張衛(wèi)華

(中國礦業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，江蘇省徐州市，221116)

由于煤礦現(xiàn)場作業(yè)環(huán)境復(fù)雜、作業(yè)環(huán)境惡劣、工人作業(yè)強度高、工作單調(diào)、作業(yè)程序相對復(fù)雜和工人文化素質(zhì)較低等原因，煤礦工人作業(yè)失誤率相對較高，我國80%以上的煤礦事故直接或間接源于員工的不安全行為。國內(nèi)外大量的調(diào)查統(tǒng)計表明，在構(gòu)成傷亡事故的人與物兩大因素中，人的失誤占主要地位，由于人的不安全行為而導(dǎo)致的事故占事故總數(shù)的70%～90%。威特森將人因失誤歸為超負(fù)荷、決策錯誤和人機學(xué)原因3個方面。筆者對某煤礦集團3年內(nèi)由于人因失誤所導(dǎo)致的143起安全事故按照威特森所提出的原因進行歸類，得出:由于人機學(xué)導(dǎo)致安全事故16起，占11.2%；由于決策錯誤導(dǎo)致安全事故25起，占17.5%；由于超負(fù)荷導(dǎo)致安全事故102起，占71.3%。由此可見，煤礦工人超負(fù)荷因素是引發(fā)人因失誤的主要原因。調(diào)查中還發(fā)現(xiàn)大部分當(dāng)事人在事故發(fā)生前曾經(jīng)遭遇了嚴(yán)重的生活事件如直系親屬病危、夫妻感情破裂等，導(dǎo)致其心理負(fù)荷過大，從而增加了工人的人因失誤率。

目前，針對人因失誤的研究很多，并取得了一些重要研究成果，主要集中人因失誤控制因素識別、人因失誤原因分析與控制及人因失誤控制模式等領(lǐng)域。張力 (2006)等人提出人因失誤理論研究已進入結(jié)合認(rèn)知心理學(xué)并以人的失誤動態(tài)過程為研究重點的階段。目前，基于心理學(xué)來展開人因失誤的研究局限于一般定性式闡述，使得有關(guān)結(jié)論和政策建議主觀性較大。因此，本文將運用定量研究方法對煤礦工人心理壓力導(dǎo)致人因失誤展開研究，以期得出科學(xué)客觀的研究結(jié)論，并揭示心理壓力導(dǎo)致人因失誤的內(nèi)在機理，從而為煤礦企業(yè)有效降低工人人因失誤所引發(fā)的安全事故提供新的思路。

1 理論分析與研究假設(shè)

瑞森 (Reason，1990)將人因失誤定義為個體進行了一系列有計劃的心理操作或身體活動，但沒有達(dá)到預(yù)期結(jié)果。威特森在瑞森 (Reason)的研究基礎(chǔ)上提出超負(fù)荷是人因失誤的主要原因之一，并提出超負(fù)荷是個體在作業(yè)中其生理的和心理的承受能力與作業(yè)負(fù)荷不相適應(yīng)，當(dāng)生理機能和心理機能狀態(tài)下降時就容易導(dǎo)致人因失誤。人因工程理論指出生理機能一般包括身體條件、體力、耐力、感知覺能力、記憶能力、思維能力和行動機能。心理機能一般包括氣質(zhì)、性格、心理傾向性、意識水平、注意力、意志力和工作意欲。

張林、車文博 (2003)認(rèn)為當(dāng)個體遭受的生活事件超出了個體承受力時所導(dǎo)致的心理緊張狀態(tài)。如果個體無法通過自身調(diào)節(jié)建立新的心理平衡，就有可能導(dǎo)致情緒、思維和生理機能紊亂，即出現(xiàn)心理機能狀態(tài)下降和生理機能障礙。心理機能狀態(tài)下降是指個體在過大的心理壓力下煤礦工人出現(xiàn)注意力越分散、意識覺醒水平下降、意志力下降和工作意欲降低現(xiàn)象。在過大的心理壓力下，個體會出現(xiàn)一系列負(fù)性的生理機能反應(yīng)，即出現(xiàn)體力下降和軀體僵化、感知覺能力障礙、記憶能力障礙和思維能力障礙。當(dāng)煤礦工人心理機能狀態(tài)下降時，工作意欲降低，難以有意識地支配、調(diào)節(jié)自己的注意力，煤礦工人的生理機能狀態(tài)也隨之下降。因此，本文提出假設(shè)如下:H1:心理壓力對心理機能有顯著的負(fù)向影響；H2:心理壓力對生理機能有顯著的負(fù)向影響；H3:心理機能對生理機能有顯著的正向影響。

根據(jù)瑟利提出的SOR人因失誤理論，人因失誤包括感知覺過程失誤、識別判斷過程失誤和行為操作過程失誤。在煤礦工人心理壓力較大時，心理機能和生理機能狀態(tài)下降，由于感知能力障礙，導(dǎo)致無法及時準(zhǔn)確獲取作業(yè)信息，即出現(xiàn)感知覺過程失誤；記憶和思維能力障礙，導(dǎo)致無法應(yīng)用所接受的信息及已有知識做出正確合理的判斷，即出現(xiàn)識別判斷過程失誤；由于行動能力障礙導(dǎo)致其作業(yè)過程中無法做出合理的操作行為，即出現(xiàn)行為操作過程失誤。因此，本文提出假設(shè)如下:H4:心理機能對人因失誤有顯著的負(fù)向影響；H5:生理機能對人因失誤有顯著的負(fù)向影響；H6:心理壓力對人因失誤有顯著的正向影響。

基于理論分析和假設(shè)，本文提出心理壓力視角下人因失誤理論模型如圖1所示。

圖1 心理壓力視角下人因失誤理論模型

2 心理壓力與人因失誤結(jié)構(gòu)方程

本文應(yīng)用結(jié)構(gòu)方程模型方法對心理壓力視角下的人因失誤理論模型進行實證分析。一個完整的結(jié)構(gòu)方程模型包括測量模型和結(jié)構(gòu)模型，本文首先通過調(diào)查問卷法確定各潛在變量的觀察變量，然后基于研究假設(shè)和路徑檢驗確定各潛在變量之間的路徑關(guān)系和路徑系數(shù)，最終獲得心理壓力與人因失誤的結(jié)構(gòu)方程模型。

2.1 觀測變量的確定

(1)調(diào)查問卷設(shè)計。本次調(diào)查應(yīng)用Likert五分制評分標(biāo)準(zhǔn)，針對煤礦工人心理壓力對生理機能、心理機能、人因失誤及各因素之間的相互影響情況展開調(diào)查。在針對心理壓力調(diào)查中，從工人情緒紊亂程度、思維紊亂程度、身體機能紊亂程度及行為紊亂程度4個方面設(shè)計相應(yīng)的問題；在針對心理機能調(diào)查中，從工人注意力、意志力、意識覺醒水平和工作意欲4個方面設(shè)計相應(yīng)的問題；在針對生理機能調(diào)查中，從工人感知能力、記憶能力、思維能力及行動能力4個方面設(shè)計相應(yīng)的問題；對人因失誤調(diào)查中，從感知過程失誤、識別判斷過程失誤、行為操作過程失誤及人因失誤率4個方面進行問題設(shè)計。

為確保調(diào)查問卷具有良好的信度和效度，邀請了11位該領(lǐng)域?qū)＜也?yīng)用德爾菲法對所有準(zhǔn)備測試的問題進行調(diào)查，經(jīng)過三輪反饋，最終達(dá)成一致性意見，認(rèn)為所有問題項表述清晰、科學(xué)合理。然后向中煤集團組長培訓(xùn)班的35名學(xué)員發(fā)放調(diào)查問卷，現(xiàn)場訪談問卷內(nèi)容及語言表達(dá)是否準(zhǔn)確易懂，并根據(jù)訪談和反饋內(nèi)容進行修正，從而確保調(diào)查問卷的問題項盡可能符合研究的效度和信度要求。

(2)調(diào)查問卷收集。本次調(diào)查以中煤集團井工礦一線工人為調(diào)查對象，在工人升井后開班后會時發(fā)放調(diào)查問卷，本次調(diào)查共發(fā)放350份問卷，回收328份問卷，有效問卷為315份，有效回收率達(dá)到90.0%，符合調(diào)查要求。

(3)信度和效度檢驗。本文運用SPSS軟件工具，采用Crobach＇sα系數(shù)法對調(diào)查問卷的信度進行分析和檢驗。一份具有高信度的問卷量表，其信度系數(shù)alpha的值最好在0.80以上，而分量表最好在0.70以上。若分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.60以下或者總量表的信度系數(shù)在0.80以下，應(yīng)考慮重新修訂量表或增刪題項。表1列出了本研究所設(shè)計的各分量表的Crobach＇sα系數(shù)，可見各個值都是大于0.7，因此信度是符合要求的。

表1 調(diào)查問卷的Crobach＇sα系數(shù)

表2 各因子負(fù)載值

本文應(yīng)用KMO檢驗和巴特利球體檢驗法對問卷效度進行分析。Kaiser認(rèn)為KMO＞0.9，表示非常適合；0.8＜KMO＜0.9為適合；0.7以上尚可；0.6時效果很差；若KMO為0.5以下則不適宜作因子分析。經(jīng)過數(shù)據(jù)分析得出KMO的值0.835，大于臨界值0.7，并且因子值的顯著性概率為0.000，小于0.001。由此可見，調(diào)查問卷所獲取的數(shù)據(jù)符合因子分析要求。

應(yīng)用因子分析法確定各個指標(biāo)的因子負(fù)載，結(jié)果見表2。由表2可知，所有指標(biāo)因子的因子負(fù)載值都大于效度標(biāo)準(zhǔn)值0.5，并且所提取的因子對所研究變量的整體解釋都達(dá)到30%以上，因此，各個變量所選取的因子是有效的。

基于上述信度和效度檢驗，可以確定用于結(jié)構(gòu)方程模型分析的觀測變量為X1～X6和Y1～Y16。

2.2 結(jié)構(gòu)方程模型設(shè)計

(1)結(jié)構(gòu)方程模型。在確定各觀測變量及理論模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建觀測變量與潛在變量之間、各潛變量之間的路徑關(guān)系如圖2所示，其中外生潛變量為心理壓力 (ξ1)，其觀測變量為X1～X4；內(nèi)生潛變量心理機能 (η1)，其觀測變量為Y1～Y4；內(nèi)生潛變量生理機能 (η2)，其觀測變量為Y5～Y8；內(nèi)生潛變量人因失誤 (η3)，其觀測變量為Y9～Y12；e1～e26為各變量的測量誤差。

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型

(2)模型適配度檢驗。本研究利用 AMOS17.0進行結(jié)構(gòu)方程模型分析，確定模型中的各個參數(shù)，并對模型進行適配度檢驗。模型適配度檢驗方法包括卡方檢驗和模型適配度指數(shù)檢驗法，由于卡方值檢驗的局限性，本文采用卡方自由度比進行模型檢驗，卡方自由度比越小，表示模型適配度越高；反之，模型擬合度越差。一般而言，卡方自由度比小于2時，表示模型具有理想的適配度。模型適配度指數(shù)檢驗法的適配度指標(biāo)選擇標(biāo)準(zhǔn)為:基于最大似然估計法，使用RMR與TLⅠ、BL89、CFⅠ、GammaHat、Mc、RMSEA指數(shù)中的一個來檢驗?zāi)Ｐ?。因此，本文采用RMR、TLⅠ、CFⅠ和RMSEA指標(biāo)檢驗?zāi)Ｐ瓦m配度。運用AMOS17.0工具對結(jié)構(gòu)方程模型分析檢驗結(jié)果匯總于表3。

表3 模型擬合優(yōu)度分析

由表3中可得假設(shè)模型估計值滿足相應(yīng)的評價標(biāo)準(zhǔn)。因此，樣本的觀測值與結(jié)構(gòu)方程模型具有較好的擬合效果，可以根據(jù)其參數(shù)估計值進行路徑分析與檢驗。

3 路徑分析與模型修正

3.1 路徑分析

通過結(jié)構(gòu)方程模型分析，在顯著性水平α＝5% (t＝1.96)下對假設(shè)進行檢驗，路徑系數(shù)和路徑檢驗結(jié)果匯總于表4。

表4 假設(shè)檢驗

由表4可見，η1與η3、ξ1與η3之間結(jié)構(gòu)參數(shù)的t值小于臨界值1.96，假設(shè)H4和H6沒有通過顯著性檢驗，假設(shè)不成立。ξ1與η1、ξ1與η2、η1與η2、η2與η3之間的結(jié)構(gòu)參數(shù)的t值均大于1.96，假設(shè)H1、H2、H3和H5通過顯著性檢驗，假設(shè)成立。

3.2 模型修正

在上文實證分析中，雖然模型與數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度較好，但η1、η2對η3的影響效應(yīng)不夠明顯，因此需對結(jié)構(gòu)方程模型路徑進行修正。由于假設(shè)H4和H6沒有通過顯著性檢驗，本文嘗試刪除假設(shè)H4和H6路徑，即刪除假設(shè)路徑η1→η3和ξ1→η3，本文提出心理壓力與人因失誤結(jié)構(gòu)方程修正模型如圖3所示。

圖3 心理壓力與人因失誤結(jié)構(gòu)方程修正模型

再次對修正模型的參數(shù)進行估計，其模型適配度指標(biāo)見表5，路徑系數(shù)和路徑檢驗結(jié)果匯總于表6，與初始模型相比，修正模型與數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度更好，適配度指標(biāo)值見表5。

表5 初始理論模型與修正模型的整體適配度指標(biāo)比較

表6 修正模型的假設(shè)檢驗

對比表4和表6路徑系數(shù)可知，修正模型的心理壓力對生理機能、心理機能對生理機能及生理機能對人因失誤之間影響效應(yīng)值比初始模型大，因此，本文將修正后的模型作為最終模型。

4 結(jié)論

通過路徑分析和假設(shè)檢驗可知，心理壓力和心理機能對人因失誤有顯著影響沒有通過顯著性檢驗，而心理機能對生理機能和生理機能對人因失誤有顯著影響通過顯著性檢驗，由此可見只有生理機能對人因失誤產(chǎn)生直接顯著影響，并可以推演出心理壓力、心理機能通過中介變量生理機能對人因失誤產(chǎn)生影響。

根據(jù)修正的心理壓力與人因失誤結(jié)構(gòu)方程模型可知，心理壓力對人因失誤的影響路徑為兩條:心理壓力-心理機能-生理機能-人因失誤和心理壓力-生理機能-人因失誤。前者的影響效應(yīng)值為0.3476，后者的影響效應(yīng)值為0.4882，心理壓力對人因失誤總影響效應(yīng)值為0.8358?？梢姡睦韷毫θ艘蚴д`影響顯著。

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