項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員怠工行為的傳導(dǎo)與抑制因素研究

摘 要:為探索項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員怠工行為的傳導(dǎo)與抑制因素，本文在項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員怠工行為引發(fā)因素研究的基礎(chǔ)上，構(gòu)建項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作態(tài)度在工作情境認(rèn)知與怠工行為之間的中介作用假設(shè)、團(tuán)隊(duì)文化認(rèn)知在工作情境認(rèn)知與工作態(tài)度之間的調(diào)節(jié)作用假設(shè)。采用實(shí)證研究方法，對(duì)上述關(guān)系假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員團(tuán)隊(duì)承諾在不公正認(rèn)知與消極怠工之間、團(tuán)隊(duì)工作滿意度在角色壓力認(rèn)知與玩鬧行為之間具有中介作用;團(tuán)隊(duì)精神認(rèn)知在不公正認(rèn)知與團(tuán)隊(duì)承諾之間、角色壓力認(rèn)知與團(tuán)隊(duì)工作滿意度之間均具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。研究得出結(jié)論，項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員團(tuán)隊(duì)承諾、團(tuán)隊(duì)工作滿意度是消極怠工、玩鬧行為的傳導(dǎo)因素;而團(tuán)隊(duì)精神認(rèn)知?jiǎng)t是消極怠工、玩鬧行為的抑制因素。

關(guān)鍵詞:組織行為;怠工行為;傳導(dǎo)因素;抑制因素;項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)

中圖分類號(hào):C936 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A 文章編號(hào):1003-5192(2010)05-0024-07

Conductive and Restraining Factors of CounterproductiveWork Behaviorin Project TeamsWANG Zhi-zhong， LUO Jin-lian

(School of Economics Management， Tongji University， Shanghai 200092， China)

Abstract:In order to investigate conductive and restraining factors of counterproductive work behavior(CWB)in project team members， hypotheses of mediating effect of work attitude between work context cognition and CWB， and of moderating effect of work attitude between work context cognition and work attitude were established based on the study of causes of CWB. Empirical research method is used to test above hypotheses. The result of study shows that team commitment has mediating effect between unjust cognition and cynicism， and work satisfaction has mediating effect between role stress cognition and horepaly; team spirit cognition has moderating effect not only between unjust cognition and team commitment， but also between role stress cognition and work satisfaction. The conclusion was drawn that team commitment and work satisfaction are conductive factors of cynicism and horeplay respectively， and team spirit cognition are restraining factors of both cynicism and horeplay.

Key words:organizational behavior; counterproductive work behavior; conductive factor; restraining factor; project teams

1 引言

近年來(lái)學(xué)者大多以一般組織為研究對(duì)象，分別從個(gè)體和情境視角，研究了怠工行為的引發(fā)因素，但是沒(méi)有綜合考慮個(gè)體和情境因素的相互作用及其怠工行為的影響;研究注意到組織文化對(duì)怠工行為的抑制作用，但沒(méi)有深入研究組織文化通過(guò)什么作用過(guò)程來(lái)抑制怠工行為。本文作者在其他研究中，以項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)為研究對(duì)象，綜合考慮個(gè)體因素、情境因素、認(rèn)知因素對(duì)怠工行為的影響，研究表明項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知是引發(fā)怠工行為的直接因素[1]。本文將繼續(xù)探索其他因素對(duì)項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員怠工行為引發(fā)因素的作用，找出項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員怠工行為的傳導(dǎo)與抑制因素，為項(xiàng)目管理實(shí)踐中減少怠工行為的發(fā)生提供指導(dǎo)。

2 文獻(xiàn)研究與關(guān)系假設(shè)

2.1 項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作態(tài)度、工作情境認(rèn)知與怠工行為

(1)工作情境認(rèn)知與工作態(tài)度之間的關(guān)系

本文作者在其他實(shí)證研究中已得出，項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知包括不公正認(rèn)知和角色壓力認(rèn)知兩個(gè)構(gòu)成維度[1]。許多研究者都對(duì)角色模糊和角色沖突這兩種壓力源進(jìn)行了研究，多數(shù)研究結(jié)論是角色壓力與工作滿意度成負(fù)相關(guān)關(guān)系，如:Wunder和Dougherty等認(rèn)為，角色模糊、角色沖突對(duì)工作滿意度有直接的負(fù)面影響，角色模糊比其他壓力源對(duì)工作滿意度有更大的影響[2];Behrman和Perreault通過(guò)對(duì)5個(gè)主要實(shí)業(yè)公司的196名銷售代表的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行路徑分析發(fā)現(xiàn)，角色模糊與工作滿意度和工作績(jī)效負(fù)相關(guān)，角色沖突與工作滿意度負(fù)相關(guān)[3];Brown和Peterson研究發(fā)現(xiàn)角色模糊與角色沖突及工作滿意度都是負(fù)相關(guān)關(guān)系[4];Stamper和Johlke研究也發(fā)現(xiàn)角色模糊和沖突與工作滿意度之間存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系[5]。研究也發(fā)現(xiàn)，員工角色壓力與組織承諾顯著相關(guān)。Ko和Price等采用元分析方法研究發(fā)現(xiàn)，角色模糊和角色沖突與組織承諾之間為負(fù)相關(guān)[6]。Yousef使用路徑分析的方法，探討角色壓力、工作滿足與組織承諾之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)角色模糊對(duì)情感承諾與組織承諾有直接的負(fù)向影響[7]。

王值仲，等:項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員怠工行為的傳導(dǎo)與抑制因素研究

Vol.29， No.5預(yù)測(cè)2010年第5期

由于角色模糊和角色沖突是角色壓力認(rèn)知的測(cè)量因素，角色壓力認(rèn)知是工作情境認(rèn)知的構(gòu)成維度之一，工作滿意度和組織承諾是工作態(tài)度的構(gòu)成維度，因此，本研究可以推理認(rèn)為，項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知對(duì)工作態(tài)度具有負(fù)向影響作用。

(2)工作態(tài)度與怠工行為之間的關(guān)系

學(xué)者對(duì)工作態(tài)度與怠工行為之間關(guān)系進(jìn)行了研究。Johns研究認(rèn)為，退縮行為是對(duì)工作不滿意的反應(yīng)[8]。Spector和Fox等研究認(rèn)為，生產(chǎn)偏差與工作滿意度、尤其與程序公正、個(gè)人沖突、組織約束之間相關(guān)[9];退縮行為與工作滿意度和情緒之間也有顯著相關(guān)性。Dalal用元分析法研究了怠工行為的前因變量，研究發(fā)現(xiàn)工作滿意度、組織承諾、以及組織公正的感知均與怠工行為負(fù)相關(guān)[10]。Mount和Ilies 等的研究表明，工作滿意度在人格特性與怠工行為之間起到部分中介作用，且員工的工作態(tài)度部分解釋了人格與怠工行為之間的關(guān)系[11]。

由于退縮行為、生產(chǎn)偏差是怠工行為的主要構(gòu)成維度，因此，本研究可以推理認(rèn)為， 項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作態(tài)度對(duì)怠工行為具有負(fù)向影響作用。作者已實(shí)證研究證明了項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知與怠工行為的關(guān)系[1]，加上上述分析得出的項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知、工作態(tài)度、怠工行為之間的關(guān)系，因此，可以進(jìn)一步提出:

假設(shè)H1 項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作態(tài)度在工作情境認(rèn)知與怠工行為之間具有中介作用。

2.2 項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員團(tuán)隊(duì)文化認(rèn)知、工作情境認(rèn)知與工作態(tài)度

Marcus和Sehuler在提出怠工行為前因變量的分類框架時(shí)指出，壓力、公平感是誘發(fā)怠工行為的情境變量，而組織文化等則是抑制怠工行為的變量[12]。Keashly和Harvey 在研究工作場(chǎng)所怠工行為時(shí)，注意到組織文化等能夠抵制怠工行為[13]。郭曉薇、嚴(yán)文華的研究中認(rèn)為，可以從組織文化的培育等方面著手，探索有關(guān)預(yù)防和干預(yù)怠工行為的手段[14]。從這些研究中可以推斷，項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員的團(tuán)隊(duì)文化認(rèn)知，同樣也會(huì)對(duì)項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員怠工行為起到抑制作用。

根據(jù)認(rèn)知平衡理論與認(rèn)知失調(diào)理論，項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員團(tuán)隊(duì)文化認(rèn)知可以通過(guò)對(duì)怠工行為的引發(fā)因素(工作情境認(rèn)知)的調(diào)節(jié)，抑制怠工行為的發(fā)生。即增加團(tuán)隊(duì)文化認(rèn)知元素，同時(shí)，部分地改變了另一認(rèn)知元素(工作情境認(rèn)知)，使項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知與怠工行為之間的關(guān)系趨于平衡，改變了工作態(tài)度，從而減少了怠工行為的發(fā)生。前面已分析提出假設(shè)，項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作態(tài)度在工作情境認(rèn)知與怠工行為之間具有中介作用。那么，可以假設(shè)團(tuán)隊(duì)文化認(rèn)知對(duì)怠工行為的發(fā)生也具有抑制作用，并且是通過(guò)調(diào)節(jié)工作情境認(rèn)知與工作態(tài)度之間的關(guān)系，從而抑制了怠工行為的發(fā)生。因此，可以提出:

假設(shè)H2 項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員團(tuán)隊(duì)文化認(rèn)知在工作情境認(rèn)知與工作態(tài)度之間具有調(diào)節(jié)作用。

綜合上述假設(shè)H1和假設(shè)H2中變量之間的關(guān)系假設(shè)，形成本文的理論框架如圖1。

對(duì)于上述理論框架，若通過(guò)假設(shè)檢驗(yàn)證明項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作態(tài)度在工作情境認(rèn)知與怠工行為之間具有中介作用，中介作用過(guò)程相當(dāng)于一種傳導(dǎo)過(guò)程，則工作態(tài)度是怠工行為的傳導(dǎo)因素;若通過(guò)假設(shè)檢驗(yàn)證明團(tuán)隊(duì)文化認(rèn)知在工作情境認(rèn)知與工作態(tài)度之間具有調(diào)節(jié)作用且為負(fù)向，負(fù)向調(diào)節(jié)作用相當(dāng)于一種抑制作用，則團(tuán)隊(duì)文化認(rèn)知是怠工行為的抑制因素。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 研究變量的測(cè)量

本文作者在其他研究中，將項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員怠工行為界定為項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員采取的、影響到項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)績(jī)效的故意行為[1]。采用Spector和Fox等[9]生產(chǎn)偏差的全部3個(gè)測(cè)量題項(xiàng)，分別命名為CPD01-CPD03;退縮行為的全部4個(gè)測(cè)量題項(xiàng)，分別命名為CWD01-CWD04;以及Bruursema[15]中玩鬧行為的4個(gè)測(cè)量題項(xiàng)，分別命名為CHP01-CHP04。項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知中，對(duì)不公正認(rèn)知的測(cè)量，利用Colquitt[16]的組織公正的測(cè)量，分配公正包括4個(gè)題項(xiàng)，程序公正6個(gè)題項(xiàng)，將不公正認(rèn)知的反向問(wèn)題全部改為正向問(wèn)題，分別命名為CUJ01-CUJ10。對(duì)于角色壓力認(rèn)知的測(cè)量，采取Kreitner和Kinicki[17]修仃Rizzo等[18]所編制的量表并加以修訂，其中角色沖突包括5個(gè)題項(xiàng)，角色模糊5個(gè)題項(xiàng)，為反向問(wèn)題，全部將其改為正向問(wèn)題，10個(gè)題項(xiàng)分別命名為CRS01-CRS10。

項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作態(tài)度的測(cè)量因素中，對(duì)于團(tuán)隊(duì)工作滿意度因素，采用Weiss等[19]對(duì)“工作滿意度”的評(píng)價(jià)因素，另外將Niehoff和Moorman[20]對(duì)公平的評(píng)價(jià)，也并入團(tuán)隊(duì)工作滿意度因素，形成團(tuán)隊(duì)工作滿意度因素的題項(xiàng)TGM01-TGM05。對(duì)于團(tuán)隊(duì)承諾因素，借鑒屈仁均[21]的觀點(diǎn)，但以第④條修改為正向問(wèn)題;其他題項(xiàng)只在語(yǔ)詞上作局部修改，形成團(tuán)隊(duì)承諾因素的題項(xiàng)TCN01-TCN05。項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員團(tuán)隊(duì)文化認(rèn)知包括團(tuán)隊(duì)價(jià)值觀認(rèn)知、團(tuán)隊(duì)精神認(rèn)知二大要素。本研究采用王值仲和羅瑾璉[22]團(tuán)隊(duì)價(jià)值觀和團(tuán)隊(duì)精神的題項(xiàng)，作為項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員團(tuán)隊(duì)價(jià)值觀認(rèn)知和團(tuán)隊(duì)精神認(rèn)知的題項(xiàng)。其中，團(tuán)隊(duì)價(jià)值觀因素包括10個(gè)題項(xiàng)，分別命名為TJG01-TJG10;團(tuán)隊(duì)精神因素包括10個(gè)題項(xiàng)，分別命名為TJS01-TJS10。

3.2 樣本選取與數(shù)據(jù)收集

本研究共調(diào)查了南京、南通、上海等地64家單位的103個(gè)項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)，發(fā)放問(wèn)卷515份，回收樣本493份，回收率95.7%;有效樣本430份，有效回收率達(dá)87.2%。為保證其產(chǎn)生足夠的方差，根據(jù)劉軍[23]和林震巖[24]關(guān)于量表測(cè)量尺度的研究，本研究采用7級(jí)量表進(jìn)行測(cè)量?？紤]回答者的思維習(xí)慣，即“積極趨勢(shì)的判斷打高分、消極趨勢(shì)的判斷打低分”，對(duì)于具有積極意義的變量包括項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員團(tuán)隊(duì)文化認(rèn)知、團(tuán)隊(duì)工作態(tài)度，采用正向7級(jí)量表。但對(duì)于具有消極意義的變量包括項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知、怠工行為，則采用反向7點(diǎn)量表。問(wèn)卷調(diào)查收集到數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn)，各因素及題項(xiàng)的得分的標(biāo)準(zhǔn)差大體在同一范圍內(nèi)，數(shù)據(jù)的總體情況比較好，對(duì)本研究是適合的。

4 研究結(jié)果

4.1 研究量表的驗(yàn)證

(1)探索性因子分析

本研究使用社會(huì)科學(xué)統(tǒng)計(jì)軟件SPSS 16.0，采用主成分分析法進(jìn)行因子萃取，并以Varimax法進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)，各研究變量的因子分析結(jié)果顯示，項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員怠工行為變量中因子一仍包括原 “生產(chǎn)偏差”因子和原“退縮行為”因子的全部項(xiàng)目，共7個(gè)題項(xiàng)，根據(jù)其內(nèi)涵重新命名為“消極怠工”;因子二仍為原“玩鬧行為”因子中的全部4個(gè)題項(xiàng)。工作情境認(rèn)知變量中因子一仍包括10個(gè)題項(xiàng);因子二中CRS01項(xiàng)目中在二個(gè)因子上的負(fù)荷均超過(guò)了0.5，根據(jù)Ford等提出的判斷是否保留一個(gè)項(xiàng)目的標(biāo)準(zhǔn)[25]，CRS01予以刪除，刪除后因子二為原“角色壓力認(rèn)知”因子中的9個(gè)項(xiàng)目。工作態(tài)度變量中TGM04和TCN03等2個(gè)題項(xiàng)在二個(gè)因子上的負(fù)荷都超過(guò)了0.5，予以刪除后因子一包括4個(gè)項(xiàng)目，均為原“團(tuán)隊(duì)工作滿意度”因子中的4個(gè)項(xiàng)目;因子二包括4個(gè)項(xiàng)目，均為原“團(tuán)隊(duì)承諾”因子中的項(xiàng)目。團(tuán)隊(duì)文化認(rèn)知變量中TJG07、TJG08、TJG10和TJS01在二個(gè)因子上的負(fù)荷都超過(guò)了0.5，予以刪除后因子一包括7個(gè)項(xiàng)目，全部為原“團(tuán)隊(duì)價(jià)值觀”因子的項(xiàng)目;因子二包括TJS02-TJS10等9個(gè)項(xiàng)目，全部為原“團(tuán)隊(duì)精神”因子中的項(xiàng)目。

(2)信度檢驗(yàn)

本研究采用社會(huì)科學(xué)統(tǒng)計(jì)軟件SPSS 16.0計(jì)算Cronbach’α系數(shù)，檢驗(yàn)量表的內(nèi)在一致性。分析顯示，各研究變量總量表的Cronbach’α值大于0.8，各分量表的Cronbach’α值均大于0.8，根據(jù)張紅兵等提出的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)[26]，說(shuō)明各變量量表內(nèi)在一致性程度很好。

4.2 項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作態(tài)度在工作情境認(rèn)知與怠工行為之間的中介作用檢驗(yàn)

根據(jù)Baron和Kenny[27]、溫忠麟和侯杰泰等[28]和劉軍[23]關(guān)于中介作用的檢驗(yàn)方法，本研究檢驗(yàn)項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作態(tài)度在工作情境認(rèn)知與怠工行為之間的中介作用包括如下步驟:

(1)項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知、工作態(tài)度、怠工行為之間的相關(guān)性檢驗(yàn)

本研究采用前面正式量表的題項(xiàng)，使用SPSS 16.0軟件，分析項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知與工作態(tài)度、工作態(tài)度與怠工行為之間的相關(guān)性。由于這三個(gè)變量均為等距變量，適于計(jì)算Pearson相關(guān)系數(shù)，各因子之間的相關(guān)性分析結(jié)果顯示，項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知變量中各因子與工作態(tài)度中各因子、工作態(tài)度變量中各因子與怠工行為中各因子，均呈現(xiàn)出顯著的相關(guān)性，且相關(guān)系數(shù)為正。

(2)項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知對(duì)工作態(tài)度、工作態(tài)度對(duì)怠工行為的影響程度檢驗(yàn)

本研究使用AMOS 7.0軟件，構(gòu)建項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知對(duì)工作態(tài)度、工作態(tài)度對(duì)怠工行為影響作用的結(jié)構(gòu)方程模型，結(jié)構(gòu)模型的擬合度檢驗(yàn)指標(biāo)中，χ²/df小于5，GFI、NFI、IFI、TLI、CFI均大于0.8、RMSEA均小于0.10，說(shuō)明模型擬合程度較好，結(jié)構(gòu)模型的測(cè)量效果如表1。

從表1中可知，除工作滿意度TGM對(duì)消極怠工CSW沒(méi)有達(dá)到顯著，項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知各因子對(duì)工作態(tài)度各因子、工作態(tài)度各因子對(duì)怠工行為各因子的回歸系數(shù)、P值分別在0.001或0.01的顯著水平下達(dá)到了顯著，且回歸系數(shù)為正。由于前面已驗(yàn)證了項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知各因子與工作態(tài)度各因子、工作態(tài)度各因子與怠工行為各因子都有顯著的相關(guān)性，且相關(guān)系數(shù)為正，但由于工作情境認(rèn)知量表、怠工行為為反向7級(jí)量表，所以相關(guān)系數(shù)和回歸系數(shù)為正值，實(shí)質(zhì)上反映兩個(gè)變量之間的真實(shí)影響關(guān)系是負(fù)向關(guān)系。因此，項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知對(duì)工作態(tài)度具有負(fù)向影響作用;除團(tuán)隊(duì)工作滿意度對(duì)消極怠工外，項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作態(tài)度對(duì)怠工行為具有負(fù)向影響作用。

(3)項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作態(tài)度在工作情境認(rèn)知與怠工行為之間的中介作用檢驗(yàn)

由于項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作態(tài)度中的團(tuán)隊(duì)工作滿意度對(duì)怠工行為中的消極怠工沒(méi)有顯著的影響，因此，本研究使用

AMOS 7.0軟件，不考慮團(tuán)隊(duì)工作滿意度對(duì)消極怠工的影響，構(gòu)建項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作態(tài)度在工作情境認(rèn)知與怠工行為之間的中介作用的路徑模型，路徑模型的擬合度檢驗(yàn)指標(biāo)中 χ²/df小于5，GFI、AGFI、NFI、IFI、TLI、CFI均大于0.8、 RMSEA小于0.10，說(shuō)明模型擬合程度較好。運(yùn)用路徑模型，分析項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作態(tài)度在工作情境認(rèn)知與怠工行為之間中介作用的模型效果如表2所示。

從表2中可知，假設(shè)H1關(guān)于項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作態(tài)度各因子在工作情境認(rèn)知各因子與怠工行為各因子之間具有中介作用的假設(shè)中，只有三條路徑通過(guò)了中介作用的檢驗(yàn)，分別如下:

(1)CRS-TGM-CHP:文獻(xiàn)[1]中已驗(yàn)證了項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知對(duì)怠工行為的影響作用，其中，CRS顯著地影響CHP;再通過(guò)表2中的分析表明，CRS顯著地影響TGM，TGM顯著地影響CHP。但在CRS、TGM、CHP三個(gè)變量的模型中，從回歸系數(shù)、P值來(lái)看，CRS對(duì)CHP的影響不再顯著;同時(shí)CRS與CHP之間存在著間接效應(yīng)，標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)為0.081。因此，團(tuán)隊(duì)工作滿意度TGM在角色壓力認(rèn)知CRS與玩鬧行為CHP之間起著中介作用。

(2)CRS-TCN-CSW:文獻(xiàn)[1]中已驗(yàn)證了項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知對(duì)怠工行為的影響作用，其中，CRS顯著地影響CSW;再通過(guò)表2中的分析表明，CRS顯著地影響TCN，TCN顯著地影響CSW。但在CRS、TCN、CSW三個(gè)變量的模型中，從回歸系數(shù)、P值來(lái)看，CRS對(duì)CSW的影響不再顯著;同時(shí)CRS與CSW之間存在著間接效應(yīng)，標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)為0.155。因此，團(tuán)隊(duì)承諾TCN在角色壓力認(rèn)知CRS與消極怠工CSW之間起著中介作用。

(3)CUJ-TCN-CSW:文獻(xiàn)[1]中已驗(yàn)證了項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知對(duì)怠工行為的影響作用，其中，CUJ顯著地影響CSW;再通過(guò)表2中的分析表明，CUJ顯著地影響TCN，TCN顯著地影響CSW。但在CUJ、TCN、CSW三個(gè)變量的模型中，從回歸系數(shù)、P值來(lái)看，CUJ仍對(duì)CSW有顯著的影響，但標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)只有0.233，而在CUJ與CSW二個(gè)變量的模型中，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.438，即三個(gè)變量的模型與二個(gè)變量的模型相比，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)下降了0.205，即CUJ對(duì)CSW影響顯著下降，而且標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)為0.193，說(shuō)明CUJ與CSW之間存在間接效應(yīng)。因此，團(tuán)隊(duì)承諾TCN在不公正認(rèn)知CUJ與消極怠工CSW之間起著中介作用。

4.3 項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員團(tuán)隊(duì)文化認(rèn)知在工作情境認(rèn)知與工作態(tài)度之間調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

根據(jù)溫忠麟和侯杰泰等[28]提出的調(diào)節(jié)作用的檢驗(yàn)方法，在研究團(tuán)隊(duì)文化認(rèn)知對(duì)項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知與工作態(tài)度之間的調(diào)節(jié)作用時(shí)，采用層次回歸分析法，進(jìn)行調(diào)節(jié)作用的檢驗(yàn)包括:(1)檢驗(yàn)特征變量與因變量的相關(guān)性，將與因變量相關(guān)的特征變量，作為控制變量，首先進(jìn)入回歸方程;(2)將自變量進(jìn)入回歸方程，通過(guò)決定系數(shù)的變化程度△R²、回歸系數(shù)Beta的顯著性，判斷自變量對(duì)因變量的解釋程度;(3)將調(diào)節(jié)變量進(jìn)入回歸方程，通過(guò)決定系數(shù)的變化程度△R²、回歸系數(shù)Beta的顯著性，判斷調(diào)節(jié)變量對(duì)因變量的解釋程度;(4)將“自變量×調(diào)節(jié)變量”進(jìn)入回歸方程，通過(guò)決定系數(shù)的變化程度△R²、回歸系數(shù)Beta的顯著性，判斷調(diào)節(jié)作用的顯著性。

本研究中項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)的特征變量與因變量(項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作態(tài)度)的相關(guān)性分析結(jié)果顯示，項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)類型(TMT)、項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)的行業(yè)類型(IDT)、所有制性質(zhì)(OWT)、項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員的性別(SEX)、年齡(AGE)都與項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作態(tài)度呈顯著的相關(guān)性。在層次回歸分析時(shí)首先需將這些特征變量作為控制變量，進(jìn)入回歸方程進(jìn)行檢驗(yàn)，然后分別將項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知各因素、團(tuán)隊(duì)文化認(rèn)知各因素、“工作情境認(rèn)知各因素×團(tuán)隊(duì)文化認(rèn)知各因素”代入回歸方程，并分別以工作態(tài)度各因素作為因變量，進(jìn)行調(diào)節(jié)作用的檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，假設(shè)H2關(guān)于項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)文化認(rèn)知各因素在工作情境認(rèn)知各因素與工作態(tài)度各因素之間具有調(diào)節(jié)作用的假設(shè)中，通過(guò)假設(shè)檢驗(yàn)的包括:(1)項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員團(tuán)隊(duì)價(jià)值觀認(rèn)知在不公正認(rèn)知與團(tuán)隊(duì)工作滿意度之間的調(diào)節(jié)作用;(2)項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員團(tuán)隊(duì)精神認(rèn)知在不公正認(rèn)知與團(tuán)隊(duì)工作滿意度之間具有調(diào)節(jié)作用;(3)項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員團(tuán)隊(duì)精神認(rèn)知在不公正認(rèn)知與團(tuán)隊(duì)承諾之間具有調(diào)節(jié)作用;(4)項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員團(tuán)隊(duì)精神認(rèn)知在角色壓力認(rèn)知與團(tuán)隊(duì)工作滿意度之間具有調(diào)節(jié)作用。

由于項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作態(tài)度在工作情境認(rèn)知與怠工行為之間中介作用的檢驗(yàn)結(jié)果，只有3條路徑上存在中介作用。因此，對(duì)于通過(guò)檢驗(yàn)的團(tuán)隊(duì)文化認(rèn)知在工作情境認(rèn)知與工作態(tài)度之間調(diào)節(jié)作用的4個(gè)假設(shè)中，團(tuán)隊(duì)價(jià)值觀認(rèn)知在不公正認(rèn)知與團(tuán)隊(duì)工作滿意度之間、團(tuán)隊(duì)精神認(rèn)知在不公正認(rèn)知與團(tuán)隊(duì)工作滿意度之間的調(diào)節(jié)作用的路徑，不能成為對(duì)怠工行為起到有效調(diào)節(jié)作用的路徑。綜合上述假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果，形成了本研究變量之間的綜合關(guān)系如圖2。

圖2符號(hào)(+)表示因素之間的正向影響作用，包括:項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員不公正認(rèn)知對(duì)消極怠工、玩鬧行為的正向影響作用;項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員角色壓力認(rèn)知對(duì)消極怠工、玩鬧行為的正向影響作用。符號(hào)(-)表示因素之間的二種關(guān)系:(1)中介作用關(guān)系:項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員不公正認(rèn)知對(duì)團(tuán)隊(duì)承諾具有負(fù)向影響作用，團(tuán)隊(duì)承諾對(duì)消極怠工具有負(fù)向影響作用，從而團(tuán)隊(duì)承諾在不公正認(rèn)知與消極怠工之間具有中介作用;項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員角色壓力認(rèn)知對(duì)團(tuán)隊(duì)工作滿意度具有負(fù)向影響作用，團(tuán)隊(duì)工作滿意度對(duì)玩鬧行為具有負(fù)向影響作用，從而團(tuán)隊(duì)工作滿意度在角色壓力認(rèn)知與玩鬧行為之間具有中介作用。(2)調(diào)節(jié)作用關(guān)系:項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員團(tuán)隊(duì)精神認(rèn)知對(duì)于不公正認(rèn)知與團(tuán)隊(duì)承諾之間的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用;項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員團(tuán)隊(duì)精神認(rèn)知對(duì)于角色壓力認(rèn)知與團(tuán)隊(duì)工作滿意度之間的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

5 結(jié)論與啟示

根據(jù)上述假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果中各研究變量之間的關(guān)系，可以對(duì)前面提出的理論框架進(jìn)行檢驗(yàn)，從而得出結(jié)論如下:(1)由于項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員團(tuán)隊(duì)承諾在不公正認(rèn)知與消極怠工之間、團(tuán)隊(duì)工作滿意度在角色壓力認(rèn)知與玩鬧行為之間具有中介作用，因此，項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員團(tuán)隊(duì)承諾、團(tuán)隊(duì)工作滿意度是消極怠工、玩鬧行為的傳導(dǎo)因素。(2)由于團(tuán)隊(duì)精神認(rèn)知在不公正認(rèn)知與團(tuán)隊(duì)承諾之間、角色壓力認(rèn)知與團(tuán)隊(duì)工作滿意度之間均具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，因此，團(tuán)隊(duì)精神認(rèn)知?jiǎng)t是消極怠工、玩鬧行為的抑制因素。

怠工行為研究的根本目的就是找出其產(chǎn)生的原因，降低對(duì)組織的危害。上述研究結(jié)論，對(duì)于項(xiàng)目管理實(shí)踐產(chǎn)生如下啟示。(1)培養(yǎng)項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員的團(tuán)隊(duì)精神認(rèn)知，調(diào)節(jié)不公正認(rèn)知、角色壓力認(rèn)知引發(fā)的怠工行為。由于項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員團(tuán)隊(duì)精神認(rèn)知對(duì)不公正認(rèn)知、角色壓力認(rèn)知的調(diào)節(jié)作用，因此，通過(guò)培養(yǎng)項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員的團(tuán)隊(duì)精神認(rèn)知，可以調(diào)節(jié)不公正認(rèn)知、角色壓力認(rèn)知引發(fā)的怠工行為。(2)提高項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員的職業(yè)健康水平，切斷情感承諾在不公正認(rèn)知、角色壓力認(rèn)知與消極怠工、玩鬧行為之間的中介作用。Sauter等[29]提出了健康組織的特征。員工的低健康狀況將與負(fù)面情緒相關(guān)，該情感狀態(tài)會(huì)導(dǎo)致怠工行為的發(fā)生。因此，可以這么說(shuō)，低的職業(yè)健康水平往往會(huì)導(dǎo)致低的情感承諾。要提高項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員的情感承諾，切斷團(tuán)隊(duì)承諾在不公正認(rèn)知、角色壓力認(rèn)知在與消極怠工、玩鬧行為之間的中介作用，必須要提高項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員的職業(yè)健康水平，如降低角色壓力，提倡公平，加強(qiáng)合作，減少?zèng)_突。

參 考 文 獻(xiàn):

[1]王值仲，羅瑾璉.項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員工作情境認(rèn)知與怠工行為的關(guān)系[J].經(jīng)濟(jì)管理，2009，(12):144-154.

[2]Wunder R S， Dougherty T W， Welsh M A. A casual model of role stress and employee turnover[A].

In Chung K H， ed. Academy of Management Proceedings[C]. New York: Academic Press， 1982. 297-301.

[3]Behrman D N， Perreault Jr W D. A role stress model of the performance and satisfaction of industrial salespersons[J]. Journal of Marketing ， 1984， 48(4): 9-21.

[4]Brown S， Peterson R. Antecedents and consequences of salesperson job satisfaction: meta-analysis and assessment of causal effects[J]. Journal of Marketing Research， 1993， 2: 63-67.

[5]Stamper C L， Johlke M C. The impact of perceived organizational support on the relationship between boundary spanner role stress and work outcomes[J]. Journal of Management， 2003， 29(4): 569-588.

[6]Ko J W， Price J L， Mueller C W. Assessment of meyer and allenps three-component model of organizational commitment in south korea[J]. Journal of Applied Psychology， 1997， 82(6): 961-973.

[7]Yousef D A. Job satisfaction as a mediator of the relationship between role stressors and organizational commitment: a study from an arabic cultural perspective[J]. Journal of Managerial Psychology， 2002， 17(4): 250-266.

[8]Johns G. Contemporary research of absence form work: correlates，causes and consequences[J]. International Review of Industrial and Organizational Psychology， 1997， 12: 115-174.

[9]Spector P E， Fox S， Penney L M， et al.. The dimensionality of counterproductivity: are all counterproductive behaviors created equal[J]. Journal of Vocational Behavior， 2006， 68: 446-460.

[10]Dalal R S. A meta-analysis of the relationship between organizational citizenship behavior and counterproductive work behavior[J]. Journal of Applied Psychology， 2005， 90: 1241-1255.

[11]Mount M， Ilies R， Johnson E. Relationship of personality traits and counterproductive work behaviors: the mediating effects of job satisfaction[J]. Personnel Psychology， 2006， 59(3): 591-621.

[12]Marcus B， Schuler H. Antecedents of counterproductive behavior at work: a general perspective[J]. Journal of Applied Psychology， 2004， 89: 647-660.

[13]Keashly L， Harvey S. Emotional abuse in the workplace[A]. In Fox S， Spector P E， eds. Counterproductive Work Behavior: Investigations of Actors and Targets[C].Washington， DC: American Psychological Association， 2005. 201-235.

[14]郭曉薇，嚴(yán)文華.國(guó)外反生產(chǎn)行為研究述評(píng)[J].心理科學(xué)，2008，31(4):936-939.

[15]Bruursema K. How individual values and trait boredom interface with job characteristics and Job boredom in their effects on counterproductive work behavior[D]. University of South Florida， 2007.

[16]Colquitt J A. On the dimensionality of organizational justice: a construct validation of a measure[J]. Journal of Applied Psychology， 2001， 86: 386-400.

[17]Kreitner R， Kinicki A. Organizational behavior[M]. Richard D. Irwin， Inc， 1997.

[18]Rizzo J R， House R J， Lirtzman S I. Role conflict and ambiguity in complex organizations[J]. Administrative Science Quarterly， 1970， 15: 150-163.

[19]Weiss D J， Dawis R V， England G W， et al.. Manual for the minnesota satisfaction questionnaire[M]. Minneapolis， MN: University of Minnesota， Industrial Relations Center， 1967.

[20]Niehoff B P， Moorman R H. Justice as a mediator of tbe relationship between methods of monitoring and organizational citizenship behavior[J]. Academy of Management Joumal， 1993， 36: 527-556.

[21]屈仁均.團(tuán)隊(duì)情緒氣氛理論及實(shí)證[M].北京:經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2007.

[22]王值仲，羅瑾璉.基于 “文化-績(jī)效”研究的項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)文化要素分析[J].軟科學(xué)，2008，(5):55-60.

[23]劉軍.管理研究方法:原理與應(yīng)用[M].北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社，2008.120-121.

[24]林震巖.多變量分析:SPSS的操作與應(yīng)用[M].北京:北京大學(xué)出版社，2007.190-191.

[25]Ford J K， MacCallum R C， Tait M. The application of exploratory factor analysis in applied psychology: a critical review and analysis[J]. Personnel Psychology， 1986， 39: 291-314.

[26]張紅兵，賈來(lái)喜，李潞.SPSS寶典[M].北京:電子工業(yè)出版社，2007.434-435.

[27]Baron R M， Kenny D A. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: conceptual， strategic， and statistical considerations[J]. Journal of Personality and Social Psychology， 1986， 51(6): 1173-1182.

[28]溫忠麟，侯杰泰，張雷.調(diào)節(jié)效應(yīng)與中介效應(yīng)的比較和應(yīng)用[J].心理學(xué)報(bào)，2005，37(2):268-274.

[29]Sauter S L， Lim S Y， Murphy L R. Organizational health: a new paradigm for occupational stress research at NIOSH[J]. Japanese Journal of Occupational Mental Health， 1996， 4: 248-254.