內的。基金業則在一哥王亞偉從華夏基金離職后，出現有實力的基金經理受到行業哄搶的局面。保險業本身是國家政策大力支持的一個行業，財產保險、再保險等行業人才十分短缺，求職者對薪資的期望也相對較高，2012年預期薪酬漲幅達9.8%。可見，金融業中的各個細分行業自去年來都呈現出一種左右為難的困境。企業既要找到能促進企業發展的優秀員工，讓這些優秀員工在薪酬福利上獲得幸福感，同時又要想方設法解決求職者不斷增長的期望薪資和企業發展速度之間不斷增大的差距。

員工流動性仍然是金融服務業的主要憂慮，因為工資期望值仍然高企，而滿意度和續聘率充其量是中等水平。孫海寧先生稱，在金融行業的工作滿意度方面，只有一半員工對其工作滿意或感到非常幸福。有三分之一的員工對其工作呈中性態度，表明他們也許工作不投入；還有47%的人不愿將其企業作為很好的工作單位介紹給朋友或同行，這顯示企業在該行業的品牌還需改進。講到工資增長，近四分之三的員工希望在未來12個月獲得10%以上的工資增長。但只有21%的企業打算給現有員工增加工資，在以人才為驅動的市場上，這是很大的差距。59%的員工打算在未來12個月內辭職，其中32%是由于缺乏成長和晉升機會，22%是由于工資缺乏競爭力。另外，28%的企業還擔憂流動性增加帶來工作中斷和核心知識流失。孫海寧先生表示，當滿足員工幸福感和尋找解決高流動性的方法時，領導力和職業發展對于員工是最重要的（30%），其次是有競爭力的工資（25%），最后是培訓和發展機會（12%）及靈活的工作選擇（10%）。工作和生活之間的良好平衡也是41%的員工打算留在當前企業身邊的主要原因之一。一個強大的職場文化和鼓舞性的領導力對于該行業的求職者在考慮新企業時最重要。這些是企業應該加強和推動的關鍵福利，從而吸引和續聘優秀人才。職業幸福感、成就感的“缺失”恐怕是單純的跳槽難以解決的，目前各大院校學子、金融人才雖然爭相擠入金融行業，但由于薪酬吸引力不夠等問題，很多人只是把這個行業作為一個跳板，長期發展和企業忠誠度更是無從談起。這樣一來，金融行業時刻都面臨著人才流失的風險。

每年出臺的經濟形勢與國家政策對汽車行業的就業環境影響重大。金融危機后，政府在2008年將消費者關心的“三稅”悉數改革，立即釋放了大批消費力，此后在2009年初又出臺汽車產業和鋼鐵產業調整振興規劃，50億財政支出樹立消費信心，市場很快出現復蘇勢頭，汽車行業暫時走出陰霾。

對汽車銷售企業來說，與其盼望經濟形勢的好轉，不如寄希望于政策的出臺。孫海寧先生稱，從一項調查來看，想在一年內離開這個行業的從業人員只占少數，至少有一半的人員對于未來行業發展抱有希望。在越來越多消費者要求高服務質量的環境下，從事汽車服務行業的人員在幸福感上面也受到了影響，在這對服務質量要求苛刻的行業，稍微的怠慢或許會換來車主的投訴。孫海寧先生表示，汽車行業人員穩定性較高，例如單從流動性最高的銷售人員來說，大部分也僅在不同汽車品牌間流動。

據調查，汽車行業從業人員的幸福感較為樂觀，認為越來越幸福的人近一半，另有14%左右的人認為沒有變化。在中國汽車行業經過這么多年的發展，他們的社會責任感增強不少，在中國汽車需求量較大、國家出臺鼓勵政策的情況下，員工不僅在物質上得到了滿足，在心理上也始終保持著良性發展，不過隨著今年一線城市汽車限購、國內經濟形勢及金融危機的影響，車企、經銷商也面臨了很多問題，幸福感也大不如前。就拿汽車媒體從業人員流向來說，較長一段時間，汽車媒體是正流入，體面、自由控制時間、能分享汽車增長所帶來的紅利，吸引各方人才加盟，汽車周刊、網站、雜志以每年數十家的速度增長，但今年局面有所改變，減版減員控制成本成為主流，汽車記者紛紛跳槽，有的跳到車企，做甲方；有的跳到公關公司，做高層。不管跳到哪，目的只有一個，延續幸福感。

幸福感并不能與經濟上的貧富和社會地位的高低有絕對聯系，在企業中，員工的幸福感直接影響著企業的發展，也影響著才人的招攬與留用，幸福感完全取決于個人的感覺以及個人對幸福的要求。孫海寧先生稱，從全球調查數據分析來說，歐美大部分企業從以下幾個方面去看待企業的員工幸福感：

企業的財務是否健康；

企業是否提供員工職業發展的機會；

工作的長期穩定性，一般長期指三年以上；

確保員工有良好的工作和生活的平衡；

企業提供良好的培訓。

中國市場經濟快速發展和轉型時期，各種工作壓力和問題使中國員工與歐美穩定市場有不一樣的地方，在中國，員工幸福感的訴求是不一樣的。主要表現在：

員工需要有穩定的薪酬和福利；

員工需要職業發展機會；

員工需要良好的培訓；

員工需要公司辦公地點交通便利等。科技的創新、企業社會責任、靈活的工作安排等也是影響員工幸福感的要素；

員工需要適當的關懷及心理輔導，如果企業只注重對員工的經濟回報而不注重情感給予，員工沒有歸屬感，也不會有幸福感。

金融行業是一個知識性密集的行業，這個行業的員工比較看重以下幾點：首先，他們的努力是否能得到回報，得到認可，工作與生活能否達到平衡；其次，對于工作和交流，他們希望擁有海外發展的機會，去了解發達金融市場的各種工具和經驗。汽車行業一項數據顯示，中國員工對企業的敬業度只有51%，在發達經濟體系下位列世界倒數第一，落后巴西。在中國企業當中，往往員工對企業缺乏歸屬感，員工自身幸福感不足等，產生這樣結果的主要原因是企業的經營短期行為，沒有長期發展目標使員工也有了短期行為，企業如果能改善這種短期行為，員工的短期行為也會減少，在擁有規范的薪酬體系、福利體系和良好的發展規劃時，員工的幸福感和歸屬感將得到進一步的提升。有效地進行職業幸福感的管理，不僅能使個人更快樂，而且能使企業在有限資源的情況下進行更理性、更科學的管理和決策，使員工“工作，快樂，并幸福著”，最大限度地提升員工的職業幸福。進行員工滿意度調查和幸福指數調查是了解員工心理焦慮和煩悶的主要原因。

針對上述金融與汽車行業員工缺乏幸福感的分析，企業需要采取相應的應對措施和策略，據孫海寧先生稱，基于行業的特點和從業者特征看，可以從以下幾點進行管理：

需要擁有凝聚力強的組織文化，企業在激勵員工的同時，要根據他們的特點進行管理保留員工，避免人員流失；

重視培養人才，從內部發掘潛質員工進行培養，在企業中不斷激勵士氣，形成積極良好的氛圍，為員工提供實現價值的平臺，能達到員工自己實現的需求；

將短期回報與長期回報相結合，考慮到年輕員工關注即時現金收入、大件生活條件的購買（如住房、車子等）等特點，建議回報體系要短期回報和中期回報結合，在員工和企業之間建立相對持久的經濟契約關系，短期的現金收入回報應具有市場競爭力，在中期回報方面可以設立一些住房或轎車基金，對績效表現優秀、服務年限較長的員工進行激勵；

建立規范的培訓體系，培訓的激勵可以通過員工提高績效來持續，培訓激勵是管理人員最重要的一點；

做好員工的期望值管理，期望值和實際成就之間的差異也會影響人們的職業幸福感，高期望值與個人實際差距過大會使人喪失信心和勇氣，期望值過低則會使人厭煩，企業需要根據實際情況，設定合理的期望值；