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    辱虐管理對(duì)員工反生產(chǎn)工作行為的影響:情緒耗竭的中介作用

    2015-11-27 03:05:36朱曉妹郝龍飛丁通達(dá)
    華東經(jīng)濟(jì)管理 2015年6期
    關(guān)鍵詞:因變量指向回歸方程

    朱曉妹,連 曦,郝龍飛,丁通達(dá),2

    (1.華東交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,江西 南昌330013;2.北京中世能信息咨詢有限公司,北京100022)

    一、引言

    近年來,破壞性領(lǐng)導(dǎo)行為開始受到研究者的廣泛關(guān)注。作為破壞性管理行為的典型代表之一,辱虐管理是現(xiàn)實(shí)組織管理中一種較為常見且普遍的現(xiàn)象。根據(jù)一項(xiàng)來自美國(guó)的調(diào)查結(jié)果顯示,在工作過程中遭受過侵犯的員工不少于2 億,遭受過威脅的員工接近6億,而遭遇過性騷擾的員工達(dá)到了16億之多[1]。我國(guó)具有集體主義、高權(quán)距、高不確定性回避的國(guó)家文化,受傳統(tǒng)文化的影響,辱虐管理行為在領(lǐng)導(dǎo)者的日常行為表現(xiàn)上也十分明顯。傳統(tǒng)的家長(zhǎng)式管理方式,“打是疼,罵是愛”的教育理念根深蒂固,上級(jí)與下屬之間存在著“上尊下卑”的等級(jí)關(guān)系,這些很自然地成了產(chǎn)生辱虐管理的根基所在。然而,辱罵、輕視、侮辱以及貶低等破壞性管理行為,會(huì)給員工的內(nèi)心造成傷害,并容易引發(fā)家庭矛盾和糾紛,降低員工的工作滿意度、組織承諾、留職傾向以及工作績(jī)效,提高員工的缺勤率和離職率,甚至引發(fā)員工出現(xiàn)針對(duì)組織和個(gè)人的報(bào)復(fù)性行為[2]。Penney&Spector(2005)的研究結(jié)果也指出,當(dāng)員工遭受到敷衍不禮貌的行為對(duì)待,或者是受到侵犯,使員工的自尊受到傷害,會(huì)引發(fā)員工表現(xiàn)出指向組織和指向人際的反生產(chǎn)工作行為[3]。反生產(chǎn)工作行為具有自發(fā)性和敵對(duì)性,會(huì)給組織帶來諸如生產(chǎn)力下降、財(cái)務(wù)浪費(fèi)或受損、保險(xiǎn)費(fèi)用、法律費(fèi)用、聲譽(yù)受損以及由于員工道德水平降低而引起的損失等。由此可見,探索辱虐管理與員工反生產(chǎn)工作行為之間的關(guān)系以及情緒耗竭的中間影響作用,對(duì)于組織提高領(lǐng)導(dǎo)素質(zhì)和管理水平,改善員工關(guān)系,促進(jìn)員工心理健康有著非常重要的理論意義和實(shí)踐價(jià)值。

    根據(jù)公平理論的觀點(diǎn),一旦員工遭受到組織或領(lǐng)導(dǎo)不公平或不對(duì)等的對(duì)待之后,其出現(xiàn)消極工作態(tài)度、反生產(chǎn)工作行為和工作行為懈怠等情形的傾向就會(huì)明顯提升,他們希望以此來使內(nèi)心的平衡得到恢復(fù)[4]。那么,辱虐管理是通過什么機(jī)制來影響員工的反生產(chǎn)工作行為呢?不少研究結(jié)果顯示,上級(jí)的辱虐管理通常會(huì)與下屬的郁悶、倦怠、焦慮、工作緊張和低自尊等顯著相關(guān)[5]。這些負(fù)面的情緒體驗(yàn)會(huì)逐漸導(dǎo)致員工心理難以承受,員工情緒出現(xiàn)耗竭和崩潰,極易引發(fā)反生產(chǎn)工作行為的出現(xiàn),如消極怠工、破壞設(shè)備與工具、偷竊等。辱虐管理不僅會(huì)使工作中“溢出”由此所引發(fā)的負(fù)面效應(yīng),還會(huì)使得員工把工作中受的“氣”傳遞到家人身上,甚至?xí)せ杉彝ケ┝?。因此,研究辱虐管理與員工反生產(chǎn)工作行為之間的內(nèi)在情緒反應(yīng)機(jī)制,有助于進(jìn)一步深化辱虐管理的理論研究,也有助于組織管理者不斷改進(jìn)領(lǐng)導(dǎo)方式,關(guān)注員工心理健康,提高組織和員工福祉。

    二、文獻(xiàn)綜述和假設(shè)的提出

    (一)辱虐管理

    Tepper 在2000年率先提出了辱虐管理的概念,并將概念界定為,“下級(jí)感知到的上級(jí)領(lǐng)導(dǎo)表現(xiàn)的具有持久連續(xù)性、不包括身體接觸性質(zhì)侵犯在內(nèi)、言語(yǔ)或非言語(yǔ)的敵意行為”[6]。其行為具體表現(xiàn)為辱罵或羞辱下屬、責(zé)怪下屬員工以擺脫他/她自己的尷尬、常提起下屬過去犯過的錯(cuò)誤和遭遇的失敗、對(duì)下屬漠不關(guān)心、怒視、輕視和貶低下屬、批評(píng)下屬的想法或意見很愚蠢、在眾人面前侮辱下屬等。國(guó)內(nèi)外研究表明,辱虐管理會(huì)對(duì)員工的態(tài)度、行為、心理以及績(jī)效等帶來非常消極的影響[7],進(jìn)而削弱組織效能。辱虐管理通常與員工工作滿意感、組織承諾和組織公民行為[8]、建言行為[9-10]等積極的態(tài)度和行為負(fù)相關(guān);并與員工的消極行為(如抵抗行為、攻擊行為及偏差行為等)相聯(lián)系。

    (二)辱虐管理與員工反生產(chǎn)工作行為

    員工對(duì)于組織和領(lǐng)導(dǎo)者如何對(duì)待他們的問題十分關(guān)注。當(dāng)?shù)玫搅斯?、公正的待遇時(shí),他們會(huì)認(rèn)為自己是有價(jià)值的,且受到了應(yīng)有的尊重,其工作的保障程度也是比較高的[11]。公平啟發(fā)式理論指出,如果員工對(duì)公平與否產(chǎn)生了自己的判斷,就會(huì)通過這種判斷來決定行動(dòng)的方式。例如,當(dāng)員工感覺到管理者是公平的,他們就會(huì)表現(xiàn)出良好的反應(yīng),并且對(duì)物質(zhì)回報(bào)沒有特殊要求。此外,根據(jù)社會(huì)交換理論中的公平互惠原則,當(dāng)員工得到管理者或同事給予的尊重時(shí),他們會(huì)以更高水平的組織公民行為和組織承諾來回報(bào)對(duì)方[12];相反,當(dāng)員工得不到管理者的尊重時(shí),他們則會(huì)表現(xiàn)出強(qiáng)烈的消極反應(yīng),降低工作績(jī)效[2]。實(shí)施辱虐管理行為的人會(huì)利用其權(quán)力對(duì)員工進(jìn)行壓迫,并使員工受到粗暴的對(duì)待[13],如恐嚇、威脅或嘲笑員工,在公開場(chǎng)合批評(píng)、嘲笑或羞辱員工等[14],員工會(huì)認(rèn)為自己受到了不公平的對(duì)待,為了恢復(fù)這種公平感,便會(huì)實(shí)施報(bào)復(fù)行為[2]。研究也證實(shí)了這點(diǎn),感知到領(lǐng)導(dǎo)者辱虐管理行為的員工更可能會(huì)對(duì)其決策加以抵制[6],減少有益的工作行為[15],并產(chǎn)生指向主管及組織的反生產(chǎn)工作行為[14]。

    大量研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),員工會(huì)通過從事對(duì)組織和其他員工有害的行為來應(yīng)對(duì)辱虐管理。反生產(chǎn)工作行為就是員工遭受到上級(jí)辱虐管理后所采取的報(bào)復(fù)行動(dòng)之一[14]。反生產(chǎn)工作行為一般包括指向組織的和指向人際的反生產(chǎn)工作行為。Thau等(2009)的研究表明,辱虐管理會(huì)正向影響指向組織的反生產(chǎn)工作行為[7],但是,對(duì)指向人際的反生產(chǎn)工作行為的影響并不顯著。國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究結(jié)果也顯示辱虐管理同員工反生產(chǎn)工作行為之間所呈現(xiàn)的正相關(guān)關(guān)系[16-17]。基于上述分析,本研究提出假設(shè)1。

    假設(shè)H1:辱虐管理會(huì)對(duì)員工的反生產(chǎn)工作行為有顯著的正向影響。

    假設(shè)H1a:辱虐管理會(huì)正向影響指向組織的員工反生產(chǎn)工作行為,且影響顯著;

    假設(shè)H1b:辱虐管理會(huì)正向影響指向人際的員工反生產(chǎn)工作行為,且影響顯著。

    (三)情緒耗竭的中介作用

    作為心理過勞或心理性緊張的一種典型癥狀表現(xiàn),情緒耗竭是員工面臨高工作要求時(shí)的一種應(yīng)激性反應(yīng)。上級(jí)對(duì)下屬的羞辱、辱罵和貶低等行為會(huì)給員工的心理帶來消極影響,巨大的心理壓力很容易讓員工對(duì)工作產(chǎn)生負(fù)面的抵觸情緒,這種不良情緒長(zhǎng)期積累會(huì)讓員工感到情緒低沉、筋疲力盡以及自我否定。Einarsen 等(2007)研究發(fā)現(xiàn),與辱虐管理聯(lián)系最為密切的下屬心理反應(yīng)通常都呈現(xiàn)消極、負(fù)面的特性,其中最為典型的心理感受是:惱怒、挫折感和自尊下降[18]。Tepper(2000)研究表明,辱虐管理會(huì)顯著正向影響情緒耗竭[6]。Harvey等(2007)分析指出,辱虐管理與員工的情緒耗竭正相關(guān)[19]。我國(guó)學(xué)者劉軍、吳隆增和林雨(2009)在一項(xiàng)針對(duì)電子制造企業(yè)的調(diào)查研究中得出,主管的辱虐行為表現(xiàn)會(huì)正向影響下屬的情緒耗竭,且影響顯著[20]。

    實(shí)證分析證實(shí),在組織中員工所經(jīng)歷的情緒體驗(yàn)會(huì)給他們的心理和生理健康、對(duì)待組織和工作的態(tài)度以及工作相關(guān)的行為和結(jié)果等造成顯著影響[21]。當(dāng)員工出現(xiàn)情緒耗竭時(shí),往往會(huì)感到身心疲憊,缺乏目標(biāo)和斗志,對(duì)組織中的人和事漠不關(guān)心等。這些消極的、負(fù)向的情緒無(wú)法得到很好的宣泄時(shí),員工很難集中精力全身心地投入到工作當(dāng)中去,容易導(dǎo)致員工的工作態(tài)度敷衍、工作績(jī)效降低、組織承諾和留職傾向下降。而且,這種因?yàn)楣ぷ鲏毫Χ躺龅呢?fù)面不良情緒可能會(huì)導(dǎo)致一些攻擊行為,比如故意不服從上級(jí)要求、不配合同事工作、破壞組織聲譽(yù)、浪費(fèi)或違規(guī)使用組織財(cái)產(chǎn)、損害組織利益等。Spector和Fox(2005)也指出,工作壓力容易導(dǎo)致員工產(chǎn)生負(fù)面情緒反應(yīng),并表現(xiàn)出攻擊行為[22]。其他學(xué)者也提出情緒對(duì)反生產(chǎn)工作行為有直接影響[23]。結(jié)合上述分析內(nèi)容,本研究提出假設(shè)2。

    假設(shè)H2:情緒耗竭對(duì)辱虐管理與員工反生產(chǎn)工作行為之間的關(guān)系有顯著的中介效應(yīng)。

    假設(shè)H2a:情緒耗竭對(duì)辱虐管理與員工指向人際的反生產(chǎn)工作行為之間的關(guān)系有顯著的中介效應(yīng);

    假設(shè)H2b:情緒耗竭對(duì)辱虐管理與員工指向組織的反生產(chǎn)工作行為之間的關(guān)系有顯著的中介效應(yīng)。

    三、研究樣本和研究方法

    (一)研究樣本

    本研究于2012年7-8月在南昌、杭州、溫州和紹興4 個(gè)城市5 家企業(yè)開展了問卷調(diào)查??偣舶l(fā)放問卷300 份,實(shí)際回收259 份,剔除空白過多等無(wú)效問卷后,總共得到有效問卷229 份,有效回收率為76.3%。在被試中,男性占41.9%,女性占58.1%;20 歲以下的占2.2%,20~29 歲的占82.1%,30~39 歲的占11.8%;大學(xué)??萍耙韵抡?2.4%,大學(xué)本科占32.3%,碩士及以上占5.3%;國(guó)有企業(yè)員工占38.9%,民營(yíng)企業(yè)員工占61.1%。

    (二)變量測(cè)量

    (1)辱虐管理。本研究采用的是運(yùn)用最廣泛的Tepper(2000)編制的量表[6]。量表共有15 個(gè)題項(xiàng)構(gòu)成,例如,我的主管會(huì)侵犯我的隱私;我的主管會(huì)因?yàn)槠渌虑槎w怒于我;我的主管會(huì)在別人面前說我壞話;我的主管會(huì)提起我過去犯過的錯(cuò)誤和遭遇的失敗;我的主管對(duì)我粗魯無(wú)禮等。該量表屬于李克特5 點(diǎn)量表,其中1 表示從不;2 表示很少;3 表示一般;4 表示較多;5 表示經(jīng)常。該量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.931,具有較好的信度。

    (2)反生產(chǎn)工作行為。測(cè)量反生產(chǎn)工作行為選取的是Aquino、Lewis 和Bradfield(1999)編制的量表[24]。該量表共由14個(gè)題項(xiàng)構(gòu)成。其中指向組織的反生產(chǎn)工作行為(CWB-O)有8個(gè)題目,例如,為了逃避工作而做不必要的休息;沒有經(jīng)過允許的情況下早退;有意不理會(huì)上級(jí)的指示等。指向人際的反生產(chǎn)工作行為(CWB-P)有6 個(gè)題目,例如,拒絕和同事說話;對(duì)同事有侮辱性的言論或動(dòng)作;在他人面前嘲弄同事等。該量表屬于李克特5 點(diǎn)量表,其中1 表示從不,2 表示很少,3 表示一般,4表示較多,5 表示經(jīng)常。反生產(chǎn)工作行為量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.939,具有較高的信度。

    (3)情緒耗竭。本研究采用的是Maslach &Jackson(1981)編制的量表[25]。該量表由9個(gè)題項(xiàng)構(gòu)成,例如,我對(duì)我的工作實(shí)在承受不住了;我的工作讓我有挫折感;我的工作讓我感到精力耗竭等。該量表屬于李克特5 點(diǎn)量表,其中1 表示從不,2 表示很少,3 表示一般,4 表示較多,5 表示經(jīng)常。情緒耗竭量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.887,信度較高。

    (4)控制變量。實(shí)證分析結(jié)果顯示,性別、年齡、工作單位、受教育程度、工作時(shí)間等對(duì)員工的反生產(chǎn)工作行為有著顯著的影響[26]。因此,本研究選擇性別、年齡、工作單位性質(zhì)和受教育程度4 項(xiàng)作為控制變量。

    (三)共同方法偏差檢驗(yàn)

    本研究采用Harman 單因素檢驗(yàn)法、主成分分析法對(duì)所有觀察變量進(jìn)行探索性因子分析,未旋轉(zhuǎn)的因子分析結(jié)果顯示共析出了8個(gè)因子,8個(gè)因子的方差變異解釋量共為66.4%,其中第一個(gè)因子的方差變異解釋量為18.5%,其他7個(gè)因子的方差變異解釋量均位于2.8%~16.9%的區(qū)間。根據(jù)共同方法偏差檢驗(yàn)的要求,如果探索性因子分析結(jié)果中只有一個(gè)因子或者某個(gè)因子能夠解釋大部分的方差變異,就說明存在著共同方法偏差,且程度極高。由此可見,本研究分析結(jié)果雖無(wú)法完全排除共同方法偏差,但是問題并不嚴(yán)重。

    四、分析結(jié)果

    (一)相關(guān)分析

    研究變量的相關(guān)分析結(jié)果如表1 所示。從表1的數(shù)據(jù)分析結(jié)果來看,員工評(píng)價(jià)的辱虐管理和反生產(chǎn)工作行為水平并不太高。但是,在Tepper(2000)針對(duì)美國(guó)樣本的研究中,辱虐管理的均值為1.54,標(biāo)準(zhǔn)差SD為0.74[6],另一項(xiàng)研究的均值也在1.5 左右[15]。因此,本研究中的數(shù)據(jù)是可靠的,可以接受的。并且,辱虐管理、反生產(chǎn)工作行為和情緒耗竭之間的相關(guān)系數(shù)在0.214~0.370 之間,為下一步回歸分析提供了良好基礎(chǔ)。

    表1 研究變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)

    (二)辱虐管理對(duì)反生產(chǎn)工作行為影響的回歸分析

    回歸分析結(jié)果如表2 所示,以性別、年齡、教育程度和工作單位性質(zhì)為控制變量,以辱虐管理為自變量,反生產(chǎn)工作行為為因變量進(jìn)行回歸分析,回歸系數(shù)為0.381(p<0.001),表明辱虐管理對(duì)反生產(chǎn)工作行為有顯著的正向影響,研究假設(shè)H1得到了驗(yàn)證;若以指向組織的反生產(chǎn)工作行為為因變量,回歸系數(shù)為0.350(p<0.001),表明辱虐管理對(duì)指向組織的反生產(chǎn)工作行為有顯著的正向影響,驗(yàn)證了研究假設(shè)H1a;若以指向人際的反生產(chǎn)工作行為為因變量,方程的回歸系數(shù)為0.371(p<0.001),表明辱虐管理對(duì)指向人際的反生產(chǎn)工作行為有顯著的正向影響,上述結(jié)論驗(yàn)證了研究所提出的假設(shè)H1b。

    表2 辱虐管理對(duì)反生產(chǎn)工作行為影響的回歸分析

    (三)情緒耗竭的中介作用檢驗(yàn)

    根據(jù)Baron 和Kenny(1986)提供的方法[27],中介效應(yīng)要滿足以下三個(gè)條件:①自變量對(duì)中介變量必須存在顯著影響;②自變量對(duì)因變量必須存在顯著影響;③當(dāng)自變量和中介變量同時(shí)代入回歸方程解釋因變量時(shí),中介變量的效應(yīng)顯著而自變量的效應(yīng)消失(完全中介作用)或者減弱(部分中介作用)。

    情緒耗竭在辱虐管理與反生產(chǎn)工作行為之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)如表3所示。方程1中,自變量為辱虐管理,因變量為情緒耗竭,回歸方程的顯著性水平很高,其中β=0.284,p<0.001,說明辱虐管理會(huì)顯著正向影響情緒耗竭,符合中介效應(yīng)判斷條件(1);方程2 中,自變量為辱虐管理,因變量為反生產(chǎn)工作行為(CWB),回歸方程的顯著性水平也很高,其中β=0.381,p<0.001,判別中介作用的前提條件(2)得以滿足;方程3 中,自變量辱虐管理和中介變量情緒耗竭同時(shí)進(jìn)入回歸方程,以反生產(chǎn)工作行為(CWB)作為因變量進(jìn)行回歸,相對(duì)于方程2,回歸方程3的顯著性水平仍然很高,但辱虐管理的β絕對(duì)值由原來的0.381降至0.319,符合判斷中介效應(yīng)的條件(3),情緒耗竭起部分中介作用,假設(shè)H2得到了驗(yàn)證。同理,方程4 中,以辱虐管理為自變量,以指向組織的反生產(chǎn)工作行為作為因變量的回歸方程達(dá)到了高顯著性水平,其中β=0.350,p<0.001,滿足對(duì)中介作用進(jìn)行判別的條件(2);方程5同時(shí)以辱虐管理和情緒耗竭作為自變量進(jìn)入回歸方程,以指向組織的反生產(chǎn)工作行為作為因變量,回歸方程也達(dá)到了較高的顯著性水平,相對(duì)于自變量只有辱虐管理的方程4,方程5 中β絕對(duì)值由原來的0.350 降至0.286,符合判斷中介效應(yīng)的條件(3),情緒耗竭在辱虐管理和指向組織的反生產(chǎn)工作行為之間起部分中介作用,驗(yàn)證了假設(shè)H2a。同理,方程6 中,自變量為辱虐管理,因變量為指向人際的反生產(chǎn)工作行為,回歸方程的顯著型水平較高,其中β=0.371,p<0.001,滿足了判斷中介作用的條件(2)。方程7中,辱虐管理和情緒耗竭同時(shí)進(jìn)入回歸方程,指向人際的反生產(chǎn)工作行為作為因變量,回歸方程也達(dá)到了顯著的水平,相對(duì)于自變量只有辱虐管理的方程6,方程7 中β絕對(duì)值由原來的0.371降至0.319,根據(jù)判斷中介作用的條件(3),情緒耗竭在辱虐管理和指向人際的反生產(chǎn)工作行為之間起部分中介作用,驗(yàn)證了假設(shè)H2b。

    表3 情緒耗竭在辱虐管理與反生產(chǎn)工作行為之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

    五、討論與建議

    綜上,在中國(guó)文化背景下,辱虐管理不僅存在于組織當(dāng)中,而且會(huì)導(dǎo)致員工的反生產(chǎn)工作行為,這與西方的研究結(jié)果相一致[7,28]。社會(huì)交換理論的觀點(diǎn)是,當(dāng)個(gè)體受到傷害且被感知時(shí)更可能會(huì)有消極負(fù)面的行為表現(xiàn)。由于領(lǐng)導(dǎo)有影響員工晉升、工作崗位安排和薪酬收入分配等重要決策的權(quán)力,所以,遭受到上級(jí)辱虐對(duì)待的、處于弱勢(shì)地位的員工通常并不愿意和上級(jí)發(fā)生正面的沖突。因?yàn)閱T工直接反抗上級(jí)的辱虐對(duì)待很可能會(huì)導(dǎo)致雙方矛盾進(jìn)一步激發(fā),并招致上級(jí)進(jìn)一步的辱虐對(duì)待或打擊報(bào)復(fù),更有甚者,會(huì)丟掉工作。因此,受到了辱虐對(duì)待的員工一般不會(huì)直接對(duì)抗實(shí)施辱虐管理行為的領(lǐng)導(dǎo),而是以組織和同事等作為對(duì)象實(shí)施反生產(chǎn)工作行為的替代性報(bào)復(fù)[6],以此來使這種受損的公平感得到平復(fù)。員工遲到、早退、裝病、浪費(fèi)組織財(cái)產(chǎn)等這些指向組織的反生產(chǎn)工作行為會(huì)直接降低組織的出勤率和生產(chǎn)效率;而辱罵、歧視、嘲笑同事,拒絕幫助同事以及與同事合作,會(huì)形成不良的工作氛圍和環(huán)境,降低員工工作滿意度以及工作效率。此外,研究結(jié)果還表明,辱虐管理會(huì)通過情緒耗竭這一中介變量對(duì)反生產(chǎn)工作行為、指向組織的反生產(chǎn)工作行為、指向人際的反生產(chǎn)工作行為發(fā)揮影響作用。當(dāng)受到上級(jí)的侮辱、辱罵、嘲笑、蔑視、遷怒時(shí),員工自尊心受損,心理壓力增大,精神緊張,容易導(dǎo)致情緒耗竭[6],而負(fù)面情緒可以預(yù)測(cè)反生產(chǎn)工作行為[23]。因此,辱虐管理一方面會(huì)直接導(dǎo)致員工的反生產(chǎn)工作行為,另一方面會(huì)通過情緒耗竭對(duì)員工反生產(chǎn)工作行為發(fā)生作用。

    鑒于辱虐管理會(huì)使員工的心靈受傷、情志抑郁、精神緊張,引發(fā)員工產(chǎn)生情緒耗竭,從而導(dǎo)致員工出現(xiàn)反生產(chǎn)工作行為,所以,組織應(yīng)采取有效措施來消除辱虐管理的消極影響,以避免給組織帶來生產(chǎn)效率、管理效率損失以及財(cái)產(chǎn)損失。首先,組織要重視辱虐管理可能給組織帶來的危害,通過完善組織規(guī)章制度、重視管理人員的選拔和培訓(xùn)、關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)者身心健康等途徑來減少辱虐管理行為的發(fā)生。其次,管理者應(yīng)該提升個(gè)人素質(zhì),加強(qiáng)個(gè)人修養(yǎng),約束和控制個(gè)人消極情緒和不良行為,提高溝通技巧和水平,極力避免對(duì)員工實(shí)施辱虐管理,努力為員工營(yíng)造一個(gè)善意和諧的工作環(huán)境。第三,組織應(yīng)積極建立員工申訴制度、提供申訴渠道,從制度上約束管理者辱虐行為的發(fā)生,并為受到辱虐對(duì)待的員工提供心理援助和輔導(dǎo),以減少辱虐管理帶來的負(fù)面效應(yīng)。第四,組織應(yīng)監(jiān)控員工遲到、早退、消極怠工等指向組織的反生產(chǎn)工作行為,特別是群發(fā)的指向組織的反生產(chǎn)工作行為,以避免給組織帶來嚴(yán)重的損失。第五,管理者應(yīng)努力創(chuàng)造良好的工作氛圍,加強(qiáng)對(duì)員工的心理輔導(dǎo)和疏導(dǎo),鼓勵(lì)員工開展合作與交流,有效降低指向人際的反生產(chǎn)工作行為。

    六、研究不足

    囿于研究條件的限制,本研究還存在一些不足之處。首先,研究以國(guó)外比較成熟的量表作為量表來源,雖然其信效度都較好,但可能會(huì)存在跨文化差異問題。未來可以開發(fā)適合中國(guó)文化情境下的辱虐管理和反生產(chǎn)工作行為量表。其次,由于條件所限,本研究中只選取了南昌、杭州、溫州和紹興四個(gè)城市的5 家企業(yè)作為樣本來源,涉及的行業(yè)以及范圍都略顯局限。今后的研究中可以擴(kuò)大樣本的范圍。最后,本研究中的數(shù)據(jù)來源于員工自我評(píng)價(jià)的結(jié)果,相同的數(shù)據(jù)來源容易導(dǎo)致共同方法偏差。因此,在今后的研究中,可以采用主管員工配對(duì)數(shù)據(jù)以減少共同偏差帶來的誤差。

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