客服人員挑戰-阻礙性壓力與反生產行為的關系研究

■黃曉林，丁一冰，劉曉羽

（沈陽城市學院，遼寧 沈陽 110112）

一、問題提出

對反生產行為的研究最早可追溯到20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“員工自發的不遵守組織規范，并對組織或相關人員利益產生威脅的行為”[1]。在2001年Fox等人通過對前人研究的分析首次提出了“反生產行為”的概念。在2005年Spector和Fox對原有概念進行了補充，定義為員工在工作場所或者執行工作職責時有意圖地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地傷害到相關組織和個體[2]。本研究采用的反生產行為概念是Vivian C.S.Lau等人于2003年所提出的，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的行為。

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[3]針對壓力影響效果的兩面性正式提出了挑戰-阻礙性壓力，并將其定義為“挑戰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、繁文縟節及工作不安全感等）難以克服，并對自身成長與發展具有阻礙作用的工作壓力”。后續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[4]根據前人的研究整合自身觀點對其進行定義，其指出“挑戰性壓力是指在工作壓力較大的情境下，為個體職業發展、學習機會和實現目標帶來潛在利益的工作壓力；阻礙性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”。本研究采用Cavanaugh對挑戰-阻礙性壓力的概念界定。

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因素相互作用的過程便是反生產行為產生的過程[1]。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性壓力，從而導致個體產生消極或積極情緒，進而誘發或降低反生產行為的產生，從而可知阻礙性壓力或挑戰性壓力可能導致引發反生產行為。2017年周干植[5]研究得出挑戰性壓力和阻礙性壓力分別與員工反生產行為呈現顯著負相關和顯著正相關。2018年范晶晶[6]研究得出除保守知識行為外，挑戰性壓力與知識員工反生產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行為及其他四個維度均存在顯著的正向影響[7]。

本文以挑戰-阻礙性壓力為前因變量、員工反生產行為為結果變量，采用問卷調查法探討大連某公司客服人員挑戰-阻礙性壓力與反生產行為的現狀，揭示兩者之間的關系。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，本研究以客服人員為研究對象，補充了此類研究的研究成果。

二、研究對象與方法

（一）研究對象

本研究以大連某公司的客服人員為研究對象，隨機發放調查問卷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%。

（二）研究工具

1.挑戰-阻礙性壓力量表

本次調查問卷中的挑戰-阻礙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量表。該量表共計11個條目，其中1-6題用于測量挑戰性壓力，7-11題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，挑戰性壓力的Cronbach's ɑ系數為0.828，阻礙性壓力的Cronbach's ɑ系數為0.870。

2.反社會行為量表

本次調查問卷中的反生產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從事反生產行為的頻率水平越高。在本研究中，反生產行為量表Cronbach's ɑ系數為0.929，主動性越軌維度的Cronbach's ɑ系數為0.872，消極怠工維度的Cronbach's ɑ系數為0.809，人際間攻擊維度的Cronbach's ɑ系數為0.884。

（三）統計方法

選用SPSS24.0統計軟件對調查數據進行分析。

三、結果與分析

（一）挑戰-阻礙性壓力與反生產行為人口學特點分析

1.性別在各變量上的差異分析

由表1所知，在置信度95%的水平上，挑戰性壓力、阻礙性壓力和反生產行為在不同性別上的P值均大于0.05，說明挑戰性壓力、阻礙性壓力和反生產行為在不同性別上均不存在顯著性差異。

表1 性別在各變量上的差異分析

2.婚姻狀況在各變量上的差異分析

由表2所知，在置信度95%的水平上，挑戰性壓力、阻礙性壓力與反生產行為在不同婚姻狀況上的顯著性P值均大于0.05，說明挑戰性壓力、阻礙性壓力和反生產行為在不同婚姻狀況上均不存在顯著性差異。

表2 婚姻狀況在各變量上的差異分析

3.年齡在各變量上的差異分析

由附表1所知，阻礙性壓力和反生產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行為在年齡上達到0.01水平上的顯著差異。同理，挑戰性壓力在年齡上的顯著性P值小于0.05，說明了挑戰性壓力在年齡上達到0.05水平上的顯著差異。

附表1 年齡在各變量上的差異分析

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性壓力顯著高于25歲以下（Md=0.986，P＜0.05）、26—30 歲（Md=0.799，P＜0.05） 以及 31—35 歲（Md=0.683，P＜0.05）員工的挑戰性壓力，其中25歲以下員工感知到的挑戰性壓力低于26—30歲和31—35歲員工，但差異不顯著，且挑戰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 歲以下，由此可知，年齡越大員工感知到的挑戰性壓力越多。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，P＜0.05）的阻礙性壓力，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歲以下員工反生產行為的水平顯著高于36—40歲（Md=0.426，P＜0.05）及 40 歲以上（Md=0.951，P＜0.05）員工產生反生產行為的水平，其中36-40歲員工產生反生產行為的水平高于40歲以上的員工產生反生產行為的水平，但差異不顯著，且反生產行為的水平由大到小分別為 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，從事反生產行為的水平越低。

4.學歷在各變量上的差異分析

由附表2所知，挑戰性壓力、阻礙性壓力和反生產行為在學歷上的顯著性P值均大于0.05，說明挑戰性壓力、阻礙性壓力和反生產行為在學歷上均不存在顯著性差異。

附表2 學歷在各變量上的差異分析

5.工作年限在各變量上的差異分析

由附表3所知，挑戰性壓力、阻礙性壓力和反生產行為在工作年限上的顯著性P值均小于0.01，說明挑戰性壓力、阻礙性壓力和反生產行為在工作年限上均存在顯著差異。

附表3 工作年限在各變量上的差異分析

通過進一步的事后檢驗可知:工作年限在1年以下的員工感知到的挑戰性壓力顯著低于4—5年的員工（Md=-0.428，P＜0.05），工作年限在 1—3年的員工感知到的挑戰性壓力顯著低于6—10年的員工（Md=-0.514，P＜0.05）的挑戰性壓力，除此之外差異均不顯著，且挑戰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，P＜0.05）和 4—5 年（Md=0.857，P＜0.05）的員工的阻礙性壓力，其中1-3年員工感知到的阻礙性壓力高于4—5年員工的阻礙性壓力，但差異不顯著，并且工作年限在1—3年的員工感知到的阻礙性壓力顯著高于6—10年的員工（Md=0.575，P＜0.05），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年以下的員工產生反生產行為的水平顯著高于 4—5 年 （Md=0.454，P＜0.05）、6—10 年（Md=0.665，P＜0.05）及 10 年以上（Md=0.824，P＜0.05）的員工產生反生產行為的水平，其中4—5年的員工產生反生產行為的水平高于6—10年和10年以上的員工，但差異不顯著，且產生反生產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，員工反生產行為的水平越低。

（二）挑戰-阻礙性壓力與反生產行為的相關分析

由附表4所知，挑戰性壓力與反生產行為（r=-0.894，P＜0.01） 以及其三個維度（r=-0.851，P＜0.01；r=-0.731，P＜0.01；r=-0.821，P＜0.01）均呈顯著負相關，其中主動性越軌維度的相關性最強，與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行為（r=0.844，P＜0.01） 以及其三個維度（r=0.806，P＜0.01；r=0.715，P＜0.01；r=0.754，P＜0.01）均呈顯著正相關，其中同樣是與主動性越軌的相關性最強，與消極怠工的相關性最弱。該結果也說明了工作壓力對反生產行為的影響具有兩面性。

附表4 挑戰-阻礙性壓力和反生產行為的相關分析

四、討論與結論

（一）討論

通過上文挑戰-阻礙性壓力和反生產行為人口學特點分析可知，挑戰性壓力、阻礙性壓力和反生產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:本研究共包含五項人口學變量，其中挑戰-阻礙性壓力和反生產行為在不同性別、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代社會對于男女平等的廣泛提倡；二是由于企業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，挑戰性壓力和阻礙性壓力均存在顯著差異，這可能是由于不同的年齡段其社會經驗豐富程度不同，進而對壓力管理能力等技能的掌握程度不同。反生產行為在年齡上也存在顯著差異，并且年齡越大從事反生產行為的水平越低，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，遇到不公時容易產生反生產行為，而年長者為人處事較圓滑，遇到不公時可以理性對待，從而較少產生反生產行為。

在工作年限方面，挑戰性壓力和阻礙性壓力均存在顯著差異，這可能是由不同工作年限的員工對自身的工作范圍、工作內容以及自身角色認定等方面的認知不同所導致的。反生產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反生產行為產生的水平越低，這與李廣睿[7]的研究結果一致，其認為造成這種結果的原因可能是，在某企業中工作時間的長短會對其工作行為產生影響，通常而言，隨著時間的增長，員工會逐漸融入和認可企業，從而逐漸減少其在工作中的消極行為[8]。

在相關分析方面，本文從壓力二維結構出發，對反生產行為及其三個維度進行相關性分析。從總體上看，挑戰性壓力與反生產行為呈顯著負相關，阻礙性壓力與反生產行為呈顯著正相關，這與宋國學[9]的研究結果一致。從維度上看，挑戰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。在企業中挑戰性壓力能夠提高員工的工作動力并激發員工的專注度，因此當員工感知到此類工作壓力時，員工會積極參與工作，從而減少反生產行為的產生；而阻礙性壓力會降低員工的工作動力與專注度，因此當員工感知到此類工作壓力時，員工會產生負面行為，從而增加反生產行為的產生。

（二）結論

通過以上分析，得到的結論有:（1）挑戰性壓力在人口學變量性別、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，且年齡越大、工作年限越長的員工感知到的挑戰性壓力越多；（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行為的水平越低；（4）挑戰性壓力與反生產行為及其各維度呈顯著負相關，阻礙性壓力與反生產行為及其各維度呈顯著正相關。