基于有調節中介模型的組織公平感與礦工不安全行為的關系

龐曉華，栗繼祖

（1.太原理工大學 經濟管理學院，山西 太原 030600；2.長治醫學院 精神衛生系，山西 長治 046000）

煤炭開采屬于高危行業，礦工由于長期處于異于其他工種的工作環境，一直承受著較高的工作壓力。越來越多的研究表明，超負荷的工作壓力會導致員工的不安全行為。工業生產中70%的不安全行為是由工作中所產生的壓力造成的[1]。心理彈性，又稱心理韌性、抗逆力、復原力等，是指個體在應激和逆境的環境中依然能夠適應良好甚至獲得心理狀態發展的人格特質與過程[2]。作為積極心理特質，心理彈性能夠幫助礦工應對工作環境中的危險因素，減少礦工的不安全行為。根據心理彈性發展的“挑戰模型”，當環境中的危險因素與保護性因素大體一致時，能夠促進心理彈性的發展，當危險因素過高，則會負面影響心理彈性的發展[3]。李紅霞指出工作壓力是工作層面影響礦工心理彈性的重要因素，組織公平感是組織管理層面影響心理彈性的重要因素[4]。綜上所述研究認為，工作環境中的保護性因素組織公平感對礦工不安全行為的影響，其中一種重要的機制便是組織公平感能夠促進礦工心理彈性發展，從而降低礦工的不安全行為，但此過程會受到危險因素工作壓力的調節。因此，研究假設H1：心理彈性在組織公平感與礦工不安全行為間具有中介作用；研究假設H2：工作壓力在組織公平感對礦工不安全行為的影響中具有調節作用；研究假設H3：心理彈性的中介作用受到工作壓力的調節，即心理彈性在組織公平感與不安全行為之間是有一個有調節的中介變量。

1 組織公平感與不安全行為模型研究對象與方法

1.1 研究對象

使用整群隨機抽樣法，抽取891 名山西國有煤礦的一線工人進行問卷調查，收回有效問卷879 份，問卷回收率為98.7%。對象年齡在18～56 歲之間，84%的被試年齡在26～45 歲之間，25 歲以下被試僅為2.8%，45 歲以上員工合計為13.3%。被試全部為男性，多為職高、高中、中專、中技學歷，占53.0%，高中以下學歷為17.7%，高中以上學歷合計為29.2%。6 年以上工齡的被試最多，占所有被試的65.8%，1～3 年工齡的被試僅占11.8%。

1.2 研究和統計方法

礦工工作壓力量表煤礦工人工作壓力問卷采用邸鴻禧[5]編制的礦工工作壓力問卷，該問卷經由龐曉華等修訂[6]，由工作環境壓力（7 條）、崗位責任壓力（7 條）、人際關系壓力（3 條）、職業發展壓力（3條）、家庭環境壓力（3 條）、組織體制壓力（3 條）6 個分量表組成，使用likert-5 記分，分值越高，表明工作壓力越大。研究中，該問卷的Cronbach’s α 系數為0.93，分量表的Cronbach’s α 系數分別為0.75、0.89、0.77、0.76、0.85、0.74。

不安全行為量表 不安全行為量表最初由Cheyne[7]和Neal & Griffin[8]等編制，后經王璟[1]和龐曉華等[6]修訂，修訂后的量表由安全不服從行為（6條）和安全不參與行為（6 條）2 個分量表構成，使用likert-5 記分，分值越高說明不安全行為越多。研究中，該量表的Cronbach’s α 系數為0.96，2 個分量表的Cronbach’s α 系數分別為0.95、0.92。

中文版心理彈性量表（CD-RISC）使用于肖楠和張建新等翻譯修訂的中文版CD-RISC[9]。該量表在國內應用廣泛，但在不同人群中呈現不同的因素結構[10]，龐曉華等通過探索性因素分析和驗證性因素分析對其信效度進行了驗證[11]。發現中文版CDRISC 量表在煤礦工人中的應用時，仍由25 個題項構成，可以劃分為抗壓力、勝任感和樂觀性3 個因子，每個因子條目分別為11、8、6 條。修訂后的心理彈性量表Cronbach’s α 系數為0.94，抗壓力、勝任感和樂觀性3 個因子的Cronbach’s α 系數為分別為0.92、0.87、0.77。

組織公平感量表采用Colquitt[12]編制的組織公平感量表，該量表由程序公平、分配公平、人際公平和信息公平4 個分量表構成。該量表共有20 個題項，采用likert-5 量表評分法。在研究中組織公平感量表Cronbach’s α 系數為0.96，4 個分量表的Cronbach’s α 系數分別為0.93、0.89、0.94、0.93。

使用SPSS24 進行描述性統計和person 相關統計分析、回歸分析和共同方法驗證，使用Mplus8.3統計軟件對假設的有調節的中介模型進行驗證。

2 中介模型結果

2.1 共同方法偏差檢驗

因為研究主要使用問卷法收集數據，為了預防共同方法偏差，使用SPSS 進行共同方法偏差檢驗。對所有量表的題項進行因子分析，提取的因子數目設定為1，結果發現因子1 方差解釋累計率為19.52%，所以判斷各變量間不存在共同方法偏差效應。

2.2 各變量的平均數和標準差及相關矩陣

從總體上看，煤礦工人的組織公平感較好平均數為67.21、標準差為±15.93；工作壓力偏大平均數為75.87、±標準差為21.56；心理彈性較好平均數為67.84、標準差為±17.27；不安全行為較少平均數為21.37、標準差為±10.87。工作壓力及其各維度與不安全行為顯著正相關；心理彈性及其抗壓力、勝任感維度與不安全行為顯著負相關；組織公平感中人際公平和信息公平與礦工安全不服從行為顯著負相關，分配公平和程序公平則與安全不參與行為顯著正相關，分配公平與不安全行為顯著正相關，人際公平與不安全行為顯著負相關；除組織體制壓力外，工作壓力及其各維度與組織公平感及其各維度顯著負相關；心理彈性及其各維度與組織公平感及其各維度顯著正相關。

通過相關統計分析發現，組織公平感各維度對不安全行為的影響并不一致，進一步使用多元線性回歸分析發現，分配公平和程序公平顯著正向影響礦工不安全行為，效應量分別為β=0.13（概率P＜0.05）、β=0.21（P＜0.05），人際公平和信息公平顯著正向影響不安全行為，效應量分別為β=-0.17（P＜0.05）、β=-0.14（P＜0.05）。

2.3 組織公平感與不安全行為間中介效應檢驗

為了有效控制測量誤差，研究采用結構方程模型的方法進行有調節的中介效應檢驗，組織公平感、工作壓力、心理彈性、不安全行為皆為潛變量，以各變量對應的子維度為指標。因組織公平感和工作壓力的子維度個數不一致，根據溫忠麟的觀點，可以采用留高去低后配對相乘作為調節變量，或者打包后配對相乘，2 種方式的結果大致相當，但留高去低后配對簡單得多，而且不受指標多少的影響[13]。因此研究采用前者進行調節效應檢驗。為減小多重共線性的影響，研究將所有的指標進行標準化處理。

首先建立不安全行為和組織公平感的簡單調節模型，檢驗直接效應是否受到工作壓力的調節。結果顯示，模型擬合良好：卡方值x2/df 為7.749，比較適配指數CFI 為0.987，塔克－劉易斯指數TLI 為0.906，近似誤差均方根RMSEA 為0.073，標準化殘差均方根SRMER 為0.019。組織公平感X 對不安全行為Y 的效應不顯著（c1＝0.024，P＜0.05），工作壓力U 及其與組織公平感的交互項XU 對不安全行為Y的效應顯著（c2＝0.473，c3＝0.317，P＜0.05）。結果表明，盡管組織公平感對不安全行為的效應不顯著，但是組織公平感對不安全行為的影響受到工作壓力的調節，仍可建立有調節的中介模型，探討組織公平感對不安全行為的作用機制[14]。

其次，建立直接路徑與中介模型前半段路徑受到調節的模型，心理彈性的中介作用及工作壓力的調節作用模型如圖1。

圖1 心理彈性的中介作用及工作壓力的調節作用模型圖Fig.1 A model diagram of the mediating role of resilience and the moderating role of work stress

在圖中，X 為組織公平感，x1、x2、x3、x4分別指分配公平、程序公平、人際公平和信息公平；Y 為不安全行為，y1、y2分別為安全不服從與安全不參與；W為心理彈性，w1、w2、w3分別為抗壓力、勝任感和樂觀性；U 為工作壓力，u1、u2、u3、u4、u5、u6分別為工作環境壓力、崗位責任壓力、人際關系壓力、家庭環境壓力、職業發展壓力和組織體制壓力；UX 為調節項工作壓力×組織公平感，x1u2、x2u3、x3u4、x4u5分別為分配公平×崗位責任壓力、程序公平×人際關系壓力、人際公平×家庭環境壓力、信息公平×職業發展壓力。e1～e19為相關系數的殘差。a1、a2、a3、b1、c1′、c2′、c3′分別為組織公平感對心理彈性的效應，工作壓力對心理彈性的效應，工作壓力與組織公平感交互項對心理彈性的效應，心理彈性對不安全行為的效應，組織公平感對不安全行為的效應，工作壓力對不安全行為的效應，工作壓力和組織公平感交互項對不安全行為的效應。結果表明，模型擬合良好：x2/df 為8.172，CFI 為 0.962，TLI 為 0.913，RMSEA 為0.082，SRMER 為0.045。組織公平感對不安全行為的效應顯著（c1′=0.131，t=2.143，P＜0.05），組織公平感與工作壓力的交互項對不安全行為的效應也顯著（c3′=0.229，t=4.657，P＜0.05）；組織公平感對心理彈性的效應顯著（a1=0.571，t=16.921，P＜0.05），組織公平感與工作壓力的交互項對心理彈性的效應也顯著（a3=-0.306，t=-7.662，P＜0.05）。由此表明，工作壓力既能夠調節組織公平感對不安全行為的直接效應，亦能夠通過調節組織公平感對心理彈性的效應，進而影響不安全行為。

為了更加清晰地呈現工作壓力在模型中的調節效應，采用正負一個標準差的方法劃分高低工作壓力。當工作壓力取值為1、0、-1 時，直接效應分別為-0.031、0.166、0.363，中介效應分別為-0.265、-0.193、-0.123，在工作壓力的不同水平上的直接效應與中介效應見表1。工作壓力別取值為1 和-1 時對，直接效應差異顯著，95%的置信區間為［0.258，0.540］；間接效應差異亦顯著，95%的置信區間為［0.081，0.214］。表明隨著工作壓力的升高，組織公平感對不安全行為的預測作用逐漸增高，且更不容易通過增加礦工的心理彈性降低其不安全行為。

表1 在工作壓力的不同水平上的直接效應與中介效應Table 1 Direct effects and indirect effects at different levels of work stress

3 探討分析

1）組織公平感及其各維度作為保護性因素能夠顯著促進礦工心理彈性的發展，但是其對不安全行為的影響卻并不一致。其中分配公平與程序公平顯著促進礦工的不安全行為，人際公平和信息公平則顯著負向影響礦工的不安全行為。這可能是因為，在煤礦生產中多是根據礦工完成工作量的多少分配勞動所得，程序公平也主要體現在勞動績效的分配上，為了獲得更多的勞動績效，礦工更可能做出不安全行為。人際公平則帶給礦工更多來自領導層的尊重，增加礦工的自尊，進而更加遵守安全規則；信息公平使礦工能夠及時了解煤礦生產的相應信息，理解安全行為規則的意義，增加其參與感和歸屬感，促進其安全行為。在發揮組織公平感對礦工心理彈性的促進作用的同時，需要理解不同維度的組織公平感的效用差異，在強調分配公平和程序公平時，能夠加強礦工的人際公平和信息公平。

2）雖然無論工作壓力水平的高低，組織公平感都能夠促進心理彈性的發展，心理彈性都能夠顯著負向預測不安全行為，中介效應顯著，但是隨著工作壓力的提高，組織公平感-心理彈性路徑系數會顯著降低，影響心理彈性-不安全行為的路徑系數也隨之降低，進而表現為間接效應量顯著降低。這一切都預示著心理彈性和組織公平感、工作壓力不是單純的線性關系，而是保護性因素與危險因素交互作用的結果，驗證了心理彈性發展的“挑戰模型”。因此，在挖掘煤礦生產中的保護性因素的同時，需要同時考慮煤礦生產中的危險因素，以及二者之間的平衡關系，才能更好地促進礦工心理彈性的發展，為安全生產保駕護航。

3）工作壓力亦能夠顯著調節組織公平感對不安全行為直接效應。在工作壓力水平較低時，組織公平感對不安全行為的直接效應不顯著，而是通過影響心理彈性進而影響不安全行為，表現為完全中介作用。隨著工作壓力水平的提高，作為保護性因素的組織公平感反而對不安全行為產生了顯著的正向的直接效應，這時心理彈性對組織公平感與不安全行為的中介作用表現為遮蔽效應。產生此種情況的原因，一方面可能是因為在高工作壓力水平下，組織公平感中的分配公平和程序公平使個體相信如果完成規定的工作任務，就可以實現工作目標，使礦工采用冒險行為應對工作壓力；另一方面可能是過高的工作壓力，使保護性因素失去了效用。

4 結 語

組織公平感的4 個因子對礦工的不安全行為影響并不一致。分配公平和程序公平可能會使礦工為了達成工作目標采取冒險行為，而人際公平和信息公平則能夠通過增強礦工的自尊和參與感降低其不安全行為。工作壓力既能夠調節組織公平感對不安全行為的直接效應，亦能夠通過調節組織公平感對心理彈性的效應，進而影響不安全行為。隨著工作壓力的升高，組織公平感對不安全行為的預測作用逐漸增高，且更不容易通過增加礦工的心理彈性降低其不安全行為。為了避免過高的工作壓力帶來的不利影響，在提升礦工組織公平感的過程中，強調分配公平和程序公平的同時，注重強調人際和信息公平，使其理解安全行為的意義，保障礦工行為的規范性；做好礦工工作壓力的管控工作，及時向壓力水平過高的礦工提供支持，降低其工作壓力。