西藏導游工作家庭沖突、組織公平與工作滿意度的關系研究

李文勇 譚通慧 廖治學

（西南財經大學工商管理學院 四川成都 611130）

自2006年以來，我國旅游市場呈現規模性增長。一方面，旅游人次從2006年的13.94億次增長到2017年的50.01億次，增長了2.59倍。其中，跟團游比例一直維持在40%以上，幾乎占據了旅游市場的半壁河山。導游是跟團游的關鍵要素，也是旅游整體服務的重要組成部分，直接影響游客滿意度。但目前我國導游人數與旅游市場規模失衡，譬如西藏2017年接待旅游人數是2006年的10倍左右，達到2560萬人次，但西藏注冊導游人數僅3087人，直接導致導游工作量過載，尤其旅游旺季，由于帶團量激增常常會面臨巨大的工作壓力。由于工作時間長、不規律，工作負擔沉重、工資低，以及要求苛刻的游客等問題普遍存在，使導游疲于應對來自工作和家庭的雙重壓力，往往導致工作家庭沖突，影響工作滿意度和服務質量。

西藏由于地理氣候及旅游資源的特征，旅游淡旺季明顯，西藏導游在旅游旺季的工作壓力直線上升，較長的外出工作時間使導游無法兼顧家庭。西藏導游相較于內地導游壓力更大，面臨更為劇烈的工作家庭沖突。西藏旅游供給側改革不僅要注重有形的基礎設施，還需關注無形的服務，全面提升旅游供給質量。導游工作和生活的平衡與其服務質量息息相關，雖然目前已實施了導游群體福利保障相關的政策及措施，如通過健全導游保險保障體系、健全導游協會組織等保障導游利益，以提高工作滿意度，改善服務質量。但鮮有研究從導游心理過程出發，關注高壓環境下導游工作家庭沖突對工作滿意度的影響。因此，本文將基于組織環境及個體差異，探討組織公平、自我建構對西藏導游工作家庭沖突與工作滿意度的影響關系，進一步提升西藏導游工作滿意度，提升服務質量，助力西藏建設世界重要旅游目的地。

一、研究設計與數據收集

（一）工作家庭沖突與工作滿意度的關系研究：組織公平的調節效應

工作-家庭沖突是指個人不能較好平衡家庭領域和工作領域的角色關系所造成的沖突[1]，分為工作家庭沖突（Work to Family Conflict,WFC）與家庭工作沖突（Family to Work Conflict,FWC）。本文關注的工作家庭沖突是指由于工作事務不能兼顧家庭生活。工作滿意度（Job Satisfaction，JS）是個體評估工作或工作經歷后產生而感到令人愉快的情緒狀態，即個體在組織中實現目標后的高興和滿意程度[2]。研究表明，不同角色會影響個人對工作和家庭特征的感知，同時與個體對工作領域和家庭特征的期望產生交互作用，對行為、認知等產生影響[3]。角色沖突理論認為不同領域角色間的不兼容會對個體的行為、態度產生負面影響。當個體因為工作不能兼顧家庭時，可能會帶來一種威脅感，產生對工作的負面情緒[4]。西藏導游高頻率進藏或長時間工作，會大量消耗家庭陪伴時間，引起工作家庭沖突，造成對工作的負面情緒。已有研究表明，工作家庭沖突對工作滿意度呈現負向影響[5]。除此之外，工作要求—資源模型認為外部高壓的工作特征會對個人態度產生負面影響。西藏導游在每年5至10月旅游旺季時，工作家庭沖突現象頻發，可能引發其不滿情緒，降低工作滿意度。因此，本文提出假設H1。

H1：工作家庭沖突對工作滿意度呈顯著負向影響。

組織公平（Organizational Justice,OJ）指員工對組織內公平與否的主觀認知[6]。包括分配公平（Distributive Justice,DJ）、程序公平（Procedural Justice,PJ）、互動公平（Interactional Justice,IJ）三個維度。分配公平側重獎勵等分配結果，程序公平側重于分配過程或流程的公平，強調過程參與?；庸街競€體對分配結果的主觀感受與分配過程中組織及相關人員的執行、溝通互動等也有關，側重于分配過程中的互動關系。組織公平可以有效預測個體行為及態度，如Blakely&Andrews研究發現，組織公平與組織公平行為存在正相關[7]，但相較于分配公平，程序公平的對組織公民行為的影響更大[8]，分配公平、程序公平均可很好地預測工作滿意度[9]。根據社會比較理論及公平理論，當面臨工作家庭沖突時，導游以組織中的成員作為參照，將同事的付出與報酬與自己相比較，若比較結果公平，便認為受到組織尊重與平等的對待，反之，則會產生負面情緒。因此，當組織公平水平高時，導游認為自己被公平對待，產生被尊重之感，有利于緩解工作家庭沖突帶來的工作不滿意。由此，提出假設H2。

H2：組織公平在工作家庭沖突與工作滿意度間的負向關系中具有調節作用。

社會交換理論中互惠原則表明個體犧牲家庭時間進行工作以期獲得一定的工具性（如薪資）和社會性獎勵（如贊賞、認可）。西藏導游長時間工作的目的是獲得更多報酬和獎勵，但社會比較理論也指出，導游會以組織內同事的投入產出比作為參照對象進行同行比較，當導游感知到自我的相對付出和回饋與組織內成員的付出與回饋不一致或不相當時，會更容易產生負面情緒。在工作對家庭產生沖突情況下，如果其感知付出與回報不公平對等時，便會加深對工作的不滿。由此，提出假設H2a。

H2a：分配公平在工作家庭沖突與工作滿意度間的負向關系中具有調節作用。

程序公平強調參與過程的公平性。在組織決策過程中，個體參與自我表達，有利于產生被尊重感與認可感[10]。導游工作需要平衡多個利益相關者的需求與利益，在現實生活中工作常處于“被安排”狀態，易被游客誤解，且工作內容繁瑣，相較于其他工作，導游更需要受到他人尊重與認可。當面臨工作與家庭的沖突關系時，導游參與管理決策過程，具有更多決策權，從而感受到尊重，由此產生的正面情緒有利于緩解工作家庭沖突帶來的負面反應。如果導游認為組織的程序是公平的，就會減少將工作家庭沖突歸咎于組織的現象，即程序公平有助于減少導游工作生活沖突的負面影響。由此，提出假設H2b。

H2b：程序公平在工作家庭沖突與工作滿意度間的負向關系中具有調節作用。

Hobfoll認為獲得資源的最有效方式是在工作互動中整合社會關系，而這種社會資源被認為是一種背景資源[11]。而且，工作場所的互動也可以提供激勵等動機性資源和生理資源，參與互動則有利于增強員工在組織內積極影響，增強員工對工作意義的認知，并獲得身份認同[12]。導游在組織內的有效溝通能促使其獲得身份認同。根據資源保存理論和社會比較理論，當導游面臨工作家庭沖突時，導游產生資源損失感，為維持資源平衡，會積極參與互動以獲得額外資源，并將之與他人進行比較，若互動中個人獲得資源與他人獲得資源具有公平性，個體感知到的由工作家庭沖突帶來的負面情緒便會得到緩和。由此，提出假設H2c。

H2c：互動公平在工作家庭沖突與工作滿意度間的負向關系中具有調節作用。

（二）工作家庭沖突、組織公平與工作滿意度的關系：自我建構的調節效應

自我建構（Self-construction,SC）是基于個體認知自我的方式，指出個體會選取第三方與自我進行參照對比，以判斷自我與他人是處于彼此分離還是互相聯系的關系[13]。分為獨立型自我建構（Independent Self-construction,ISC）和依存型自我建構（Interdependent Self-construction,ITSC），前者強調自我個性、獨特的思想與情感；后者強調自我與他人的關聯性，注重人際關系的交往與維護自我建構被廣泛應用于不同領域的研究中，常常被用于探討不同文化、認知差別、個體差異的相關研究中。相較于依存型自我建構，獨立型自我建構更強調自我，側重個人獨特性。在社會兩難情境下，獨立型自我建構的個體更關注個人利益，追求個人動機，而依存型自我建構個體更具合作精神，會將他人利益一并考慮，顯現出更高的合作意向[14]；而且在沖突矛盾情境下，依存型自我建構的個體會做出退讓、以他人為中心的選擇，而獨立型自我建構的個體則相反[15]。因此，在行為決策中，擁有依存型自我建構的導游更可能將旅游者及組織納入其決策影響因素，而在涉及相關獎勵、晉升機會等分配時，獨立型自我建構的導游更加看重自我利益、個體目標。當面對組織不公平時，獨立型自我建構的導游更容易表現出更多的負面反應。所以當導游在較強的工作家庭沖突狀態下，如果組織出現分配不公平的情況，會加深導游對工作的不滿意。對于更在乎個人利益的獨立型自我建構導游而言，這種不滿意程度會更強。由此，提出假設H3。

H3：分配公平、自我建構和工作家庭沖突對工作滿意度的影響存在三項交互作用。具體而言，相較于具有依存型自我建構的導游，分配公平對具有獨立型自我建構型導游更有利于調節工作家庭沖突對工作滿意度的負面影響。

低獨立型自我建構的個體更易依賴他人做出決策[16]，即依存型自我建構的個體更易遵行群體規范進行決策，而獨立型自我建構的個體的決策行為則更依賴于自身。獨立型自我建構的個體更注重自我表達，暢所欲言，在決策過程中更積極主動，而依存型自我建構的個體則更注重相互配合，表達也更加委婉間接[13]。當個體自我被激活時，個體會對程序公平更加敏感，而且程序公平有利于產生工具性和社會性獎勵[17]，故獨立型自我建構的導游更希望在組織決策中具有話語權，相較于依存型自我建構的個體，對程序公平可能更加敏感。因此，提出假設H4。

H4：程序公平、自我建構和工作家庭沖突對工作滿意度的影響存在三項交互作用。具體而言，相較于依存型自我建構的導游，程序公平對具有獨立型自我建構導游更有利于調節工作家庭沖突對工作滿意度的負面影響。

互動公平強調決策執行過程中的人際關系是否公平[18]。當人們的直接目標從自我利益轉向關心他人和維護與他人的人際關系時，更關心他人的需求和利益。相較于獨立型自我建構的個體，依存型自我建構個體更在乎與他人的親密關系[19]。并且，獨立型自我建構的個體發展模式主要參照自我的興趣、目標、情感反應，依存型自我建構的個體發展模式則主要參照與他人互動中的感覺、思想及行為[13]。相較于獨立型自我建構的個體，依存型自我建構對人際互動更為敏感。故而，當個體在組織中受到與他人不一致的人際對待時，易產生負面反應，且該負面反應對依存型自我建構的個體更為明顯。由此，提出假設H5。

H5：互動公平、自我建構和工作家庭沖突對工作滿意度的影響存在三項交互作用。具體而言，相較于具有獨立型自我建構的導游，互動公平對具有依存型自我建構的導游更有利于調節工作家庭沖突對工作滿意度的負面影響。

（三）數據收集

本文借“西藏全區導游標準化服務班”培訓之際，于2017年11月-2018年3月期間分4批次做了問卷調查，共發放400份問卷，回收283份，問卷回收率為70.75%。采用四分位法運用SPSS軟件進行異常問卷篩選，剔除異常數據，最終剩余192份有效問卷，問卷整體有效率為67.84%。

如表1所示，問卷數據中，男性104人，女性88人，男女比例接近1：1。漢族105人，藏族86人，其他民族1人，民族比例接近1：1。45周歲以下的導游群體占總體樣本的98.4%，且學歷在大專以上的占總體有效樣本的70.3%，表明整體樣本呈現年輕化、學歷較高的特點。除此之外，未婚導游占比20.3%，已婚導游占比75%，沒有小孩的導游占比32.8%，有小孩的占比67.2%，在表明該樣本的家庭特征呈現多元化特點。另外，在當前單位工作年限超過1年以上的導游占總體樣本的96.3%，從事導游工作1年以上的導游占比94.8%，表明該樣本群體都具有充足的工作經驗。

表1 基本統計信息表

二、實證分析

（一）工作家庭沖突與工作滿意度的關系：組織公平的調節效應檢驗

運用smartPLS2.0進行驗證性因子分析，結果如表2所示。工作家庭沖突（WFC）、分配公平（DJ）、程序公平（PJ）、互動公平（IJ）的Cronbach'sα值均超過0.7，且工作滿意度（JS）的Cronbach'sα值超過0.6的臨界值，說明量表具有較高的內部一致性。且各變量的AVE值均大于0.5，另外，如表3所示，各變量的AVE值的平方根值均大于其所在行與列的潛變量相關系數絕對值，表明模型具有較好的區別效度。除此之外，在組織公平的調節效應檢驗中，運用模型總體擬合優度GoF工作滿意度=0.611，大于0.25（GoFsmall=0.1,GoFmedium=0.25,GoFlarge=0.36），說明模型總體擬合效果較好。最后通過盲解法（blind folding）計算Stone-Geisser的Q2值（交互驗證重疊度評估cross validated communality），根據Herman Wold的建議移除距離OD（Ommisson Distance）值設為7，計算工作滿意度的Q2值為0.163，大于臨界值0，表明模型具有較好的預測相關性。

表2 驗證性因子分析

接著，將工作家庭沖突、組織公平（分配公平、程序公平、互動公平）分別進行中心化處理后，運用SPSS21.0進行process回歸檢驗工作家庭沖突、組織公平（分配公平、程序公平、互動公平）之于工作滿意度的二項交互效應。將模型設為1，樣本量設置為5000，選擇Bootstrap取樣方法采用偏差校正的非參數百分位法，選擇95%置信區間。結果如表4所示，模型一、二、三、四中的工作家庭沖突系數均為負且顯著，表明工作家庭沖突負向影響導游的工作滿意度，假設H1得證。模型一中，工作家庭沖突與組織公平交互項系數顯著且為0.1459，組織公平的調節效應存在，且交互項系數大于0，表明在加入調節變量組織公平后，對主效應模型有干擾作用，即干擾了工作家庭沖突對工作滿意度的負向影響，說明組織公平有利于減弱工作家庭沖突對工作滿意度的負向影響，假設H2得證，模型二、三、四的交互項系數均顯著且大于0，表明分配公平、程序公平、互動公平的調節效應均存在且對主效應均有干擾作用，H2a、H2b、H2c得證。

表3 組織公平調節模型的相關變量的均值、標準差和相關系數

表4 組織公平及其各維度的調節效應的process檢驗

然后根據組織公平及其維度的均值分別進行高低水平分組，并分別進行高低水平組的獨立樣本T檢驗，如表5所示，雙側檢驗結果P值均為0，表明各維度的高低水平組存在顯著差異。最后根據高低水平組分別進行主效應檢驗，結果顯示高低水平組的主效應都顯著，并分別畫出各個調節效應圖，如圖1、圖2、圖3、圖4。

圖1 組織公平調節效果圖

圖2 分配公平調節效果圖

圖3 程序公平調節效果圖

圖4 互動公平調節效果圖

表5 各維度公平的分組情況及獨立樣本T檢驗

（二）工作家庭沖突、組織公平與工作滿意度的關系：自我建構的調節效應檢驗

自我建構量表參考了Singelis的研究[23]，該量表的Cronbach'sα值為0.721，KMO值為0.735，表明自我建構量表具有較好的信度與效度。然后將獨立型自我建構與依存型自我建構作差，分數越高代表獨立型自我建構傾向越強，同時，將差值小于零的樣本分為依存型自我建構組，并編碼為0，其余樣本分為獨立型自我建構組，并編碼為1。對兩組進行獨立樣本T檢驗，如表6所示，雙側檢驗sig值為0表明獨立型自我建構組和依存型建構組存在顯著差異。

表6 獨立樣本T檢驗

接著，運用SPSS21.0將工作家庭沖突、分配公平、程序公平、互動公平分別進行中心化處理后，并采用process檢驗三項交互效應。將模型設為3，樣本量設置為5000,選擇Bootstrap取樣方法采用偏差校正的非參數百分位法，選擇95%置信區間，分別運行process，結果如表7所示。三個模型的工作家庭沖突系數均為負且顯著，但模型一的檢驗結果表明三項交互效應存在但結果表明獨立型自我建構組的分配公平的調節效應較依存型自我建構組的分配公平的調節效應弱，這與假設H3不符；模型二的檢驗結果表明三項交互效應不存在，與假設H4結果不符，可能情況將于結論部分作解釋。模型三中工作家庭沖突、互動公平以及自我建構的三項交互項的系數為-0.2785，結果顯著，說明自我建構的調節效應存在，獨立型自我建構組的互動公平的調節效應較依存型自我建構組的互動公平的調節效應弱，假設H5得證。

然后，根據按互動公平均值進行高低水平分組，再分別對獨立型自我建構組和依存型自我建構組的不同水平的互動公平進行調節檢驗，檢驗結果顯示，依存型自我建構組中的高低水平互動公平組的主效應都顯著，獨立型自我建構組中的高水平互動公平組的主效應顯著，低水平互動公平組的主效應不顯著，畫出三項交互的調節效應圖如圖5所示。

表7 分配（程序、互動）公平、自我建構、工作家庭沖突于工作滿意度的三項交互檢驗

（三）假設檢驗結果

假設檢驗結果如表8所示，假設H1、H2、H2a、H2b、H2c、H5通過假設檢驗。具體而言，工作家庭沖突對工作滿意度呈負向影響，但組織公平能夠緩解該負向關系，具體表現在，隨著分配公平水平、程序公平水平、互動公平水平的分別增加，工作家庭沖突（WFC）對工作滿意度的負向影響減弱，反之亦然?；庸?、自我建構和工作家庭沖突對工作滿意度的關系存在三項交互作用。具體表現在相較于獨立型自我建構個體，互動公平對依存型自我建構個體更有利于調節工作家庭沖突對工作滿意度的負面影響。但是假設H3、H4未通過檢驗，即分配公平、自我建構和工作家庭沖突對工作滿意度的三項交互作用以及程序公平、自我建構和工作家庭沖突對工作滿意度的三項交互作用驗證結果與假設不符。

表8 假設檢驗結果

三、結論與啟示

（一）研究結論

第一，工作家庭沖突對工作滿意度呈現顯著負面影響。工作家庭沖突水平越高，導游的工作滿意度越低。在旅游旺季，導游工作角色超載，家庭責任缺失，低層次家庭安全需求及歸屬需求的未被滿足不能為高層次的需求的滿足提供保障。工作需求沖突家庭需求時，導游更有可能將家庭角色的缺失歸咎于工作，引起工作滿意度的降低。

第二，組織公平在工作家庭沖突與工作滿意度二者關系間具有調節作用。具體表現為分配公平、程序公平、互動公平均有利于緩解工作家庭沖突帶來的工作滿意度的降低。工作滲透家庭易造成導游壓力，對負面的個人行為及態度具有促進作用，但與環境相關的資源可能影響導游在應對壓力事件時的自我調節能力。組織公平作為一種外部組織資源，能夠為導游增強自我調節能力，恢復心理平衡。同時，如果導游在工作中感知到自我與他人的相對付出與獲得對等時，工作家庭沖突帶來的工作不滿意程度可能降低。此外，當組織氛圍呈現高水平的分配公平、程序公平、互動公平時，有利于緩解甚至消除導游工作沖突家庭引起的工作不滿意。

第三，相較于獨立型自我建構個體，互動公平對依存型自我建構的導游更有利于調節工作家庭沖突對工作滿意度的負面影響。工作與家庭的關系失衡直接造成負面的個人態度。資源保存理論認為個人特征是個體自我管理工作與生活的關鍵性資源，而外部環境資源能促進個人獲得資源恢復心理平衡[24]。情境性資源與個人資源的結合則有助于個人管理工作家庭沖突帶來的負面反應[25]。因此，導游特征變量自我建構可與外部環境資源變量組織公平，共同協助導游應對工作家庭沖突帶來的工作不滿意。但獨立型自我建構的個體強調自我，追求與他人分離和個性化，依存型自我建構的個體更希望與他人取得聯系，建立互動關系網[26]。故相較于獨立型自我建構的導游，互動公平對于依存型自我建構的導游更為重要。因此，當工作家庭沖突造成導游對工作不滿意時，對依存型自我建構的導游而言，互動公平更有利于緩解其工作不滿意感。

第四，分配公平、自我建構和工作家庭沖突對工作滿意度的三項交互作用以及程序公平、自我建構和工作家庭沖突對工作滿意度的三項交互作用不顯著?？赡艿脑蛴校菏紫?，依存型自我建構的個體與獨立型自我建構的個體的思維方式存在差異[27]。前者強調與周邊事物的聯系，側重整體，面對分配結果時更可能認為是由組織制定，而非領導單獨決定。后者由于分析的思維習慣，強調個體的作用，在面對分配結果時，更可能認為分配的結果是由領導個人制定，而非組織集體決定，因此，在組織環境中相較于獨立型自我建構的導游，依存型自我建構的導游更在意組織基于員工的分配公平性。其次，目前導游薪酬體制以“基本工資+帶團津貼+回扣+少量小費”的薪酬結構，其中，購物回扣和項目回扣所占比例較大，而由組織決定的基本工資及帶團津貼等保障性薪酬偏低，導游間薪酬收入差異原因更多是來自購物等回扣的不均衡。因此，影響導游薪酬分配公平的原因可能更多來自組織外部，而非組織內部。所以，依存型自我建構或獨立型自我建構的導游，其薪酬差異不完全取決于組織分配。再次，導游與旅行社以委托代理的關系模式共生共榮[28]，但在長期的市場博弈中，導游與旅行社的形式雇傭關系使得雙方并不對等，導游處于弱勢地位，在實際工作中缺乏選擇權及決策權。所以，對依存型自我建構或獨立型自我建構的導游，程序公平在工作家庭沖突與工作滿意度的調節作用沒有顯著差別。

（二）管理啟示

導游是團隊旅游鏈中各項服務的溝通樞紐，是旅游服務的重要組成部分，提高導游工作滿意度有利于整體旅游服務質量的提升。可采取如下措施：

第一，加大西藏導游本地化進程，優化導游專兼職結構。擴大地接社導游規模，從西藏本地院校培養優質本地導游，減少“候鳥式”導游的數量，形成本地導游為主，內地導游為輔的專兼職結構，降低因旺季長期分居導致的工作家庭沖突。同時，加快建設西藏各大景區的智能化服務平臺，利用互聯網和人工智能提供旅游服務，減少導游重復性工作負擔。

第二，積極開發“冬游西藏”項目，促進西藏淡旺季旅游市場均衡發展，優化淡旺季旅游產品供給結構。導游數量與市場規模的失衡，同旅游資源的淡旺季供給不均衡關系甚密，基于旅游供給側，優化旅游資源配比，開發并推動淡季旅游產品，將旺季旅游人數向淡季分流，緩解導游工作壓力，可以有效降低導游工作家庭沖突，提升導游工作滿意度及服務水平。

第三，加強導游公司管理，提升組織環境的公平性。導游所在組織多為旅游行業組織如導游協會、導游服務公司，或者旅行社，導游在旅游行業組織缺乏話語權，間接導致注冊在旅游行業組織的導游與組織之間的粘性較低。可通過授權管理、參與決策等方式，提升導游的話語權，同時，營造良好的組織公平氛圍，如通過完善導游工作薪酬體系平臺，公開薪酬福利標準，搭建競爭性薪酬體制等，確保分配公平。明確導游等級評選標準，建立導游專業化、公平化的評選機制等，以確保程序公平。建設旅游行業導游溝通平臺及反饋機制，落實組織內監督機制，增加導游反饋渠道等，促進組織內互動公平。此外，進一步增強導游福利保障，將導游個人福利迭代升級為導游家庭福利，如建立導游家庭夢想基金，導游年度家庭日，為金牌導游、高級導游提供子女教育獎勵基金、老人關愛基金等。