自我控制對礦工習慣性違章行為的影響

李 玥

（太原理工大學 經濟管理學院，山西 太原 030024）

根據國家安全監管總局統計的數據，目前我國的煤礦事故處在重大事故少發，小中型事故頻發的狀態，其中約57%的事故是由于礦工習慣性違規操作導致的[1]。牛莉霞等[2]學者指出，礦工的偶爾違章行為如果不能得到及時糾正，就會逐漸發展為習慣性違章行為，而改革習慣性違章行為的重要方法之一就是切實提高礦工的自我控制能力。田水承等[3]和裴俊斌[4]發現心理因素可以直接影響礦工的不安全行為，導致習慣性違章行為的產生。基于國內關于自我控制能力與礦工不安全行為的研究起步較晚，發展相對有限的事實[5-6]。從礦工自我控制能力的角度入手，將自我效能感作為中介變量，運用結構方程模型方法，探索礦工習慣性違章行為的控制方法。為自控能力在礦工安全行為領域的研究提供理論依據。

1 提出假設與模型構建

1.1 自我控制對自我效能感的影響

自我控制是指個體自主調節行為使其與個人價值和社會期望相匹配的能力。它能制止或引發特定的行為[7]。王亞南[7]將礦工的自我控制分為自控力自評、工作滿意度、愉快程度和積極態度4個維度來衡量。魏來[8]認為自我控制除了自身外還與情緒和自我意識有關，且自我意識外在表現為個體對事物的滿意程度。綜上所述，將礦工的自我控制劃分為自控力水平、情緒、滿意度3個維度。

自我效能感這一理念由班杜拉[9]提出，被定義為自我對影響個人生活工作的事件和對個人的日常活動加以影響和掌控的信念。自我效能能夠影響并指導自我的想法、心理活動和行為動機。張靈聰[10]在研究文獻中指出自我控制可以通過影響個體的自我效能感從而決定其是否更改不良習慣維持良好習慣，同時，他認為自我控制力強的人往往會產生更高的自我效能，促使個體向好的方面發展。綜上所述，提出以下假設：H1a自控力水平與自我效能感正相關；H1b情緒和自我效能感正相關；H1c滿意度與自我效能感呈現正相關。

1.2 自我效能感對習慣性違章行為的影響

有關學者認為自我效能感對礦工安全行為具有顯著的正向影響[11]；孫麗青等[12]研究表明自我效能感主要是基于風險察覺、安全意識、安全認知等方面左右礦工的日常生產安全行為。據此，提出以下假設：H2自我效能感與習慣性違章行為負相關。

1.3 自我效能感的中介作用

潘愛玲等[13]在研究中指出員工的自我效能感在自我控制與員工的不安全行為間起中介作用。因此提出假設：H3a自我效能感是自控力水平與習慣性違章行為的中介變量；H3b自我效能感是情緒與習慣性違章行為的中介變量；H3c自我效能感是滿意度與習慣性違章行為的中介變量。

1.4 模型的構建

依據前文提出的7條假設，將礦工定為研究對象，從自我控制的角度，引入自我效能感為中介變量，構建煤礦企業礦工自我控制及習慣性違章行為間的結構方程模型如圖1。

圖1 礦工自我控制和習慣性違章行為假設模型

2 研究方法

2.1 變量量表的設計

自我控制測量量表主體采用譚樹華等人修訂的自我控制量表（SCS）[14]，并參考王亞南[7]的控制力實驗調查問卷及Brayfield&Rothe[15]的工作滿意度量表修改編制而成。自我效能感測量量表采用張建新和Schwarzer[16]編制的一般自我效能感中文版量表。習慣性違章行為的測量量表則在諸多學者量表的基礎上，修改集合而成。

2.2 調查問卷的構成

調查問卷由5個部分構成：其中7個問項測試礦工的自身自控力水平；10個問項測試礦工的自我效能感；礦工的工作情緒、工作滿意度及習慣性違章行為均有5個問項測試，共計32個問項。除基本信息項外，題項測量方法均采用Likert 5點計分法。相關變量的調研問題表述情況見表1。

表1 測量變量及問題要點

2.3 研究樣本的分析

研究對象為問卷調查的300名員工，均為潞安集團王莊煤礦的在職人員。300份樣本問卷中有279份有效，10份未收回。問卷調查的有效回收率達到93%，相對較高，符合問卷有效分析的要求；在所有受測人員中學歷是小學及以下的人數占總人數的14.44%，初中的占比為48.24%，高中、中專及技校的占比為17.25%，大專占比為11.27%，本科及以上的占比為8.8%。符合目前我國礦工學歷低，受教育程度差的實際。問卷的總體情況較為理想。

3 數據結果分析

3.1 數據的信效度檢驗

運用SPSS22.0對數據的信度進行驗證。結果顯示：該問卷的總體Cronbach's α系數為0.913；分別對自我控制力水平、情緒、滿意度、自我效能感以及習慣性違章行為進行檢測，所得Cronbach's α系數結果均大于0.75。說明該調查問卷具有良好的信度；問卷結構效度主要由KMO值和Bartleet球形檢驗值進行判定。當KMO值大于0.7，Bartleet值小于0.005時，認為問卷結構效度良好。通過主成分分析法和因子分析法分析數據的結構效度，所得問卷總體 KMO=0.885＞0.8、Bartleet=0＜0.005；自我控制力水平、情緒、滿意度、自我效能感以及習慣性違章行為的KMO值均大于0.7，符合標準。該問卷有具有良好的結構效度。

3.2 模型模擬擬合檢驗

通過AMOS17.0軟件對模型進行擬合分析，以驗證假設關系成立與否。將卡方自由度比（χ2/df）、比較擬合指數CFI、擬合優度指數GFI、調整擬合優度指數ACFI、及時誤差均方根RMSEA作為模型擬合結果的判定指標，根據變量之間路徑顯著性對模型進行刪改，直至各指標均在標準范圍內。刪改后各變量擬合結果見表2。通過與標準對比可知，實測值均在標準范圍內，因此最終模型擬合度良好。

表2 變量擬合指標結果

3.3 檢驗結果分析

運用AMOS17.0軟件假設檢驗最終模型，得到以自我效能感為中介的礦工自我控制與習慣性違章行為的關系模型及變量之間的路徑系數如圖2。各觀測變量的殘差為e1～e32；其中自我效能感和習慣性違章行為兩者均存在誤差項，分別為err1和err2。從檢驗結果中可以看出：

圖2 礦工自我控制與習慣性違章行為關系模型檢驗結果

1）各潛變量與對應的觀察變量之間的路徑系數均達到0.5以上，表示問卷有良好的測量效果。根據結果中所示的各潛變量間的路徑系數顯示：自控力水平，情緒和滿意度對礦工的自我效能感均呈現正向影響，其標準化路徑系數為：0.43、0.14、0.25。故假設 H1a、H1b、H1c驗證成立。

2）礦工自我效能感與習慣性違章行為間的標準化路徑系數為-0.34，表示自我效能感與習慣性違章行為間呈現顯著負相關關系，假設H2驗證成立。

3）自控力水平，情緒和滿意度與習慣性違章行為的標準化路徑系數分別為：-0.47、-0.31、-0.38。由中介影響計算公式可以算出自控力水平，情緒和滿意度對習慣性違章行為總效應分別為-0.18、-0.33、-0.5。表明自控力水平、情緒和滿意度提升時，礦工進行違章行為的意愿降低。假設H3a、H3b、H3c得到驗證。自我效能感在礦工自我控制與習慣性違章行為的關系中起到中介作用。

4 建議與措施

1）從自控力水平角度。定期對礦工進行宣講，加深礦工對“我不要”以及“我該做”的認知，使礦工有意識地培養自我控制能力。同時重視對監管力度的加強，實施群眾監督，并設立對應的獎懲措施。

2）從工作滿意度角度。煤礦企業增加礦工在工作中的自主性，在條件允許的范圍內，盡可能的提高礦工的自主選擇權；定期檢驗儀器設備運行情況，發現老舊儀器及時更換新設備，改善礦工的工作環境；重視文娛生活。

3）從情緒的角度。企業可以定期對礦工進行心理輔導，從心理上對礦工進行提升；定期開展班長交流會及時的和礦工進行意見交流。

5 結語

礦工的自控力水平、情緒和滿意度與礦工的習慣性違章行為負相關，與自我效能感正相關，自控力水平、情緒和滿意度通過自我效能感影響礦工的習慣性違章行為。自我控制能力強的礦工，會產生更加強大的信念，即較強的自我效能感，其自身的自我效能感會抑制習慣性違章行為的產生。而自我控制能力弱的礦工，相比自我控制力強的礦工更容易發生習慣性違章，需要加大監督管理的力度。礦工的自我控制能力通過對自身自我效能感的影響，最終對其習慣性違章行為發生作用。從靜態的角度對礦工自我控制與習慣性違章行為的關系進行了研究。而在現實生活中，人的行為選擇、人與人之間的交互是一個動態的過程。因此可以運用博弈論的方法進行后續的深入研究。同時，由于人力以及地域范圍的限制，研究在調研的過程中也存在一定的局限性。在可能的情況下，后續研究會繼續擴大時間、地域及樣本的范圍，以增加研究的全面性及多樣性。