呂威建，呂永衛(wèi)

（太原理工大學 經(jīng)濟管理學院，山西 晉中030600）

礦工不安全行為被認為是引起煤礦安全事故的主要原因[1]，礦工的不安全行為主要是指在生產(chǎn)過程中未嚴格遵守或者違反安全規(guī)定的行為[2]，梳理文獻發(fā)現(xiàn)礦工的安全遵守及參與行為會受到角色壓力的負向影響[3]。礦工工作時往往會收到班組領(lǐng)導過度的工作要求、職業(yè)的安全規(guī)定以及不良群體規(guī)范下的工友期許等不同的角色信息；而當個體擁有的資源無法同時應對多重角色要求時便會導致角色壓力的出現(xiàn)[4]。Zhang Yue[5]研究認為角色壓力能正向預測員工的反生產(chǎn)行為，Gracia F J[6]研究發(fā)現(xiàn)角色壓力會導致員工工作中危險行為的產(chǎn)生，引發(fā)安全事故。目前涉及個體資源損耗視角下3 種角色壓力源對礦工不安全行為影響的研究還比較匱乏?；诖?，構(gòu)建角色壓力、情緒衰竭和不安全行為的理論模型探究角色壓力對礦工不安全行為的影響機制。

1 理論與研究假設(shè)

1.1 角色壓力與不安全行為

角色壓力是指個體認為自己不能有效完成角色期望時產(chǎn)生的一種壓力[7]，角色沖突、角色模糊及角色超載是3 種主要的角色壓力源，角色沖突是指個體感知到外界對自身的角色期望不一致或相互矛盾；角色模糊反映了個體對自身的角色定位缺乏清晰的認知，不清楚自身角色的行為規(guī)范；角色超載則表示個體感到角色要求超出了個人能力或無法勝任多重角色任務(wù)。角色壓力的存在多會給員工帶來消極的影響，引發(fā)員工的非倫理行為[8]。張嬌[9]在對煤礦企業(yè)進行調(diào)研時發(fā)現(xiàn)礦工普遍存在角色壓力的現(xiàn)象，并且角色壓力與礦工的工作壓力以及煤礦險兆事件顯著正相關(guān)。李乃文[10]研究認為礦工工作中的壓力是產(chǎn)生不安全行為的主要致因，礦工感知到壓力更容易激發(fā)負面情緒，增加對工作本身的排斥，極易做出違反煤礦企業(yè)安全規(guī)定的操作行為。根據(jù)歸因理論，處于角色壓力狀態(tài)下的礦工更傾向于將壓力的產(chǎn)生歸因于自身以外的外部角色集，如組織、主管領(lǐng)導以及井下工友等角色發(fā)出者，而這種歸因偏差會造成礦工對組織環(huán)境、主管領(lǐng)導以及工友的不滿與抱怨，并通過工作中的不遵守、不配合或故意違反安全規(guī)定等不安全行為來宣泄自我的壓力，基于以上分析，提出如下假設(shè)：H1：角色壓力對礦工不安全行為具有顯著正向影響；H1a：角色沖突顯著正向影響礦工不安全行為；H1b：角色模糊顯著正向影響礦工不安全行為；H1c：角色超載顯著正向影響礦工不安全行為。

1.2 角色壓力與情緒衰竭

情緒衰竭是指個體情緒和生理資源被持續(xù)消耗未得到補充而產(chǎn)生的消極情緒狀態(tài)。角色壓力被認為是情緒衰竭產(chǎn)生的重要來源，根據(jù)壓力-情緒理論，礦工為應對角色壓力會消耗個體大量的資源，個體資源的持續(xù)損耗而沒有得到有效彌補便會導致負面情緒的產(chǎn)生。韋惠民[8]研究認為角色超載會對員工情緒衰竭產(chǎn)生積極的影響，角色沖突以及角色模糊也被證實會正向促進員工的情緒衰竭狀態(tài)，基于以上分析提出如下假設(shè)：H2：角色壓力顯著正向影響礦工情緒衰竭；H2a：角色沖突顯著正向影響礦工情緒衰竭；H2b：角色模糊顯著正向影響礦工情緒衰竭；H2c：角色超載顯著正向影響礦工情緒衰竭。

1.3 情緒衰竭與不安全行為

根據(jù)資源保存理論，礦工出現(xiàn)情緒衰竭等心里資源枯竭的狀態(tài)時為防止個體資源的進一步流失往往會選擇逃避、降低努力程度等策略來維持自己的情緒資源，朱曉妹[11]認為情緒衰竭的員工更容易做出違背領(lǐng)導要求以及損害組織利益的行為，續(xù)婷妮[12]認為高危行業(yè)礦工的情緒衰竭狀態(tài)會對其不安全行為產(chǎn)生正向影響，基于此提出如下假設(shè)：H3：情緒衰竭顯著正向影響礦工不安全行為。

1.4 情緒衰竭的中介作用

煤礦企業(yè)員工角色壓力的增加會導致其情緒資源的持續(xù)損耗，產(chǎn)生情緒衰竭的狀態(tài)，情緒衰竭的礦工為維護自身有限的個體資源，避免其進一步流失往往會采取消極的工作行為，從而增加了不安全行為的產(chǎn)生，基于以上分析提出如下假設(shè)：H4：情緒衰竭在礦工角色壓力與不安全行為之間具有中介作用。

1.5 理論模型構(gòu)建

基于上述分析，構(gòu)建了角色壓力、情緒衰竭與礦工不安全行為的影響關(guān)系理論模型如圖1。

圖1 影響關(guān)系理論模型Fig.1 Theoretical model of influence relation

2 研究方法

2.1 問卷設(shè)計與變量測量

角色沖突及角色模糊的測量參考Sampson[13]的量表共9 個題項，具體包括“我收到2 個或更多的人提出的不兼容的安全要求”“我不清楚我在工作中的安全責任是什么”，角色超載的測量參考Gracia[4]的量表，具體包括“我因工作太多而減少了休息時間”等4 個題項。情緒衰竭的測量參考李超平[14]等修改的量表，具體包括“工作讓我身心疲憊”等共5 個題項。不安全行為的測量參考張倩[15]的量表，包括“使用無安全設(shè)施的設(shè)備或工具”等5 個題項。各量表均采用Likert7 點量表，1-7 表示非常不同意到非常同意。

2.2 研究樣本與數(shù)據(jù)收集

對山西省平安煤炭、山西焦煤、潞安礦業(yè)、東山煤電4 家煤礦企業(yè)的礦工進行問卷調(diào)查，共發(fā)放問卷328 份，有效回收289 份，有效回收率達88.1%。受訪者年齡結(jié)構(gòu)如下：低于30 歲的占28.7%，30 歲至40 歲的占46.7%，40 歲以上的占24.6%；工齡結(jié)構(gòu)如下：5 年以下的占39.1%，5～10 年的占33.6%，10 年以上的占27.3%；學歷結(jié)構(gòu)如下：高中及以下占44.3%，?？普?2.5%，本科及以上占23.2%。

3 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

3.1 信度與效度檢驗

運用SPSS 軟件對收集的量表進行信度檢驗，其中角色沖突、角色模糊以及角色超載的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.832，0.832，0.856，情緒衰竭的Cronbach’s α 系數(shù)為0.826，不安全行為Cronbach’s α 系數(shù)為0.867。各量表的信度均在0.8 以上，說明量表信度較好。

利用AMOS 驗證性因子分析對各量表進行效度檢驗，分析結(jié)果見表1，由表1 結(jié)果可知各量表的卡方比自由度χ2/df、適配度指數(shù)GFI、調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)AGFI、正規(guī)擬合指數(shù)NFI、比較擬合指數(shù)CFI、近似誤差均方根RMSEA 等擬合指標均達到取值標準，說明量表的結(jié)構(gòu)效度較好；各變量的均值M、均方差SD、平均方差提取值A(chǔ)VE 以及各變量之間的相關(guān)系數(shù)與顯著性等描述性統(tǒng)計分析見表2 ，根據(jù)表2 結(jié)果，除情緒衰竭量表的AVE 值小于0.5 以外其余各變量的AVE 值均在0.5 以上，情緒衰竭變量的AVE 值也處于可接受范圍，并且各變量之間顯著相關(guān)，相關(guān)系數(shù)均小于各自AVE 的均方根，說明量表具有較好的區(qū)分效度。

表1 驗證性因子分析Table 1 Confirmatory factor analysis

表2 描述性統(tǒng)計分析Table 2 Descriptive statistics analysis

3.2 模型擬合檢驗

利用AMOS21.0 對角色壓力與不安全行為關(guān)系的理論結(jié)構(gòu)模型進行檢驗，模型1 為角色壓力與不安全行為的直接關(guān)系模型，模型2 為角色壓力與不安全行為的中介模型。

模型1 的各擬合指標如下：卡方比自由度χ2/df為1.307、適配度指數(shù)GFI 為0.938、調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)AGFI 為0.917、正規(guī)擬合指數(shù)NFI 為0.930、比較擬合指數(shù)CFI 為0.982、近似誤差均方根RMSEA為0.033。

模型2 的各擬合指標如下：χ2/df 為1.333、GFI為0.915、AGFI 為0.893、NFI 為0.906、CFI 為0.974、RMSEA 為0.034，根據(jù)結(jié)果可知模型中的各指標均達到或接近擬合標準。

3.3 假設(shè)檢驗結(jié)果

模型1 中角色沖突、角色模糊以及角色超載對不安全行為的影響路徑系數(shù)分別為0.230（P＜0.001），0.279（P＜0.001），0.498（P＜0.001），根據(jù)結(jié)果可知3種角色壓力源均會顯著促進礦工不安全行為的產(chǎn)生，說明假設(shè)H1，H1a、H1b 以及H1c 均成立。模型2角色壓力與礦工不安全行為影響關(guān)系如圖2，圖中C1～C5、M1～M4、Z1～Z4、Q1～Q5、A1～A5分別為礦工角色沖突、角色模糊、角色超載、情緒衰竭以及不安全行為的觀測變量，e1～e23分別為上述各觀測變量的殘差，e24、e25為情緒衰竭與不安全行為2 個潛變量的殘差；各路徑回歸系數(shù)見表3，其中C、M、Z、Q、A 等分別表示角色沖突、角色模糊、角色超載、情緒衰竭以及不安全行為等變量。

各路徑系數(shù)為：

1）C→Q 路徑。標準化路徑系數(shù)為0.323，標準誤差SE 為0.059，臨界比CR 為4.579，顯著性水平P＜0.001。

2）M→Q 路徑。標準化路徑系數(shù)為0.305，標準誤差SE 為0.057，臨界比CR 為4.473，顯著性水平P＜0.001。

3）Z→Q 路徑。標準化路徑系數(shù)為0.187，標準誤差SE 為0.054，臨界比CR 為2.886，顯著性水平P＜0.01。

4）C→A 路徑。標準化路徑系數(shù)為0.129，標準誤差SE 為0.075，臨界比CR 為2.141，顯著性水平P＜0.05。

5）M→A 路徑。標準化路徑系數(shù)為0.184，標準誤差SE 為0.072，臨界比CR 為3.141，顯著性水平P＜0.01。

圖2 角色壓力與礦工不安全行為影響關(guān)系模型Fig.2 Model for relationships between role stressors and miners’unsafe behavior

6）Z→A 路徑。標準化路徑系數(shù)為0.439，標準誤差SE 為0.077，臨界比CR 為3.141，顯著性水平P＜0.001。

7）Q→A 路徑。標準化路徑系數(shù)為0.314，標準誤差SE 為0.105，臨界比CR 為4.428，顯著性水平P＜0.001。

根據(jù)模型2 結(jié)果可知，3 種角色壓力源均顯著正向影響礦工情緒衰竭，且情緒衰竭顯著促進不安全行為的產(chǎn)生，說明假設(shè)H2 與H3 均成立。采用Mackinnon 提出的Bootstrap 置信區(qū)間法對情緒衰竭的中介效應進行檢驗，中介效應檢驗見表3。

表3 中介效應檢驗Table 3 Mediating effect test

根據(jù)結(jié)果可知，角色沖突，角色模糊及角色超載對不安全行為總效果與間接效果的置信區(qū)間均不包括0，因此中介效果存在。又因為角色沖突對不安全行為直接影響的置信區(qū)間中包含0，而角色模糊與角色超載對不安全行為直接影響的置信區(qū)間均不包含0，說明情緒衰竭在角色沖突與不安全行為之間是完全中介作用，而在角色模糊以及角色超載與不安全行為之間存在部分中介作用，說明假設(shè)H4 成立。

4 結(jié) 語

在煤礦企業(yè)中，3 種角色壓力源均顯著正向影響礦工的不安全行為，影響強度大小依次為角色超載、角色模糊、角色沖突。企業(yè)管理中應重視緩解礦工的角色壓力，管理者應加強對礦工的安全培訓，增強其角色認知及角色規(guī)范，化解角色沖突；基層領(lǐng)導者應幫助礦工正確了解自身的角色定位，明確礦工安全工作的職責以降低其角色模糊狀態(tài)的產(chǎn)生；角色超載作為對礦工不安全行為影響強度最大的角色壓力源應引起企業(yè)領(lǐng)導者的重視，企業(yè)安全管理中應注重對礦工個人角色負載的監(jiān)測，此外基層領(lǐng)導者也應減少對一線礦工的過度工作要求，避免其角色超載的產(chǎn)生。情緒衰竭顯著促進礦工不安全行為的產(chǎn)生，并且在角色壓力與不安全行為之間起中介作用；因此企業(yè)管理者應重視礦工心理情緒的變化，領(lǐng)導者可以通過給予礦工一定的鼓勵支持及個人獎勵等途徑彌補其情緒資源的損耗，避免其情緒衰竭狀態(tài)的產(chǎn)生，同時也要注重對礦工的培訓教育，提升其情緒智力從而有效控制個人的負面情緒。