I自尊對工作退縮行為的影響—以消極情緒為中介變量IIofnegativeemotionbetweenself-esteemandjobwithdrawalbehaviorwillbequestionnaireswerecollectedfromtwolocalfactories’employeeswhoweremainlythreetypes:operation,qualityinspectionandmanagement.TheseemployeesworkedinJandHelectronicpartsprocessingandmanufacturifactoriesseparatelyinDaling,ShundeDistrictdetecting,regressionanalysing,correlationanalysing，thedescrstatisticanalysing,andknowingtherelatedreliabilityandvalidity.Afterapartalmediatingrolebetweenself-esteemandworkwiKeywordsKeywords:self-esteem;negativeemotion;jobwithdrawalbehavior;factory’employeesIII 1 1 2 2 2 2 3 3 3第二章文獻綜述與研究假設 5 5 5 72.1.3工作退縮行為 8 2.2.2自尊與工作退縮行為的關系 2.2.3消極情緒與工作退縮行為的關系 2.2.4消極情緒在自尊與工作退縮行為之間的中介作用 3.2.2消極情緒量表 3.2.3工作退縮行為量表 4.2.1各變量間的關系檢驗 4.2.2消極情緒的中介檢驗 5.1.1.研究結論 5.1.2.研究討論 5.2.1開設心理咨詢活動，增強心理韌性 IV5.2.2構建職業專才計劃，實現自我價值 5.2.3豐富培訓形式，增強員工凝聚力與企業歸屬感 5.3.1.研究對象的限制 5.3.2.研究變量的限制 5.3.3.研究方法限制 1在珠三角地區，加工制造企業遍地開花，涉及的行業琳瑯滿目，每年的新企業猶如雨后春筍般增長，但在一片繁榮好景之下，卻也蘊藏著危機。從用人管理角度來說，員工離職、效率不佳等問題隨時會對中小型企業的生產、運營起著致命的打擊。尤其在農歷新年長假過后，人員流動率更高，部分生產線只剩少數人，簽下的貨只能加班加點趕工完成。此外，員工工作期間偷懶、與同事聊天、投機打卡等現象時常發生，嚴厲的考勤措施在短時間內獲得成效，但長期而言，卻留不住員工的心以及對企業的歸屬感、認同感。因此，基于地區性，開展以員工離職、缺勤等工作退縮行為具有意義。工作退縮行為是組織中的個體為了回避工作或削弱與組織間的聯系，采取的一系列心理、行為上的消極行為反應。工作退縮的現象并不罕見，它早已在人工智能和5G時代之前萌芽扎根。Bennett等（2000）研究發現，有將近三分之一的員工曾有意拖慢工作進程、遲到及未告知上級的情況下缺勤，有將近過半的員工曾有意縮短工作時間[1]。有關工作退縮行為的影響研究表明，工作退縮行為影響員工的行為表現[2]。Sagie（2002）等學者構建了工作退縮行為模型，認為工作退縮行為必定會使企業蒙受經濟損失[3]?？梢?，工作退縮正以其威力潛移默化地影響著員工及企業自身。員工產生工作退縮行為的因素錯綜復雜，包括領導行為、組織氛圍等外部因素，及員工自身情緒等內部因素。不少研究著力于從組織因素、組織與個人的聯系角度考察造成工作退縮行為的原因，但有研究表明，員工個人消極情緒能夠進一步誘發離職意愿等行為[4]，消極情緒能夠引發工作退縮等不良行為[5]，這為消極情緒與工作退縮行為間的關系研究提供了新思路。消極情緒是指各種非積極的態度感受[6]。它是內部的人格特質，對人的主觀能動性產生消極的影響，消極情緒牽引消極工作行為。自尊是在生活環境下，自我對個體價值體現的評價態度[7]。隨著社會、時代的發展進步，人們開始重視自尊自愛的提倡，追尋生存的意義與價值等精神需求。作為衡量個體心理健康的指標之一，自尊不知不覺地影響著工作行為。有研究表明，低自尊的員工在工作中更容易產生消極情緒[8]，降低積極性[9]，而社會尊重程度低的職業員工更能體驗低自尊和消極情緒。本文以珠三角地區（佛山市順德區大良街道及勒流街道）為研究地區，電子配件加工制造企業為主體，研究對象為車間工作者（車間作業工人、車間質量檢測人員及車間管理人員三大車間必備工種）展開研究。從局部走訪得知，受訪主體教育程度水平較低，大多數為非本地區戶籍，受地區文化差異影響，表現的自尊心理水平和工作積極性不高，因此對于本課題具有研究價值。據此推論，員工處于低自尊水平，影響消極情緒，消極情緒進一步誘發工作退縮行為產生。2基于以上討論，本文以自尊作為自變量，工作退縮行為為因變量，并以消極情緒為中介變量，從實證研究角度探析自尊、消極情緒與工作退縮行為的影響關系，及消極情緒在兩者中的中介作用，希望以員工個人心理、人格特質的角度，為解決員工工作效率、離職等問題提出有效建議。本研究主要探究珠三角地區車間員工工作退縮行為的影響因素。通過變量定性分析及數據定量分析，明確消極情緒、自尊與工作退縮行為間的影響關系，并進一步探究消極情緒的中介影響。希望通過研究，為解決中小型企業車間員工相關的工作退縮問題提出相應舉措建議，并更多地引導企業管理者關注員工的自尊、情緒水隨著人力資源管理領域得到國家扶持與重視，以研究員工的工作心理和工作行為為主的工作退縮行為研究得到拓展。目前學者研究范圍集中在領導行為、組織氛圍及員工情緒勞動等與組織相關性高的因素，因此開展員工自身心理因素—自尊對工作退縮行為的影響研究在一定程度上能夠豐富學界研究范圍。第一，通過研究，探究車間員工的自尊水平與消極情緒、工作退縮行為的關系，引起用人單位對員工個人特質在工作中所起作用的重視，關愛員工心理健康。第二，通過該角度為工作效率下降、離職等問題提供參考舉措。第三，通過研究，提升員工對工作退縮行為與自尊、情緒相關性的認知，鼓勵員工自我思考，自我定位。31.文獻研究法以萬方知網等線上文獻平臺、學校圖書館等線下學術資源相關途徑，對自尊、消極情緒和工作退縮行為的相關國內外研究文獻進行查閱、收集、分析以及整理，并提取學者相關理論、實驗研究成果等，在此基礎上開展本研究調查，為理論分析和實地考察提供思路方向和理論基礎支持。2.問卷調查法選擇信效度良好、學界認可度較高的量表作為調查依據，并根據實際情況以線上派發方式對特定員工群體進行問卷分發及回收，在剔除無效樣本后得出完整有效的數據樣本為全文提供實質性的數據基礎，連貫全文脈絡。3.統計分析法4在研究統計分析階段，采用spss.26.0軟件，通過數據的預處理、正向反向題調整、量表信度檢驗、樣本描述統計、皮爾遜相關性分析、Bootstrap檢驗及回歸分析等，檢驗變量間的關系，為分析驗證成立提供數據結果與邏輯思路。5學者James（1952）首次提出自尊公式，他認為自尊主要由兩個因素影響，即自尊=成功/抱負水平，成就與潛能之比為實際自尊水平[10][11]。他解釋，個人成就反映客觀指標，是現實生活的結果，而潛在能力主要反映主觀因素，是理想自我的體現。自尊同時體現著理想與現實自我的交織，是從客觀與主觀、理想與現實的對比體現自尊，他的定義著重于透過個人結果輸出角度衡量自尊。另外，學者Bills和Mclean（1951）的定義與James相似，均強調了理想與現實對自尊的作用。他們認為自尊是真實與理想自我的差距，自尊高低由差距引起的焦慮水平所導致，個體對于自我認知的不現實導致差距增大，引起焦慮，降低自尊[12]。與James相比，Bills和Mclean的定義亦肯定了個人成就結果的輸出，同時詮釋了焦慮因素在實際與理想的差距、自尊這兩者間關系的作用，將焦慮等負面情緒與自尊相聯系。但以上兩者論點的不足之處在于，過度關注理想與現實的差距比較即成就結果的輸出，而忽略個人的內心感受、評價等因素的輸入，研究因素不夠全面。隨之，自尊定義得到拓展并延伸到個人價值層面。Rosenberg（1965）[13]認為，從第三者角度分析，自我亦是特殊的客體，個體存在對客體產生評價的行為，而積極或消極的評價態度就是自尊。他認為自尊最重要的因素是個體自身所衡量的價值感，自尊是個體有意識表現的態度，但同時也需遵循社會判斷規律與大眾認可的行為準則。Rosenberg的定義將自尊表現為自身價值感的評價，除了關注成就結果，還關注個人的評價、感受，并且增加社會接納與認可作為判別條件，使自尊作為評定人的因素更具有社會價值。以下幾位學者的定義與Rosenberg存在相似之處。Coopersmith（1967）[14]提出自尊是個體對自我進行四個方面的判斷態度，即是否有能力、是否重要、是否成功以及是否有價值，強調了個體對自身的價值判別態度。Branden（1969）[15]提出自尊等于自信與自重的相互重合，其中自重亦強調對自身價值的重視，自身感受的體驗。Greenberg、Solomon（1986）等人[16]從文化學角度認為，個體在社會氛圍中體現的價值感就是自尊，與Rosenberg相同的是均強調了社會氛圍的作用，使自尊定義更具有普世價值，適用性更高。由此觀之，相比以上學者，Rosenberg的定義和解釋更具有概括性及精準性更高。除了關注個人成就及個人評價態度、價值，自尊概念亦得到新的發展。Greenwald等(1995)提出內隱自尊一詞[17]，解釋自尊以內隱及外顯兩方面彰顯體現。內隱自尊對自我行為所起的作用更加隱蔽但深刻，它是個體評價自我相關事物時，以反省的方式獲得過去自我相關但無意識的積極或消極記憶效應。當刺激因素作用于個人，潛意識和意識激發起內部深層記憶，潛移默化地影響受眾的意識和行為，個體或許并未感受得到，但其實這正是內隱自尊發揮的作用。諸多文獻認為內隱自6尊是在個體不自知的情況下發生，或許能夠衡量個體不曾意識、但的確存在內心的評價傾向或自我態度效應。但考量其測量方式的專業性、使用工具的限制，內隱自尊研究的普及程度，內隱自尊結果可信度的考察等諸多因素，因此本文僅從外顯自尊角度進行研究。另外，我國學者魏運華（1997）認為，個體對自我積極的認同態度即是自尊[18]，是個體在社會活動中通過進行與他人比較和互動而獲得的。林崇德（1997）[19]認為，自尊體現態度感受，通過評價自我形成。與魏運華相同，張麗華（2009）[20]也認為，自尊是積極評價和相關感受體驗，并強調了社會比較過程，但不同的是張麗華認為價值感是評價和感受的來源。黃希庭（1998）[21]則認為自尊是自信自愛的情緒體驗，同時亦強調社會比較的過程?？梢姡瑖鴥葘W者林崇德、魏運華、張麗華與Rosenberg的觀點相似，偏向于從自我評價、個人價值角度定義自尊，并且關注個體在社會比較中的作用。黃希庭則偏向于將自尊定義為積極的情緒感受，亦關注社會環境對自尊的影響。綜合國內外學者的觀點，本文將采取Rosenberg的自尊定義，即自尊是在社會互動中，個體產生的積極或消極自我評價態度、自我衡量價值感。Rosenberg（1965）[13]自尊量表（SES）中體現出的自尊單維度結構，用于測量整體自尊水平，與自尊多維度相比，整體更加清晰易懂，同時引用頻率較高，因此本文選用自尊單維度結構進行分析。自尊其他維度結構的詳細總結如下表2.1所示。維度研究者James（1983）自尊是個體的成就感[22]知覺到的自我、理想自我[23]Greenwald等人(1995)自我能力、自我喜歡[24]外顯自尊、內隱自尊[17]三維黃希庭（1998）張向葵（2004）物質/情景模型、超然/建構模型、自我力量意識/整合模型[25]潛在自尊、潛在自尊與社會自尊、潛在自尊與社會自尊和元自尊[27]Coopersmith（1967）重要感、能力、品德、權利[28]六維魏運華（1997）外表、體育運動、能力、成就感、紀律、公德、助人八維Watkins、董奇（1994）Mboya（1995）音樂能力、同伴關系、健康[31]在SES量表使用過程中，部分學者認為可采用雙因素結構，但不少文獻表明雙因素結構缺乏較高認證度，仍存在爭議[32][33]，故本文不沿用。7有關消極情緒的定義主要區分為兩類。一是以Watson(1988)為代表，將消極情緒視為穩定的情緒狀態。他認為消極情緒是不愉悅的主觀感受，包括焦慮、沮喪、不安等情緒感受，是一種體驗低自尊和負面行為的個體傾向[34]。Watson一派關注情緒對個體的影響，認為消極情緒是基本的主觀體驗。WilliamJames（1884）認為情緒來源于意識和感受，負面的意識、感受即為消極情緒[35]。兩者均強調消極情緒作為穩定的情緒特質對個體感受、體驗的影響。第二是以Fisher（2000）為代表，將消極情緒作為短暫的狀態情緒，通常依賴外部因素的刺激。Fisher認為，在情感事件理論之下，消極情緒來源于所經歷的消極事件，是一種短暫性的狀態情緒，包括郁悶、沮喪、戰戰兢兢、失望等感知[36]。他認為，消極情緒的誘因是不愉悅事件的發生，消極情緒是負面事件的衍生品，消極情緒會隨著消極事件而消失，并不會對個體產生深遠的影響。與Fisher相似，Gilbert（1997）認為消極情緒來源于需求不滿足或無法滿足導致產生的負面主觀體驗[37]，兩者均強調外部事件對消極情緒的衍生作用及消極情緒的短暫性。另外，其他學者亦對消極情緒作出定義。王一凡（2019）針對組織氛圍，認為消極情緒是指由于外部或內部因素使個體產生不利于工作的情緒維度[38]。他既認為在工作環境中，消極情緒是可受外部調節的狀態情緒，同時又認為消極情緒是人主觀特質的情緒狀態，涵括了Watson和Fisher的觀點，但認為理解較為抽象，針對本文的適用性不高。黃希庭（1991）認為情緒是人對認知內容表現的態度，消極情緒反映消極態度[39]。他將消極情緒與認知相聯系，偏向于從行為認知的角度理解。綜上所述，消極情緒主要以穩定及短暫性兩大類進行區分?？v觀本文研究方向，開展的是自我因素對工作行為的影響。自尊作為價值感體現的自變量，強調社會普世價值下的自我積極或消極評價，屬于內部較為穩定的因素，因采取Watson的定義，將消極情緒作為穩定特質進行研究，符合本文基調。較早對情緒進行劃分的是Watson和Tellegen（1985他們從個體情感體驗角度將情緒劃分為積極情緒和消極情緒，兩者相對獨立[6]。該劃分方式得到了較多支持與論證，Cacioppo（1999）亦認同Watson等人的觀點，認為消極與積極情緒是兩個獨立的維度[40]。因此，本文將消極情緒作獨立變量進行研究。目前國內外已開發不少評定消極情緒的專業量表，如焦慮量表（HAMA）等，但以上量表針對性較強，對于無此類情緒或該類情緒水平較低的群體適用效果不明顯，甚至被試者可能產生排斥心理，因不采用。目前學界較多的是同時測量積極與消極情緒的綜合性量表。王雁飛等（2008）修訂的積極消極情緒測量量表（PANAS）[41]，和Van、Fox等（2000）[42]修訂的工作情感幸福量表使用頻率較高，同時仍存在其他類似量表，但綜合諸多量表分析，其分歧之處在于對消極情緒性質的定義，即消極情緒是穩定情緒特質還是短暫性狀態回顧本文對消極情緒的定義及理解、各量表現有的信度考究，故選擇王雁飛修改的8PANAS維度量表，其對消極情緒作穩定因素處理，符合前文所述。部分量表總結如表2.2消極情緒測量量表研究者積極消極情感量表（PANAS）王雁飛、鄭雪等人（2008）消極與積極情緒描繪詞各9個題項工作情緒量表（JES）Fisher（2000）消極和積極情緒維度各8個題正、負向情感分量表各10個工作相關幸福情感量表（JAWS）題項，用于測量員工過去30天中所體驗到與工作相關的情緒頻率癥狀自評量表（SCL-90）Derrogatis等（1973）敵對、恐懼等9個維度[43]抑郁—焦慮—壓力量表（DASS-21）Gomez等（2014）抑郁、焦慮、壓力共3個維度工作退縮概念由退縮一詞拓展延伸，原為心理學用詞，黃靜（2013）認為退縮行為是由內部原因導致規避群體的問題行為[45]。但隨著對退縮研究的深入，退縮概念逐漸被引用到組織中。較早強調組織退縮概念的是March（1958）[46]，他認為工作退縮行為是員工表現出的消極回應工作及工作環境、氛圍的一系列相關行為。國外有關工作退縮行為研究主要有以下兩個角度：微觀單個式及宏觀總體式。單個式學派的代表人物March（1958）解釋工作退縮行為是員工在自身付出與組織回報不均衡時所表現的一系列消極行為反應[46]。他的研究中主要集中于離職和缺勤，強調后果較嚴重的行為，對于走神等較輕的退縮行為卻不加重視。另外，單個式學派主要認為工作退縮行為是員工組織間資源互換的不平等所導致，但卻忽略了其他如員工健康程度或家庭等其他因素。總體來說，單個式學派的研究范圍缺乏一定的客觀性，論點僅供參考。其次是總體式學派的觀點。總體式學派認為，工作退縮行為的某些表現形式之間存在關聯，是逐漸拓展的行為序列，從程度較輕的發呆逐漸拓展至較嚴重的遲到、缺席甚至辭職，且歸類研究各種行為模式，反對單個式學派單一的研究范圍[47][48]。學者Bluedorn（1982）進一步解釋工作退縮行為的產生，主要原因是員工回避工作及任務，或是減弱與組織間連接的的社會心理聯系；而這些行為是主觀選擇而采取的，具有連貫性[49]。該定義整體從宏觀角度解釋工作退縮行為，將單個式學派所解釋的回報不對等拓展、上升至個體的社會心理連接，涵括的范圍更廣。同時相比單個式學派，總體式學派不僅強調離職、缺勤等較為明顯的退縮行為，還關注發呆等較隱蔽的退縮行為，更具研究意義。另外，總體式學派總結工作退縮行為具有的三個特質，強調工作退縮行為與員工心理因素的聯系，從主觀角度解釋工作退縮行為9發生的原因，分別是：有意性、目的性及整體性。有意性指員工主動自愿選擇，目的性指有明確退縮的目的和要求，整體性指工作退縮行為是連貫一體和多樣化的?？傮w式學派的解釋更加詳盡，同時更貼合變化多元的實際工作場景，更能解釋在真實工作中發生的現象，助于我們加深對工作退縮行為的理解與認知。因此本文采用總體式學派觀點開展研究。除了國外，國內相關學者亦進行了研究。劉朝等（2013）認為工作退縮行為是以擅離職守、缺勤和辭職為例，是員工對工作不滿而采取的一種形式，并認為工作退縮行為對離職具有預示作用[50][51]。胡麗紅（2016）主要從主動被動角度進行研究，認為工作退縮行為是被迫在面臨情景壓力時進行的選擇[52]，兩者者偏向于從微觀單個式學派展開研究，因在此不作贅論。綜合以上論點，結合本文研究內容，本文采用Bluedorn的定義，將工作退縮行為解釋為組織中的個體為了回避工作或削弱與組織間的聯系，有意采取的一系列心理、行為上的消極反應。學界對工作退縮行為的維度研究主要分為二維度和三維度。在二維結構方面，有祖曉謙（2015）[53]修訂的二維結構，楊亞中（2015）在Lehman基礎上修訂的二維量表結構[54]，及參考較多的Hanisch（1990）[55]二維結構模型。三維結構參考較多的是Lehman（1992）[56]的三維結構模型。詳細總結如下表2.3所示。表2.3工作退縮行為測量量表維度研究者Hanisch（1990）工作努力退縮（對工作條件不滿而采取消極回避工作角色或在保證工作角色下削減工作投入的時間）工作行為退縮（對工作條件、角色等不滿而采取的回避工作場景的行為序列，如辭職、產生退休想法等）楊亞中（2015）祖曉謙（2015）Lehman（1992）工作心理退縮（發呆、萌生離職意愿等）對管理層的退縮（對上司的態度，如不尊重上司等）工作心理退縮（工作的時候發呆、做白日夢、不愿意工作行為退縮（遲到、早退等較為直觀的行為表現）敵意退縮（對某人和某組織產生敵意而采取的行動，如與Lehman量表維度在研究工作退縮領域具有較高權威性，楊亞中對原量表維度進行中文翻譯并修訂使用。王浩丁在楊亞中版本基礎上，再次修訂并完善二維度結構條目，限定影響工作退縮的因素，并對部分條目進行拓展解釋使其更易理解，因此本文采用該維度結構。已有理論及實驗研究表明自尊與消極情緒的關系：Brown和Dutton（1995）[57]認為，具有消極情緒傾向的個體更多表現為低自尊水平，若受到自尊威脅時則會表現出更高消極情緒水平。胡心怡等人（2016）[58]的研究認為當自尊受到威脅時，個體會產生對應的消極情緒。石偉，田錄梅（2007）[59]曾進行研究，向不同自尊水平的被試分別分發積極、消極及中性的情感用詞，研究結果表明低自尊水平者對消極用詞的輸出結果多于積極用詞，高自尊水平者則對積極用詞較為敏感而輸出極少消根據自尊認知加工偏向研究認為，個體對自我接收信息加工的處理反饋系統會形成偏好設置，并表現相應的情緒反饋傾向[60]。低自尊者對自我相關信息的認知加工往往容易表現出消極的反饋，即對信息處理形成消極的加工偏好，因此低自尊者在接受信息時受消極加工偏好影響，更容易表現出低落等消極情緒。因此對自尊與消極情緒的關系，作出以下假設：假設1:自尊對消極情緒有顯著的負向影響目前，學界有關于個體行為與退縮行為關系的研究。針對學生群體的研究表明低自尊的青少年群體持有較多悲觀的自我評價，并表現出較多退縮行為（梁燕，2018）[61]，該研究表明自尊與退縮行為存在一定的反向關系，但仍不足以論證其他群體在自尊與工作退縮行為上的表現。根據資源保存理論認為，個體總是具有保護現有資源的傾向，在資源的輸入輸出方式比較下，比起獲取資源（輸入個體對資源損耗（輸出）更為敏感[62]。自尊屬于個體的一部分，應論為自身資源的形式之一。因此推論當個體認為自身資源（自尊）面臨損耗風險時，個體會采取相應措施降低不安感從而保護自己，進行的措施包括工作退縮行為。個體通過退縮行為來保護自尊資源，從而減少損耗的傷害，并通過工作退縮獲得心理安慰；同時退縮方式更為安全隱蔽，對個體具有保護性。在局部訪談中得知大多數一線車間員工普遍對自己的學歷缺乏信心，受社會評價、工作穩定性、收入等因素影響，使其自尊水平相對其他職業更不穩定、更容易受影響，令低自尊的心理成為隱患。再者，在中國社會的工作場景中，大多數員工基于“以和為貴”的思想觀念而不敢與同事、上司直面交鋒，更多是采取回避、退讓的方式先讓雙方都“冷靜下來”再談，或者抱著“即使說了領導也不會去落實”的心理，由此為工作退縮埋下伏筆。因此本文推論，低自尊的個體趨于保護資源免受損害的情況下，傾向于采取工作退縮方式保護自尊。針對自尊與工作退縮的關系，作出以下假設：假設2:自尊對工作退縮行為有顯著的負向影響2-1：自尊對工作心理退縮有顯著的負向影響2-2:自尊對工作行為退縮有顯著的負向影響有關情緒與工作退縮行為關系的相關理論佐證如下：Mumby（2009）認為情緒影響員工的行為、態度及決策等，因此需要關注情緒為工作行為帶來的作用[63]。Barsky和Kaplan（2007）進一步認為員工的消極情緒與工作行為間具有一定聯系[64]，但未作更具體的分析。Bandura（1977）和Floger（2005）的研究均認為消極情緒與個人包括工作場景在內的消極行為有關，并將引發自我懷疑及更多關注自身負面信息[5][65]。而較為明確直接論證消極情緒與工作退縮行為間關系的是Chi&Liang（2013）的研究，研究結果表明消極情緒作為前因變量直接工作退縮行為[66]。根據認知—情感理論[67],個體對外界信息會產生情緒加工和認知加工，加工系統進一步影響個體的行為效應，受消極情緒影響的個體同時會因消極加工影響其產生與外界相關的消極行為反應。在社會情境中，受消極情緒影響的個體在接收其他信息時進行消極情緒與認知的加工處理，進而影響產生諸如工作退縮行為等消極應對反應，因此根據理論及推測，就消極情緒與工作退縮行為的關系作出以下假設：假設3:消極情緒對工作退縮行為有顯著的正向影響3-1：消極情緒對工作心理退縮有顯著正向影響3-2：消極情緒對工作行為退縮有顯著正向影響隨著學界認知的拓展，近年來已有不少以消極情緒作為中介或調節變量所進行的研究。王宇清、龍立榮等（2012）的研究已認識到情緒和情感正是許多情景因素的橋梁，并能夠對員工的行為、態度乃至工作績效發生作用[68]。Mayer，Thau，和王禹、姚能志等（2018）的研究亦驗證了在受到前置因素影響下，消極情緒在所構建模型中起著重要的因果影響作用[69][70][71]，即消極情緒能夠在因果關系中起著橋梁中介作用，受自變量影響進而推導因變量的變化過程。在組織情景中，低自尊員工引發消極情緒處理機制，影響消極情緒，并通過消極情緒誘導工作退縮行為的催化。因此針對消極情緒的中介作用，作出以下假設：假設4:消極情緒在自尊與工作退縮行為的關系間具有中介作用4-1:消極情緒在自尊與工作心理退縮的關系間具有中介作用4-2:消極情緒在自尊與工作行為退縮的關系間具有中介作用圖2.4消極情緒在自尊與工作退縮行為間的中介關系模型本次采取線上問卷形式采集數據，樣本對象為佛山市順德區J電子配件加工制造有限公司（勒流街道）、H電子配件加工制造有限公司（大良街道）的車間員工。調查工種為車間三大必備類別：車間作業工人、車間質檢人員、車間管理人員。調查共回收791份問卷，在根據答題時間、實際情況相符等因素剔除59份無效問卷后，共計有效問卷732份，有效問卷回收率92.54%。以下為有效樣本的描述統計分析結果，如表3.1所示。表3.1樣本描述統計表（N=732）基本信息分類頻率百分比40944.1受教育程度大學專科471管理人員質檢人員63500-4500元（含4500元）44.5自尊存在不同維度，測量自尊方法不盡相同，問卷調查法開展調查便利高效，調查群體廣泛。本研究中使用的量表[13]共計10道均為陳述題，其中正向與反向題2=不符合，1=很不符合，分數與被試的自尊水平成正比。原量表直譯中文使用后，存在對題目8較大爭議。該題在原量表中為反向題，直譯中文后根據語境理解卻為正向題，與原量表編制相違背。田錄梅（2006）[72]建議在使用中將該題刪除，以提高量表中文版的使用信效度，但刪除后的量表在結構上缺乏完整性。根據申自力等人（2008）的研究認為，將題目8作否定處理“我覺得我將來難以獲得更多的尊重”時，量表的內部一致性信度為0.88，比直譯為正向表述的信度0.82高[73]。因此，本文采納申自力對題目8做出的修改，將中文版題目8表述改為“我覺得我將來難以獲得更多的尊重”，并做反向題處理。經檢測量表Cronbach'sa系數為0.729，大于0.7，具有良好信度。解釋題目Cronbach'sa系數水平上我感到我有許多好的品質我能像大多數人一樣把事情做好我對自己持肯定態度總的來說，我對自己是滿意的歸根到底，我傾向于覺得自己是一個失敗者我感到自己值得自豪的地方不多我覺得我將來難以獲得更多的尊重我確實時常感到自己毫無用處我時常認為自己一無是處消極情緒的測量方式包括行為觀察（表情等）等，采取較多為問卷調查法。在有關量表使用中，PANAS量表被廣泛使用[38]，同時學者VanFox、Fisher、張潔等 均使用并驗證了該量表[74][75][76]。王雁飛等（2009）[41]對PANAS量表進行了本土化修訂，在多次修改、試測后，獲得符合條件的積極情感與消極情感體驗描述詞各9個，更加符合中國文化情景使用，故予以采用。該量表采取李克特五點計分法，分數與被試的消極情緒水平成正比。經檢測量表整體Cronbach'sa系數為0.921，具有較好信度。表3.3消極情緒量表信度題目Cronbach'sa系數消極情緒羞愧的難過的害怕的驚恐的戰戰兢兢的惱怒的本文采用的是王浩丁以Lehman工作退縮量表、楊亞中修訂版為基礎修訂的二維度工作退縮量表[54]。王浩丁認為離職是一個復雜的概念，離職的原因不僅指個人與組織間資源交換不滿意，也可能與自身因素如家庭、健康等相關，因此對量表作出以下修改：1.限定離職原因為“因為厭倦該工會故意磨蹭自己的工作”等注重自身心理感覺的題項，與Lehman量表、楊亞中版本中有較強暗示性的消極逃避行為進行區分，提高題目準確性，3.修改英文原量表直譯的“白日夢”為容易理解的中文語境，即“我上班會發呆”。該量表中題1-6表示工作心理退縮維度，題7-11表示工作行為退縮維度。記分方法亦采用李克特五點計分法，得分越高，表示個體產生工作退縮行為的機率越大。經檢測該量表的工作心理維度Cronbach'sa系數為0.889，工作行為退縮維度為0.844，整體Cronbach'sa系數為0.926，具有較好的信度。表3.4工作退縮行為量表信度題目題目我會有缺席的念頭我上班會發呆我會故意磨蹭自己的工作工作中我沒有盡到全力我并不希望花太多精力在自己的工作上因為厭倦該工作我有著離職的想法我和同事討論和工作無關的話題沒有許可的情況下我也會離開工作場所我的午飯和休息時間會超過公司規定我讓他人代為完成自己的工作我曾經私自挪用公司物資另外，為確保研究的準確性，在統計階段采用Harman單因子檢測法對變量間關系進行系統性誤差檢驗。檢驗結果得出，第一公因子的方差解釋百分比為33.594%，小于40%，即可以認為不存在嚴重的共同方法偏差，可進行下一步研究。理退縮Cronbach'sa系數工作退縮相關性是變量間關聯程度高低的解釋說明，亦是回歸分析Bootstrap檢驗可行性的指標，是下文統計研究、結果分析深入持續的基礎。本研究采用皮爾遜（Pearson）相關系數對自尊、消極情緒以及工作退縮行為（包括工作心理退縮與工作行為退縮兩個維度）的關系進行研究，進一步考察自尊、消極情緒與工作退縮行為的關聯程度，為開展回歸分析作鋪墊。表4.1為檢驗結果，展示了各變量的均值、標準差以及變量間的相關系數。通過數據分析得出以下結論：1.自尊與消極情緒（r=-0.414，p<0.01）呈顯著負相關；2.自尊與工作退縮行為（r=-0.421，p<0.01）呈顯著負相關；自尊與工作心理退縮（r=-0.441，p<0.01）、工作行為退縮（r=-0.350，p<0.01）呈顯著負相關；3.消極情緒與工作退縮行為（r=0.488，p<0.01）呈顯著正相關；消極情緒與工作心理退縮（r=0.491，p<0.01）、工作行為退縮（r=0.433，p<0.01）呈顯著正相關。4.1各變量的均值、標準差及相關系數M1234567893.受教育水平0.180**4.工種0.600**0.197**6.薪酬水平0.253**0.151**0.255**0.122**8.消極情緒0.153**9.工作心理退縮0.191**0.491**10.工作行為退縮0.178**0.433**0.817**11.工作退縮0.194**0.488**0.967**1上文所作出的相關性分析用以明確變量間的密切程度，當變量間存在關聯且該關聯程度具有影響時，才能進行下一步詳細的檢索。由此相關性指標不足以代表文中假設成立，故需要回歸分析的步驟，通過比較模型之間的變異，分析數據的擬合程度，確定各變量的變化及關系，從而檢驗假設是否成立。表4.2—4.4為模型的匯總情況，其中R2為擬合優度，表達因變量與自變量之間的總體關系，是回歸方程所能解釋的因變量變異性的百分比，比值最大達到1（100%比值越大越接近1，表明擬合程度越好，解釋力度越大。另外，為提高研究的準確程度，在進行回歸分析的過程中，同時進行了多重共線性檢驗，結果表明所有檢測變量的方差膨脹因子VIF介于1.047-1.255，多重共線性程度較輕，且容差位于0.797-0.956之間，屬于可接受范圍，因此表明變量間不存在多重共線性的問題。4.2.1各變量間的關系檢驗消極情緒控制變量受教育水平薪酬水平消極情緒25.748***0.0726.349***工作心理退縮0.141***8.054***30.806***0.097**0.462***37.534***0.0210.350***43.917***工作行為退縮控制變量0.122**受教育水平薪酬水平消極情緒0.406***0.325***6.941***19.607***27.794***29.1***2由表4.2模型1和模型2對比得知，六個人口變量中除了年齡和受教育程度之外，其余變量對消極情緒的影響不顯著，可排除影響，此時R2為4.5%；當自尊因素加入模型后，R2達到20.3%，回歸方程所能解釋的因變量變異性增加了15.8%，并且自尊對消極情緒的回歸系數β值為-0.406呈顯著（P<0.001）且不等于0。因此認為，自尊對消極情緒有顯著的負向影響，假設1成立。由表4.2模型3和模型4對比得知，六個人口變量中除了性別和年齡之外，其余變量對工作心理退縮的影響并不顯著，可排除影響，此時R2為6.2%；當自尊因素加入模型后，R2達到22.9%，回歸方程所能解釋的因變量變異性增加了16.7%，并且自尊對工作心理退縮的回歸系數β值為-0.418呈顯著（P<0.001）且不等于0。因此認為，自尊對工作心理退縮有顯著的負向影響，假設2-1成立。到15.9%，回歸方程所能解釋的因變量變異性增加了10.5%，并且自尊對工作行為退縮的回歸系數β值為-0.332呈顯著（P<0.001）且不等于0。因此認為，自尊對工作行為退縮有顯著的負向影響，假設2-2成立，同時人口變量中的年齡、工種、工齡、薪酬水平因素亦對工作行為退縮存在顯著影響。4.消極情緒對工作心理退縮的回歸分析由表4.2模型3和模型5對比得知，六個人口變量中除性別和年齡外，其余變量對工作心理退縮的影響并不顯著，可排除影響，此時R2為6.2%，當消極情緒因素加入模型后，回歸方程所能解釋的因變量變異性增加了20.4%，R2達到26.6%，并且消極情緒對工作心理退縮的回歸系數β值為0.462呈顯著（P<0.001）且不等于0，因此認為，消極情緒對工作心理退縮有顯著的正向影響，假設3-1成立。5.消極情緒對工作行為退縮的回歸分析由表4.3模型7和模型9對比得知，六個人口變量中除性別和年齡外，其余變量對工作行為退縮的影響并不顯著，可排除影響，此時R2為5.4%，當消極情緒因素加入模型后，回歸方程所能解釋的因變量變異性增加了15.7%，R2達到21.2%，并且消極情緒對工作行為退縮的回歸系數β值為0.406呈顯著（P<0.001）且不等于0，因此認為，消極情緒對工作行為退縮有顯著的正向影響，假設3-2成立。工作退縮行為控制變量受教育水平薪酬水平消極情緒0.139**0.096**0.459***0.356***8.137***28.445***37.194***41.842***2注1）β為標準化回歸系數2）***P<0.0011986年Baron和Kenny提出了判別中介效應的方法，即以下三個條件必須同時滿足才符合中介效應的判定1）自變量分別對因變量及中介變量有顯著影響關系；（2）中介變量對因變量有顯著影響關系3）當自變量與中介變量同時納入對因變量的回歸方程中時，出現符合以下兩種情況之一：情況一，完全中介即中介變量對因變量具有顯著影響作用，自變量不明顯具有對因變量的影響作用。情況二，部分中介即自變量或中介變量間的任何一方都不能完全獨立影響因變量，自變量和中介變量均具有對因變量的影響作用，它們兩者共同的影響才導致變化。本研究采用此方法驗證消極情緒在自尊與工作退縮行為間所起的中介角色。前文已經驗證自尊對消極情緒、自尊對工作退縮行為均存在顯著影響，消極情緒對工作退縮行為存在顯著影響，符合所述Baron和Kenny檢驗中介方法的前兩個條件，因此進行第三步驗證。在控制性別、年齡、受教育水平、工種、工齡以及薪酬水平之后，依次放入自尊和消極情緒來預測工作退縮行為。（1）消極情緒在自尊與工作心理退縮間的中介作用從表4.2的模型2、模型4、模型5得知，自尊和消極情緒之間呈顯著負相關影響關系(β=-0.406，P<0.001自尊和工作心理退縮之間呈顯著負相關影響關系(β=-0.418，P<0.001消極情緒和工作心理退縮之間呈顯著正相關影響關系 (β=0.462，P<0.001）。當把自尊、消極情緒和控制變量一并代入回歸方程（模型6）中時，自尊對工作心理退縮仍呈顯著負向影響，且回歸系數提高(β=-0.276，P<0.001而消極情緒對工作心理退縮亦呈顯著正向影響(β=0.350，P<0.001但回歸系數降低。綜上表明，因自尊的介入，消極情緒對工作心理退縮的影響被削弱但仍顯著，即消極情緒在自尊與工作心理退縮之間起部分中介作用，假設4-1仍然成立。從表4.2的模型2、表4.3的模型8和模型9得知，自尊和消極情緒之間呈顯著負相關(β=-0.406，P<0.001自尊和工作行為退縮之間呈顯著負相關(β=-0.332，P<0.001消極情緒和工作行為退縮之間呈顯著正相關(β=0.406，P<0.001）。當把自尊、消極情緒和控制變量一并代入回歸方程（模型10）中，自尊對工作行為退縮仍呈顯著負向影響，且回歸系數提高，(β=-0.200，P<0.001而消極情緒對工作行為退縮亦呈顯著正向影響(β=0.325，P<0.001但回歸系數降低。綜上表明，因自尊的介入，消極情緒對工作行為退縮的影響被削弱但仍顯著，即消極情緒在自尊與工作行為退縮之間起部分中介作用，假設4-2仍然成立。近年來，隨著學界的發展，作為傳統檢驗中介效應的分層回歸法受到學者們的質疑，因此本文在分層回歸的基礎上，采用目前在心理學、組織行為學等領域使用較為主流的Bootstrap方法進行中介效應檢驗，提高研究的準確性。表4.5Bootstrap參數中介效果檢驗工作心理退縮效應95%置信區間是否包含0否消極情緒否為-0.2763，區間（LLCI=-0.3792，ULCI=-0.1811）不包含0，表明消極情緒的中介效應顯著。在控制中介后，自尊對工作心理退縮的直接影響效應(c,)大小為-0.5367，區間（LLCI=-0.6671，ULCI=-0.4063）不包含0，同樣亦表明自尊對工作心理退縮的直接作用顯著。因此綜合認為，消極情緒在自尊與工作心理退縮之間僅起部分中介作用。表4.6Bootstrap參數中介效果檢驗工作行為退縮效應95%置信區間是否包含0否消極情緒否為-0.2267，區間（LLCI=-0.3310，ULCI=-0.1330）不包含0，表明消極情緒的中介效應顯著。在控制中介后，自尊對工作行為退縮的直接影響效應（c,）大小為-0.3426，區間（LLCI=-0.4647，ULCI=-0.2205）不包含0，同樣亦證明自尊對工作行為退縮的直接作用顯著。因此綜合認為，消極情緒在自尊與工作行為退縮之間僅起部分中介作用。本研究以順德區732名車間工作人員為對象，展開自尊、消極情緒、工作退縮行為三者的關系探討。其中運用SPSS26.0軟件進行描述統計、皮爾遜相關系數分析、回歸分析和Bootstrap等檢驗為本研究理論假設作支撐。檢驗結果如表5.1所表5.1假設結果檢驗匯總假設驗證結果假設1自尊對消極情緒有顯著的負向影響成立假設2自尊對工作退縮行為有顯著的負向影響成立假設2-1自尊對工作心理退縮有顯著的負向影響成立假設2-2自尊對工作行為退縮有顯著的負向影響成立假設3消極情緒對工作退縮行為有顯著的正向影響成立假設3-1消極情緒對工作心理退縮有顯著的正向影響成立假設3-2消極情緒對工作行為退縮有顯著的正向影響成立假設4消極情緒在自尊與工作退縮行為的關系間具有中介作用成立假設4-1消極情緒在自尊與工作心理退縮的關系間具有中介作用成立假設4-2消極情緒在自尊與工作行為退縮的關系間具有中介作用成立通過相關分析和回歸分析顯示，自尊對消極情緒的回歸系數β值為-0.406，表明自尊對消極情緒有顯著的負向影響關系，當自尊水平越低，個體所感受的消極和Dutton（1995）等人的研究結論一致，自尊負向影響消極情緒[57]。針對本文，導致這一現象產生的原因可能是：車間員工所從事的工作重復性高、挑戰性低，員工感受到的工作樂趣、自身價值體現可能需要依賴自身性格或外部因素進行引導，如性格樂觀、工作中結識同鄉或伴侶等。如果缺乏積極的內外部因素，自尊水平低的員工更容易受到消極情緒的影響。通過相關分析和回歸分析顯示，自尊對工作退縮行為的回歸系數β值為-0.400，自尊對工作心理退縮、工作行為退縮的回歸系數β值分別為-0.418、-0.332，均有顯著的負向影響關系，表明當個體自尊水平越低時，其產生工作退縮行為（工作心理退縮、工作行為退縮）的可能性越高。而原因可能是：相比其他職業如教師、醫生，車間員工的身份受社會尊重程度較低，直接影響自尊水平；另外除部分專業技術、熟練技能崗位外，大多數員工依附的是個人勞動力，流水線作業所調用的學科性、專業性不高，工作崗位的替換性強，員工個人成就感、價值感降低，影響自尊，導致產生工作退縮行為的可能性更高。3.消極情緒對工作退縮行為的關系討論通過相關分析和回歸分析顯示，消極情緒對工作退縮行為的回歸系數β值為0.459，消極情緒對工作心理退縮、工作行為退縮的回歸系數β值分別為0.462、0.406，均有顯著的正向影響關系，即當消極情緒水平越高，產生工作退縮行為（工作心理退縮、工作行為退縮）的可能性也越高。這與Chi&Liang（2013）的研究結果一致，消極情緒作為自變量影響工作退縮行為發生[66]。認為可能產生的原因是，作為車間工作群體，該職業具有特殊性，個體的消極情緒與自尊共同影響作用個人的行為選擇，由此引發工作退縮行為。值得關注的是，通過回歸分析中R2變化，認為消極情緒對工作心理退縮這一維度的影響更為顯著；相比工作行為退縮，消極情緒更能預測工作心理退縮，在選擇退縮方式時員工具有選擇工作心理退縮的傾向4.消極情緒的中介效應關系討論通過回歸分析檢驗中介法和統計推斷非參數Bootstrap法對消極情緒進行了中介作用檢驗。透過回歸分析結果可知，當自尊加入模型后，消極情緒對工作心理退縮的回歸系數β從0.462降低至0.350但仍顯著，對工作行為退縮的回歸系數β從0.406降低至0.325但仍顯著，表明消極情緒在自尊與工作退縮行為之間僅起部分中介作用。透過非參數Bootstrap法可知，自尊對工作退縮行為的作用、消極情緒作為中介路徑的作用均顯著，同樣亦驗證了消極情緒所起的部分中介作用。綜上表明，自尊水平越低的員工，受消極情緒的影響水平越高，消極的工作退縮行為產生的可能性越大。觀其原因可能是車間員工普遍學歷居于高中及以下，工作受尊重程度較低，自我負面的自尊評價影響著情緒處理機制，影響負面的情緒反饋，在工作環境中員工表現的自尊和消極情緒共同影響工作退縮行為。車間員工管理與其他企業員工管理較大的區別是社會尊重程度、文化教育程度差異產生的溝通、理解、執行等管理問題。因此在提出改善措施時，應針對社會、企業實際情況，采取有針對性、可行性的措施。結果表明，消極情緒對工作退縮行為尤其在工作心理退縮上影響顯著，員工偏向在心理層面產生工作退縮尋求庇護。為緩解工作退縮行為，可從工作退縮心理角度出發。詳細舉措如下：1.向外聘請相關專業人員進行心理教育專題講座、心理咨詢服務等，開導、解答員工的問題；2.對內積極開展相應的心理教育宣傳如主題海報活動等，增強員工對相關心理主題內容的了解，營造積極健康的工作氛圍。自尊對消極情緒、工作退縮行為均產生顯著的影響，提高員工自尊水平有助于或有相似目標的群組為單位制定員工專業技能培養計劃。通過評估、培養、提拔具有潛能的員工，增強工作技能，幫助其掌握相應專業技能，成為掌握該項專業技能的人才。如普通一線流水線車間工人通過學習技能提升為操作專業機械的技術工人。員工掌握技術，并得到薪酬的提高、自我價值的提升，逐漸培養自信和積極樂觀的態度，減少工作退縮行為的發生；同時企業在幫助員工自身培養專業技能時完善人才梯隊建設，雙方實現共贏。5.2.3豐富培訓形式，增強員工凝聚力與企業歸屬感在現實生活中，并非只有自尊、消極情緒影響工作退縮行為，員工自身對企業的歸屬感、員工和團隊間的凝聚力亦不可忽視。戶外拓展等方式發生在工作場景之外，有助于搭建員工之間、員工與管理層之間的溝通和聯系，增進彼此了解，營造互通互融的人際關系氛圍。但基于許多工廠的實際運營狀況、員工的工作性質等綜合考慮，戶外拓展等培訓方式并不普遍。因此針對工廠員工開展戶外拓展等培訓，作出如下建議：1.培訓時間設在接單量較少的淡季，戶外培訓地點應設置在本地