工商管理專業(yè)客服人員挑戰(zhàn)-阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為的關系研究——以大連某公司為例

1、目 錄摘 要IAbstractII引 言11 文獻綜述31.1 反生產(chǎn)行為31.2 挑戰(zhàn)-阻礙性壓力41.3挑戰(zhàn)-阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為的相關研究62 研究對象與方法72.1 研究對象72.2 研究工具72.3 統(tǒng)計方法83 結果與分析83.1 客服人員基本情況83.2 挑戰(zhàn)-阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為描述性分析93.3 挑戰(zhàn)-阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為人口學特點分析103.4 挑戰(zhàn)-阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為的相關分析154 討論與展望154.1討論154.2不足與展望175 降低員工反生產(chǎn)行為的建議175.1 有針對性地進行壓力管理175.2 提高員工素質(zhì)185.3 轉變企業(yè)管理模式19結 論20參考

2、文獻21附錄一 挑戰(zhàn)-阻礙性壓力調(diào)查問卷24附錄二 反生產(chǎn)行為調(diào)查問卷25致 謝26摘 要反生產(chǎn)行為是一種消極行為，它普遍存在于各組織中，并且其結果極具破壞性。因此，反生產(chǎn)行為的研究始終是學者們關注的主要議題之一，在此類研究中對其前因變量的研究被給予最高的重視。已有研究揭示，員工所面臨的工作壓力也是其前因變量之一。但現(xiàn)有研究中大多數(shù)只考慮了工作壓力的負面影響，會考慮工作壓力中積極因素的研究很少。隨著員工工作壓力的逐漸增大，工作壓力已然成為反生產(chǎn)行為產(chǎn)生的主要途徑。因此，探討員工工作壓力的不同維度與反生產(chǎn)行為的關系，并為降低反生產(chǎn)行為提供切實可行的建議具有重要的研究價值。本次研究采用Cavana

3、ugh等人編制、劉得格修訂的挑戰(zhàn)-阻礙性量表與肖友琴、程剛編制的反生產(chǎn)行為量表對大連某公司客服人員進行問卷調(diào)查?；厥沼行д{(diào)查問卷254份，運用SPSS24.0統(tǒng)計軟件數(shù)據(jù)處理，結果如下：（1）挑戰(zhàn)性壓力和阻礙性壓力在性別、婚姻狀況和學歷上均不存在顯著差異，在年齡和工作年限上均存在顯著差異。（2）反生產(chǎn)行為在性別、婚姻狀況和學歷上不存在顯著差異，在年齡和工作年限上存在顯著差異。（3）挑戰(zhàn)性壓力、阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為及其各維度均呈顯著相關，前者與其呈現(xiàn)顯著負相關，后者與其呈現(xiàn)顯著正相關。最后根據(jù)以上結果從加強壓力管理、提高員工素質(zhì)、轉變管理模式三方面提出降低員工反生產(chǎn)行為的建議。關鍵詞：挑戰(zhàn)性壓

4、力； 阻礙性壓力； 反生產(chǎn)行為AbstractCounterproductive work behavior is a kind of negative behavior, which is prevalent in all organizations, and its results are very destructive. Therefore, the study of counterproductive work behavior has always been one of the main topics concerned by scholars, in this type of

5、research, the study of its antecedent variable is given the highest attention. Some studies have revealed that the work pressure of employees is one of its antecedents. However, most of the existing studies only consider the negative effects of work stress, and few studies consider the positive fact

6、ors of work stress. With the increasing work pressure of employees, work pressure has become the main way to produce counterproductive work behavior. Therefore, it is of great research value to explore the relationship between the different dimensions of employees work pressure and counterproductive

7、 work behavior, and to provide practical Suggestions for reducing counterproductive work behavior.In this study, the challenge-hindrance stressor scale compiled by Cavanaugh et al and revised by Liu Dege and the scale of counterproductive work behavior compiled by Xiao Youqin and Cheng Gang were use

8、d to conduct a questionnaire survey on customer service personnel of a company in Dalian. 254 valid questionnaires were collected and processed by SPSS24.0 statistical software. The results were as follows :(1) there were no significant differences in gender, marital status and educational backgroun

9、d between challenge stressor and hindrance stressor, but there were significant differences in age and working years. (2) There are no significant differences in counterproductive work behavior in gender, marital status and educational background, but there are significant differences in age and wor

10、king years. (3) Challenging stressor and hindrance stressor are significantly correlated with counterproductive work behavior and its various dimensions, with the former showing a significant negative correlation and the latter showing a significant positive correlation. Finally, based on the above

11、results, some Suggestions are put forward to reduce employees counterproductive work behavior from three aspects: strengthening stress management, improving employees quality and changing management mode.Keywords: challenge stressor; hindrance stressor; counterproductive work behavior引 言近些年，許多社交平臺上經(jīng)

12、常出現(xiàn)關于我國企業(yè)員工在職場上發(fā)生各類惡性事件的相關報道，例如：2014年格蘭仕電器公司八名員工在工作場所酒后鬧事從而引發(fā)聚眾鬧事等事件，而此類事件并非是中國的特有現(xiàn)象，亦并非近幾年才出現(xiàn)。早在1990年Harper調(diào)查發(fā)現(xiàn)美國有33%75%的員工存在偷竊、消極怠工、有意破壞等行為。針對此類現(xiàn)象，學者們從不同角度展開研究，最終將此類行為定義為反生產(chǎn)行為。反生產(chǎn)行為是指員工故意降低組織的效率或影響其他員工在組織中的表現(xiàn)的行為。2008年國內(nèi)學者張季媛等人調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，我國工作場所中存在大量盜用公物、故意詆毀同事以及“磨洋工”等反生產(chǎn)行為，對企業(yè)造成不同程度的不良影響1。由此可見，此類行為已普遍存

13、在于企業(yè)中，且其結果對企業(yè)及相關人員均造成不同程度的損失。由于反生產(chǎn)行為普遍存在并且破壞性強的特點，學者們逐漸將對其前因變量的研究作為重點。2014年鐘建安等人提出個體的負面情緒經(jīng)過不斷累積會使其產(chǎn)生龐大的心理動力，將負面情緒外在化，這種外在化會表現(xiàn)在個體的生理病癥方面，或者引起個體采取諸如攻擊性行為，后者所采取的行為即為反生產(chǎn)行為2。學者們對于前因變量的研究除個體因素外還有組織因素與員工認知因素，其中員工認知因素還包括工作壓力等。社會的不斷進步促使員工的工作壓力也在不斷的增強，面對工作壓力一些人會樂天從容的進行處理，但大多數(shù)人會產(chǎn)生緊張、煩躁等情緒，進而出現(xiàn)人際攻擊、越軌、消極怠工等反生產(chǎn)行

14、為。根據(jù)現(xiàn)有文獻可知，工作壓力與反生產(chǎn)行為的關系研究較少。并且目前關于工作壓力與反生產(chǎn)行為關系的研究仍存在爭議，部分學者認為工作壓力只能產(chǎn)生負面行為，如2012年李芳薇等研究發(fā)現(xiàn)工作壓力對煤礦工人反生產(chǎn)行為具有顯著的正向影響3；2014年王巧鈴提出員工工作壓力會導致員工已有資源的流失，可能使員工產(chǎn)生憤怒感，加速自身已有資源的枯竭，并產(chǎn)生反生產(chǎn)行為4。另一部分學者表明工作壓力產(chǎn)生負面行為的同時也會產(chǎn)生正面行為5。早在1976年Selye便指出壓力不單會導致個體產(chǎn)生負面行為還會導致其產(chǎn)生正面行為。2000年Cavanaugh等人在此基礎上提出了挑戰(zhàn)-阻礙性壓力這一概念，自此壓力二維度結構被廣泛認可

15、。綜上所述，本次研究采用調(diào)查問卷法，以大連某公司的客服人員為被試，從壓力二維結構的角度探討員工挑戰(zhàn)性壓力和阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為的關系具有理論意義。通過對兩者關系的探討幫助企業(yè)管理者正確認識挑戰(zhàn)性壓力和阻礙性壓力對反生產(chǎn)行為產(chǎn)生的不同影響，為企業(yè)管理者提供降低員工反生產(chǎn)行為的方案，減少反生產(chǎn)行為所造成的損失具有實踐意義。1 文獻綜述1.1 反生產(chǎn)行為1.1.1 概念界定對反生產(chǎn)行為的研究最早可追溯到上世紀50年代，但由于研究前期學者們對該領域的研究比較分散，所以其研究一直缺乏系統(tǒng)性。直到1995年Robinson和Bennett對前人的研究進行整理后首次將此類行為命名為越軌行為，并將其定義為“

16、員工自發(fā)的不遵守組織規(guī)范，并對組織或相關人員利益產(chǎn)生威脅的行為”6。在2001年Fox等人通過對前人研究的分析首次提出了“反生產(chǎn)行為”的概念。在2005年Spector和Fox對原有概念進行了進一步的補充，將反生產(chǎn)行為定義為員工在工作場所或者執(zhí)行工作職責時有意圖的傷害組織或組織相關者（客戶、同事以及上級領導等）的行為，這種行為其結果將導致直接或間接的傷害到相關組織和個體7。對于反生產(chǎn)行為概念界定的研究國內(nèi)最具感染力的是張建衛(wèi)、劉玉新在2009年提出的，其包括這幾點：“第一，它是由組織內(nèi)部員工實施的；第二，它將組織和相關人員作為對象；第三，它是員工主觀有意實行的；第四，它損害了組織和相關人員的利

17、益”8。本次研究采用的反生產(chǎn)行為概念是Vivian C. S. Lau等人在2003年所提出的，Vivian C. S. Lau等人將反生產(chǎn)行為定義為反生產(chǎn)行為是指員工故意降低組織的效率或影響其他員工在組織中的表現(xiàn)的行為。1.1.2 測量工具通過對現(xiàn)有文獻的整理可發(fā)現(xiàn)，調(diào)查問卷仍是測量反生產(chǎn)行為的主要方法。雖然反生產(chǎn)行為這一概念是在2001年才被提出的，但關于該變量的調(diào)查問卷早在1992年就出現(xiàn)了。1992年Lehman和Simpson編制的“在職行為問卷”中提到的四種在職行為有三種屬于反生產(chǎn)行為。此后學者們編制了大量的調(diào)查問卷對該變量進行研究。2000年Bennett和Robinson提出了

18、反生產(chǎn)行為的二維結構，即組織指向的反生產(chǎn)行為和人際指向的反生產(chǎn)行為，并以此為基礎開發(fā)了“工作偏差量表”9。2002年Spector和Fox等人開發(fā)了“反生產(chǎn)行為量表清單”，此量表將共包含人際攻擊、財物破壞、生產(chǎn)偏差、偷竊與工作懈怠五個維度。Bennett等人與Spector等人編制的兩個量表是目前被使用最多的反生產(chǎn)行為量表。我國學者以本土企業(yè)員工為研究對象同樣對該變量的測量工具進行了研究。在2004年劉善仕通過調(diào)研法、訪談法等方法收集量表條目進而編制量表，該量表呈現(xiàn)關系型越軌、財產(chǎn)型越軌、生產(chǎn)型越軌三個維度10。2012年肖友琴和程剛以前人研究為基礎編制了符合本土員工的“企業(yè)員工反生產(chǎn)行為量表

19、”，該量表將反生產(chǎn)行為劃分為主動越軌、消極怠工及人際間攻擊三個維度，本文采用的便是肖友琴和程剛編制的量表。1.2 挑戰(zhàn)-阻礙性壓力1.2.1 概念界定壓力之父Seyle在1976年提出壓力的影響效果并不僅限于負面影響，即壓力影響效果存在兩面性。2000年Cavanaugh等人針對壓力影響效果的兩面性正式提出了挑戰(zhàn)-阻礙性壓力，并將其定義為“挑戰(zhàn)性壓力是個體感知到自身對某些工作要求（如工作負荷、高職責標準及時間壓力等）能夠克服，并對自身的成長和提升具有積極意義的工作壓力；阻礙性壓力則是個體感知到自身對某些工作要求（如角色模糊、繁文縟節(jié)及工作不安全感等）難以克服，并對自身成長與發(fā)展具有阻礙作用的工

20、作壓力”11。后續(xù)學者大多贊同此概念，并沿用該概念界定。2014年我國學者吳國強等人根據(jù)前人的研究整合自身觀點對其進行定義，其指出“挑戰(zhàn)性壓力是指在工作壓力較大的情境下，為個體職業(yè)發(fā)展、學習機會和實現(xiàn)目標帶來潛在利益的工作壓力；阻礙壓力是指在不給個體帶來潛在收益的情況下，阻礙或干擾個人工作過程的工作壓力”12。本研究采用Cavanaugh對挑戰(zhàn)-阻礙性壓力的概念界定，其中，挑戰(zhàn)性壓力是指員工感知自身可以克服并對自身具有積極影響的工作壓力，阻礙性壓力是指員工感知超出自身能夠解決的范圍并且會阻礙自身發(fā)展的工作壓力。1.2.2 測量工具對挑戰(zhàn)-阻礙性壓力的測量方法主要分為調(diào)查問卷和實驗操作兩種，根據(jù)

21、現(xiàn)有研究顯示，調(diào)查問卷仍是測量該變量的主要方式。2000年Cavanaugh等人在首次提出這一概念之時便開發(fā)了相應的測量量表，此后，大多研究者在此基礎上對挑戰(zhàn)-阻礙性壓力量表進行了編制。2004年Lepine等人為研究壓力的二維結構與結果變量的關系重新編制了Cavanaugh等人提出的量表。2011年Chong等人在現(xiàn)有的挑戰(zhàn)-阻礙性壓力量表的基礎上，進一步開發(fā)了挑戰(zhàn)性-阻礙性時間壓力量表，但該量表只能以新產(chǎn)品研發(fā)人員為研究對象，其他職業(yè)人員不適用于該量表13。2014年國內(nèi)學者吳國強等人結合本土企業(yè)編制了符合我國國情的挑戰(zhàn)性與阻斷性工作壓力源量表。根據(jù)現(xiàn)有文獻可知，Cavanaugh等人在2

22、000年所編制的挑戰(zhàn)-阻礙性壓力量表被廣泛采用，且該問卷是目前相對成熟的測量工具，我國學者劉得格也對該量表進行了本土化翻譯并發(fā)現(xiàn)該量表同樣適用于我國員工挑戰(zhàn)-阻礙性壓力的測量。因此，本次研究采用Cavanaugh等人編制、劉得格修訂的量表為測量工具。1.3挑戰(zhàn)-阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為的相關研究壓力源-情緒理論是Spector和Fox于2002年提出的，該理論模型認為個體認知評價、情緒反應及個體特質(zhì)因素相互作用的過程便是反生產(chǎn)行為產(chǎn)生的過程14。在該理論認為個體在組織中感知到壓力源并對其進行評估，評估結果可能是阻礙性壓力也可能是挑戰(zhàn)性壓力，從而導致個體產(chǎn)生消極或積極情緒，進而誘發(fā)或降低反生產(chǎn)行為

23、的產(chǎn)生，從而可知阻礙性壓力或挑戰(zhàn)性壓力可能導致引發(fā)反生產(chǎn)行為。2017年周干植采用工作壓力二維度量表以及反生產(chǎn)行為二維度量表對273名員工進行測量，得出挑戰(zhàn)性壓力和阻礙性壓力分別與員工反生產(chǎn)行為呈現(xiàn)顯著負相關和顯著正相關15。2018年范晶晶以324名知識型員工為被試，采用二維度壓力量表以及五維度反生產(chǎn)行為量表對其進行研究，得出除保守知識行為外，挑戰(zhàn)性壓力與知識員工反生產(chǎn)行為及其他四個維度均存在顯著的負向影響；除失德行為外，阻礙性壓力與知識員工反生產(chǎn)行為及其他四個維度均存在顯著的正向影響16。本文以挑戰(zhàn)-阻礙性壓力為前因變量、員工反生產(chǎn)行為為結果變量，采用文獻分析法與問卷調(diào)查法探討大連某公司客

24、服人員挑戰(zhàn)-阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為的現(xiàn)狀，揭示兩者之間的關系。從員工個體與企業(yè)管理者兩方面分別提出可操作性建議以降低員工反生產(chǎn)行為，減少反生產(chǎn)行為對組織及組織相關人員造成的損失。此外，以往關于兩者關系的研究中少有以特定工作崗位為研究對象的研究文獻，本次研究以客服人員為研究對象，補充了此類研究的研究成果。2 研究對象與方法2.1 研究對象本次研究以大連某公司的客服人員為研究對象，隨機發(fā)放調(diào)查問卷300份。收回問卷278份，回收率為92.67%。對回收問卷進行篩查，剔除無效問卷，最后獲得有效問卷254份，有效率為84.67%。2.2 研究工具2.2.1挑戰(zhàn)-阻礙性壓力量表本次調(diào)查問卷中的挑戰(zhàn)-阻礙

25、性壓力量表采用的是Cavanaugh編制并由劉得格進行本土化翻譯所修訂的。該量表共計11個條目，其中1-6題是用于測量挑戰(zhàn)性壓力，7-11題是用于測量阻礙性壓力，采用了李克特的5級評分法（1表示“非常不符合”，5表示“非常符合”），其得分越高說明員工感知到的壓力越大。在本研究中，挑戰(zhàn)性壓力的Cronbachs 系數(shù)為0.828，阻礙性壓力的Cronbachs 系數(shù)為0.870。2.2.1反社會行為量表本次調(diào)查問卷中的反生產(chǎn)行為量表是由肖友琴、程剛編制的。該量表共有23個條目，其中11個條目是對主動性越軌維度進行測量；5個條目是對消極怠工維度進行測量；7個條目是對人際間攻擊維度進行測量，同樣采用

26、的是李克特5級評分法（1表示“從不”，5表示“總是”），其得分越高說明員工的從事反生產(chǎn)行為的頻率水平越高。在本研究中，反生產(chǎn)行為量表總分Cronbachs 系數(shù)為0.929，主動性越軌Cronbachs 系數(shù)為0.872，消極怠工Cronbachs 系數(shù)為0.809，人際間攻擊Cronbachs 系數(shù)為0.884。2.3 統(tǒng)計方法選用SPSS24.0對調(diào)查數(shù)據(jù)進行分析。3 結果與分析3.1 客服人員基本情況對254份有效問卷進行分析整理繪制人口統(tǒng)計分布表，整理結果如表1所示。表1 人口統(tǒng)計分布表變量名稱指標樣本數(shù)所占比例（%）性別男11244.094女14255.906婚姻狀況已婚10942.

27、913未婚及其他14557.087年齡25歲以下4216.53526-30歲6726.37831-35歲9236.22136-40歲4216.53540歲以上114.331學歷高中及以下5019.685大專7027.559本科及以上13452.756工作年限1年以下3614.1731-3年6726.3784-5年9336.6146-10年4718.50410年以上114.331如表1所示，本次研究中，男女性別比例分別為44.094%與55.906%，婚姻狀況中已婚與未婚及其他的比例分別為42.913%與57.087%，兩者人數(shù)皆基本平均。就年齡而言，年齡在31-35歲的人數(shù)最多，共有92人占比

28、36.221%，其次是26-30歲的人數(shù)，共有67人占比26.378%，40歲以上的人數(shù)最少，只有11人占比4.331%。就學歷而言，本科及以上的人數(shù)最多，共有134人占比52.756%，已經(jīng)超過總人數(shù)的一半，高中及以下和大專，分別有50和70人占比19.685%和27.559%。就工作年限而言，4-5年的人數(shù)最多，共有93人占比36.614%，其次是1-3年的人數(shù)，共有67人占比26.378%，工作年限在1-5年的人數(shù)共有160人占比62.992%，遠超于總人數(shù)的一半，10年以上的人數(shù)最少，只有11人只占4.331%。3.2 挑戰(zhàn)-阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為描述性分析通過對有效數(shù)據(jù)的分析整理，分

29、別繪制出挑戰(zhàn)性壓力、阻礙性壓力和反生產(chǎn)行為三個變量的得分直方圖，如圖1、圖2與圖3所示。圖1 挑戰(zhàn)性壓力得分直方圖 圖2 阻礙性壓力得分直方圖圖3 反生產(chǎn)行為得分直方圖由圖1所示，本次研究對象的挑戰(zhàn)性壓力得分直方圖呈現(xiàn)偏正態(tài)分布，可以看出本次研究對象感知到的挑戰(zhàn)性壓力普遍較高，并且挑戰(zhàn)性壓力的得分范圍在11-30之間，主要集中于17-26之間，而本次采用的挑戰(zhàn)性壓力量表的得分范圍為6-30，據(jù)此也可以發(fā)現(xiàn)本次研究對象感知到的挑戰(zhàn)性壓力較高。由圖2所示，阻礙性壓力得分直方圖呈現(xiàn)正態(tài)分布，阻礙性壓力的得分范圍在7-25之間，主要集中于11-18之間，而阻礙性壓力得分范圍為5-25，由此可知，本次研

30、究對象感知到的阻礙性壓力屬于中等偏上水平。由圖3所示，反生產(chǎn)行為得分直方圖也呈現(xiàn)為正態(tài)分布，反生產(chǎn)行為的得分范圍在21-75之間，主要集中于36-55，而反生產(chǎn)行為得分范圍為23-115，可以看出本次研究對象的從事反生產(chǎn)行為的水平較低。3.3 挑戰(zhàn)-阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為人口學特點分析3.3.1 性別在各變量上的差異分析為檢驗挑戰(zhàn)性壓力、阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為在性別上的影響，本文采用T檢驗對其進行數(shù)據(jù)分析。表2所示為挑戰(zhàn)-阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為在性別上差異分析的結果。表2 性別在各變量上的差異分析性別（MSD）t男女挑戰(zhàn)性壓力3.4790.5963.5460.715-0.474阻礙性壓力3.2

31、000.9622.8860.8811.619反生產(chǎn)行為2.0660.5131.9880.5170.719注：*p0.05，*p0.01。由表2所知，在置信度95%的水平上，挑戰(zhàn)性壓力、阻礙性壓力和反生產(chǎn)行為在不同性別上的P值均大于0.05，說明挑戰(zhàn)性壓力、阻礙性壓力和反生產(chǎn)行為在不同性別上均不存在顯著性差異。3.3.2 婚姻狀況在各變量上的差異分析為檢驗挑戰(zhàn)性壓力、阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為在婚姻狀況上的影響，本文采用T檢驗對其進行數(shù)據(jù)分析。表3所示為挑戰(zhàn)-阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為在婚姻狀況上差異分析的結果。表3 婚姻狀況在各變量上的差異分析婚姻狀況（MSD）t已婚未婚及其他挑戰(zhàn)性壓力3.5980.

32、6093.4550.6991.020阻礙性壓力2.8511.0003.1530.853-1.555反生產(chǎn)行為1.9040.4912.1110.517-1.932注：*p0.05，*p0.01。由表3所知，在置信度95%的水平上，挑戰(zhàn)性壓力、阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為在不同婚姻狀況上的顯著性P值均大于0.05，說明挑戰(zhàn)性壓力、阻礙性壓力和反生產(chǎn)行為在不同婚姻狀況上均不存在顯著性差異。3.3.3 年齡在各變量上的差異分析為檢驗挑戰(zhàn)性壓力、阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為在年齡上的影響，本次研究采用單因素方差分析對其進行數(shù)據(jù)分析。表4所示為挑戰(zhàn)-阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為在年齡上差異分析的結果。表4 年齡在各變量上的

33、差異分析年齡（MSD）FP25歲以下（N=42）26-30歲（N=67）31-35歲（N=92）36-40歲（N=42）40歲以上（N=11）挑戰(zhàn)性壓力3.2220.8013.4100.6283.5250.6923.7780.3254.2080.2102.774*0.032阻礙性壓力3.4801.1233.1580.7483.0670.8812.6130.7731.7000.2524.422*0.003反生產(chǎn)行為2.2550.6032.1740.4171.9820.5301.8290.3261.3040.2224.409*0.003注：*p0.05，*p0.01。由表4所知，阻礙性壓力和反生產(chǎn)

34、行為在年齡上的顯著性P值小于0.01，說明了阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為在年齡上達到0.01水平上的顯著差異。同理，挑戰(zhàn)性壓力在年齡上的顯著性P值小于0.05，說明了挑戰(zhàn)性壓力在年齡上達到0.05水平上的顯著差異。通過進一步的事后檢驗可知：40歲以上的員工感知到的挑戰(zhàn)性壓力顯著高于25歲以下（Md=0.986，P0.05）、26-30歲（Md=0.799，P0.05）以及31-35歲（Md=0.683，P0.05）的員工，其中25歲以下員工感知到的挑戰(zhàn)性壓力低于26-30歲低于31-35歲，但差異不顯著，且挑戰(zhàn)性壓力感知程度由大到小分別為40歲以上、36-40歲、31-35歲、26-30歲、25歲以

35、下，由此可知年齡越大員工感知到的挑戰(zhàn)性壓力越多。25歲以下的員工感知到的阻礙性壓力顯著高于36-40歲的員工（Md=0.867，P0.05），除此之外差異均不顯著，且阻礙性壓力感知程度由大到小分別為25歲以下、26-30歲、31-35歲、36-40歲、40歲以上，由此可知年齡越大員工感知到的阻礙性壓力越少。25歲以下員工從事反生產(chǎn)行為的水平顯著高于36-40歲（Md=0.426，P0.05）及40歲以上（Md=0.951，P0.05）的員工，其中36-40歲的員工從事反生產(chǎn)行為的水平高于40歲以上的員工，但差異不顯著，且從事反生產(chǎn)行為的水平由大到小分別為25歲以下、26-30歲、31-35歲、

36、36-40歲、40歲以上，由此可知年齡越大從事反生產(chǎn)行為的水平越低。3.3.4 學歷在各變量上的差異分析為檢驗挑戰(zhàn)性壓力、阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為在學歷上的影響，本次研究采用單因素方差分析對其進行數(shù)據(jù)分析。表5所示為挑戰(zhàn)-阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為在學歷上差異分析的結果。表5 學歷在各變量上的差異分析學歷（MSD）FP高中及以下（N=50）大專（N=70）本科及以上（N=134）挑戰(zhàn)性壓力3.7040.5963.5800.5783.4130.7181.4310.245阻礙性壓力2.9781.0403.0640.8523.0210.9360.0450.956反生產(chǎn)行為1.9230.4691.9700.

37、5072.0870.5340.8430.434注：*p0.05，*p0.01。由表5所知，挑戰(zhàn)性壓力、阻礙性壓力和反生產(chǎn)行為在學歷上的顯著性P值均大于0.05，說明挑戰(zhàn)性壓力、阻礙性壓力和反生產(chǎn)行為在學歷上均不存在顯著性差異。3.3.5 工作年限在各變量上的差異分析為檢驗挑戰(zhàn)性壓力、阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為在工作年限上的影響，本次研究采用單因素方差分析對其進行數(shù)據(jù)分析。表6所示為挑戰(zhàn)-阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為在工作年限上差異分析的結果。表6 工作年限在各變量上的差異分析工作年限（MSD）FP1年以下（N=36）1-3年（N=67）4-5年（N=93）6-10年（N=47）10年以上（N=11）挑戰(zhàn)

38、性壓力3.1030.7743.3680.6023.5300.6453.8820.3994.0830.7764.097*0.004阻礙性壓力3.7850.8223.1170.9812.9270.8692.5410.7312.8500.8234.010*0.005反生產(chǎn)行為2.4110.4742.1680.5011.9580.4871.7470.3691.5870.5285.257*0.001注：*p0.05，*p0.01。由表6所知，挑戰(zhàn)性壓力、阻礙性壓力和反生產(chǎn)行為在工作年限上的顯著性P值均小于0.01，說明挑戰(zhàn)性壓力、阻礙性壓力和反生產(chǎn)行為在工作年限上均存在顯著差異。通過進一步的事后檢驗可知

39、：工作年限在1年以下的員工感知到的挑戰(zhàn)性壓力顯著低于4-5年的員工（Md=-0.428，P0.05），工作年限在1-3的員工感知到的挑戰(zhàn)性壓力顯著低于6-10年的員工（Md=-0.514，P0.05），除此之外差異均不顯著，且挑戰(zhàn)性壓力感知程度由大到小分別為10年以上、6-10年、4-5年、1-3年、1年以下，由此可知工作年限越長員工感知到的挑戰(zhàn)性壓力越多。工作年限在1年以下的員工感知到的阻礙性壓力顯著高于1-3年（Md=0.668，P0.05）和4-5年（Md=0.857，P0.05）的員工，其中1-3年員工感知到的阻礙性壓力高于4-5年員工，但差異不顯著，并且工作年限在1-3年的員工感知到

40、的阻礙性壓力顯著高于6-10年的員工（Md=0.575，P0.05），阻礙性壓力感知程度由大到小分別為1年以下、1-3年、4-5年、10年以上、6-10年，由此可知工作年限越長員工感知到的阻礙性壓力越少。工作年限在1年以下的員工從事反生產(chǎn)行為的水平顯著高于4-5年（Md=0.454，P0.05）、6-10年（Md=0.665，P0.05）及10年以上（Md=0.824，P0.05）的員工，其中4-5年的員工從事反生產(chǎn)行為的水平高于6-10年高于10年以上的員工，但差異不顯著，且從事反生產(chǎn)行為的水平由大到小分別為1年以下、1-3年、4-5年、6-10年、10年以上，由此可知工作年限越長員工從事反

41、生產(chǎn)行為的水平越低。3.4 挑戰(zhàn)-阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為的相關分析本研究采用Pearson相關分析的方法，檢驗挑戰(zhàn)性壓力、阻礙性壓力、反生產(chǎn)行為及反生產(chǎn)行為的三個維度之間的相關關系17。其檢驗結果如表7所示。表7 挑戰(zhàn)-阻礙性壓力和反生產(chǎn)行為的相關分析變量MSD挑戰(zhàn)性壓力阻礙性壓力主動性越軌消極怠工人際間攻擊反生產(chǎn)行為挑戰(zhàn)性壓力3.520.661阻礙性壓力3.020.93-0.757*1主動性越軌1.960.54-0.851*0.806*1消極怠工2.340.61-0.731*0.715*0.717*1人際間攻擊1.900.56-0.821*0.754*0.795*0.638*1反生產(chǎn)行為2.

42、020.51-0.894*0.844*0.956*0.834*0.901*1注：*p0.05，*p0.01。由表7所知，挑戰(zhàn)性壓力與反生產(chǎn)行為（r=-0.894，P0.01）以及其三個維度（r=-0.851，P0.01；r=-0.731，P0.01；r=-0.821，P0.01）均呈顯著負相關，其中主動性越軌維度的相關性最強，消極怠工維度的相關性最弱。同理可知，阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為（r=0.844，P0.01）以及其三個維度（r=0.806，P0.01；r=0.715，P0.01；r=0.754，P0.01）均呈顯著正相關，其中同樣是主動性越軌的相關性最強，消極怠工的相關性最弱。該結果也說明

43、了工作壓力對反生產(chǎn)行為的影響具有兩面性。4 討論與展望4.1討論通過上文挑戰(zhàn)-阻礙性壓力和反生產(chǎn)行為人口學特點分析可知，挑戰(zhàn)性壓力、阻礙性壓力和反生產(chǎn)行為在不同人口學變量上存在不同程度的差異，具體如下所示：本次研究共包含五項人口學變量，其中挑戰(zhàn)-阻礙性壓力和反生產(chǎn)行為在不同性別、婚姻狀況和學歷上均不存在顯著差異。其可能原因一是由于現(xiàn)代社會對于男女平等的廣泛提倡；二是由于企業(yè)不會因為員工不同的婚姻狀況提出不同的工作要求；三是由于客服人員的工作本身并不復雜，其對學歷的要求不高。由此，導致性別、婚姻狀況和學歷與各變量均不存在顯著差異的結果。在年齡方面，挑戰(zhàn)性壓力和阻礙性壓力在年齡上均存在顯著差異，這

44、可能是由于不同的年齡段其社會經(jīng)驗豐富程度不同，進而對壓力管理能力等技能的掌握程度不同。反生產(chǎn)行為在年齡上也存在顯著差異，并且年齡越大從事反生產(chǎn)行為的水平越低，這可能與年輕人易沖動有關，年輕人在為人處事上仍有棱角，遇到不公時容易產(chǎn)生反生產(chǎn)行為，而年長者為人處事較圓滑，遇到不公時可以理性對待，從而較少產(chǎn)生反生產(chǎn)行為。在工作年限方面，挑戰(zhàn)性壓力和阻礙性壓力在工作年限上均存在顯著差異，這可能是由于不同工作年限的員工對自身的工作范圍、工作內(nèi)容以及自身角色認定等方面的認知不同所導致的。反生產(chǎn)行為在工作年限上也存在顯著差異，并且工作年限越長員工從事反生產(chǎn)行為產(chǎn)生的水平越低，這與李廣睿的研究結果一致，其認為造

45、成這種結果的原因可能是，在某企業(yè)中工作時間的長短會對其工作行為產(chǎn)生影響，通常而言，隨著時間的增長，員工會逐漸融入和認可企業(yè)，從而逐漸減少其在工作中的消極行為18。在相關分析方面，本文以壓力二維結構出發(fā)，對反生產(chǎn)行為及其三個維度進行相關性分析。其研究結果從總體上看可知，挑戰(zhàn)性壓力與反生產(chǎn)行為呈顯著負相關，阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為呈顯著正相關，這與宋國學的研究結果一致19。從維度上看可知，挑戰(zhàn)性壓力與其各維度同樣均呈顯著負相關，阻礙性壓力與其各維度也同樣均呈顯著正相關。在企業(yè)中挑戰(zhàn)性壓力能夠提高員工的工作動力并激發(fā)員工的專注度，因此當員工感知到此類工作壓力時，員工會積極參與工作，從而減少反生產(chǎn)行為的

46、產(chǎn)生；而阻礙性壓力會降低員工的工作動力與專注度，因此當員工此類工作壓力時，員工會產(chǎn)生負面行為，從而增加反生產(chǎn)行為的產(chǎn)生。4.2不足與展望首先，本次研究的研究樣本量較少，數(shù)據(jù)分析可能存在誤差，在日后的研究中要加大調(diào)查問卷的發(fā)放量。其次，本次研究只針對一家公司進行了研究，在樣本的選取方面具有一定的欠缺，未來在進行調(diào)查研究時可選擇不同地區(qū)不同行業(yè)的多家企業(yè)進行研究。最后，由于自身經(jīng)驗的缺乏，本文只研究了挑戰(zhàn)-阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為關系的相關性，日后隨著對專業(yè)知識的進一步學習可對其進行回歸分析并引入中介變量。5 降低員工反生產(chǎn)行為的建議5.1 有針對性地進行壓力管理根據(jù)本文挑戰(zhàn)-阻礙性壓力和反生產(chǎn)行為

47、相關分析可知，員工感知到的挑戰(zhàn)性壓力越大，其從事反生產(chǎn)行為的水平就越低，越有益于促進組織及相關人員的利益發(fā)展；相反，員工感知到的阻礙性壓力越大，其從事反生產(chǎn)行為的水平就越高，組織及其相關人員的利益受到損害的程度也會越大。因此，企業(yè)管理者應該從挑戰(zhàn)性壓力與阻礙性壓力兩方面來認識工作壓力，并對員工進行壓力管理。一方面，管理者應適當設置一些具有挑戰(zhàn)性的工作任務，以激發(fā)員工的工作激情和正面情緒；另一方面，管理者應該降低員工能夠感知到阻礙性壓力的情況出現(xiàn)，避免阻礙性壓力對反生產(chǎn)行為的影響，最終達到降低員工反生產(chǎn)行為的目的。企業(yè)管理者必須能夠全面的認識工作壓力的概念以及不同屬性的工作壓力對反生產(chǎn)行為的影響

48、，從而有針對性地開展壓力管理。同時，管理者還要通過多種方式提升員工工作技能，進而提高員工的壓力管理能力與水平。另外，管理者也要通過心理咨詢、集體活動等途徑對員工的情緒和壓力進行有效引導以及調(diào)節(jié)，使其能夠更好的進行自我壓力管理。值得注意的是，反生產(chǎn)行為大多是不易被察覺、私下進行的，且對組織無立即性的傷害，但長期而言，反生產(chǎn)行為無疑是企業(yè)中隱藏的危險20。因此，企業(yè)管理者必須正確看待工作壓力與反生產(chǎn)行為所帶來的影響。5.2 提高員工素質(zhì)本文采用的反生產(chǎn)行為量表中對員工主動性越軌進行測量的多個條目均間接體現(xiàn)了對員工素質(zhì)的重視，例如“為避免某些事情而裝病”、“故意破壞單位的工作秩序”等條目。主動性越軌

49、是指員工有意識做的一些對組織具有破壞性的行為。通過對主動性越軌的測量，可間接發(fā)現(xiàn)員工主動性越軌得分越低，員工素質(zhì)越低。員工素質(zhì)的提高可以采用員工主動提高為主，企業(yè)管理者幫助提升為輔。員工主動提高自身素質(zhì)主要包括三點，首先，員工應該端正自身的態(tài)度。上文研究顯示年齡越大、工作年限越長的員工從事反生產(chǎn)行為的水平越低，并且上文指出造成這一結果的可能是由于年紀輕的新員工遇事容易心浮氣躁，不思進取，以此員工要正確調(diào)整自身觀念端正工作態(tài)度。其次，員工必須具有良好的學習態(tài)度，時刻保持活到老學到老的學習態(tài)度。對專業(yè)知識的學習可以使員工更加熟悉工作內(nèi)容，清晰自身的工作職責，提高員工挑戰(zhàn)性壓力，從而降低反生產(chǎn)行為。

50、對工作技能的學習，可以使員工對工作壓力進行有效管理，以達到降低反生產(chǎn)行為的目的。最后，員工要加強自身的職業(yè)道德建設。由于客服人員會掌握大量客戶的個人信息，沒有良好的職業(yè)道德不僅會產(chǎn)生反生產(chǎn)行為，還極有可能會造成客戶個人信息的泄露，對客戶、企業(yè)以及員工自身造成巨大的負面影響。在員工主動提升自身素質(zhì)的同時，企業(yè)管理者也可以通過企業(yè)培訓、人崗對應等方式來幫助提高企業(yè)員工的素質(zhì)。5.3 轉變企業(yè)管理模式本文所研究的公司其管理模式為“家長式”的管理模式，該模式下管理者占領發(fā)言權，員工則擔任著執(zhí)行者的角色。根據(jù)研究結果顯示在該類管理模式下，員工所感知到的阻礙性壓力偏高，這是由于這種管理模式缺乏激勵制度并且

51、存在領導專制現(xiàn)象，而激勵制度的缺失和專制式領導是阻礙企業(yè)員工發(fā)揮工作積極性的主要原因之一21。因此，想要降低員工的反生產(chǎn)行為，管理者應該轉變傳統(tǒng)觀念，對員工進行適當?shù)氖跈?，將員工變成參與者，減少領導專制現(xiàn)象的產(chǎn)生，使企業(yè)的管理模式由原來的“家長式”轉變?yōu)椤皡⑴c式”。相較“家長式”的管理模式而言，在“參與式”的管理模式下員工所感知到的阻礙性壓力會減少，故在“參與式”的管理模式中員工的反生產(chǎn)行為會有所降低。在轉變企業(yè)模式的過程中，管理者的角色也應該有所轉變，管理者應該發(fā)揮良好的支持和保障作用，為員工創(chuàng)造舒適的工作環(huán)境。結 論通過以上分析，所得到的結論有：（1）挑戰(zhàn)性壓力在人口學變量性別、婚姻狀況和

52、學歷上均不存在顯著差異，在年齡和工作年限上均存在顯著差異，且年齡越大、工作年限越長的員工感知到的挑戰(zhàn)性壓力越多。（2）阻礙性壓力在性別、婚姻狀況和學歷上不存在顯著差異，在年齡和工作年限上存在顯著差異，且年齡越大、工作年限越長的員工感知到的阻礙性壓力越少。（3）反生產(chǎn)行為在性別、婚姻狀況和學歷上不存在顯著差異，在年齡和工作年限上存在顯著差異，且年齡越大、工作年限越長的員工從事反生產(chǎn)行為的水平越低。（4）挑戰(zhàn)性壓力與反生產(chǎn)行為及其各維度呈顯著負相關，阻礙性壓力與反生產(chǎn)行為及其各維度呈顯著正相關。最后本文根據(jù)上述結論提出以下三點降低反生產(chǎn)行為的建議：第一，對員工的工作壓力有針對性的進行管理；第二，采

53、用員工主動提高為主，企業(yè)管理者幫助提升為輔方式對員工素質(zhì)進行提升；第三，改變企業(yè)管理模式使其從“家長式”轉變?yōu)椤皡⑴c式”。參考文獻1 張季媛, 王文宇, 趙穎. 我國工作場所中負面行為調(diào)查及分析J. 財貿(mào)研究, 2008, 19(6) ：101-1072 鐘建安, 黃繼久, 沈勵斌等. 負性情緒在心理契約違背與反生產(chǎn)行為中的作用J. 應用心理學, 2014, 20(2) ：122-1293 李芳薇, 袁震宇, 李永娟. 工作環(huán)境壓力源對煤礦工人反生產(chǎn)行為和安全的影響J. 中國安全科學學報, 2012, 22(6) ：20-264 王巧鈴. 基于資源保存理論的員工工作壓力與反生產(chǎn)行為關系的研究J

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