管春峰，謝守祥，王雅芬

（中國(guó)礦業(yè)大學(xué)，江蘇 徐州 221008）

一、引言

拖延是一個(gè)具有普遍性的社會(huì)現(xiàn)象和管理問(wèn)題。拖延行為在企業(yè)組織中更具有典型性和普遍性，后果是嚴(yán)重?cái)噥y企業(yè)組織的正常工作秩序，造成組織效率低，因此員工拖延行為值得高度關(guān)注。

Beswick$Mann認(rèn)為，工作拖延是推遲計(jì)劃中預(yù)計(jì)工作的開(kāi)始和完成時(shí)間的行為，屬于個(gè)人傾向性的行為延遲；Ferrari認(rèn)為工作拖延包括四個(gè)關(guān)鍵特征變量，即工作延遲的行為表現(xiàn)、導(dǎo)致不合格的行為后果、預(yù)期工作拖延重要性和導(dǎo)致員工個(gè)人情緒上的不適。Lay認(rèn)為拖延是把該做的事推后的非理性?xún)A向；Tuckma認(rèn)為工作拖延是推遲或者完全逃避必須承擔(dān)的責(zé)任傾向；Carthy指出拖延是員工個(gè)體延遲或完全逃避必須履行的責(zé)任、決策或工作任務(wù)的傾向。

由此可知，員工工作拖延具有多重不同的屬性、行為特征和行為解釋?？梢詮膯T工個(gè)體、企業(yè)組織、承擔(dān)工作難易程度和組織資源保障程度等視角來(lái)進(jìn)行探討，以改善員工工作拖延的條件和減少員工拖延行為產(chǎn)生和造成的后果。這要求從系統(tǒng)分析角度理清員工工作拖延行為的關(guān)鍵影響因素，以實(shí)現(xiàn)有針對(duì)性地治理及減少員工工作拖延行為。

二、員工拖延行為特征與概念模型

Steel認(rèn)為，員工拖延行為具有三種基本特征：即自愿性、回避性和非理性。員工工作拖延的自愿性是員工個(gè)體自主決定的，不受他人脅迫行為或因突發(fā)事件導(dǎo)致客觀延誤；回避性是將已計(jì)劃好的行動(dòng)推后，不愿意開(kāi)始或完成已經(jīng)打算做的事情，這種回避不同于簡(jiǎn)單回避決定，回避決定其最初意圖就是延遲；非理性就是員工沒(méi)有任何正當(dāng)理由，明知造成后果嚴(yán)重，但員工依然選擇工作拖延。影響員工工作拖延行為的因素很多，不同學(xué)者也進(jìn)行了歸類(lèi)和劃分。從影響要素構(gòu)成分析主要包括：拖延對(duì)象、拖延者態(tài)度、拖延后果、拖延重復(fù)穩(wěn)定性、拖延動(dòng)機(jī)、員工個(gè)體對(duì)拖延后果的情緒反應(yīng)、拖延動(dòng)機(jī)與行為一致性等。從員工行為動(dòng)力與激勵(lì)過(guò)程一致性分析，影響員工工作拖延的因素包括：四維行為驅(qū)動(dòng)力。即獲取驅(qū)動(dòng)力、結(jié)合驅(qū)動(dòng)力、理解驅(qū)動(dòng)力和防御驅(qū)動(dòng)力。獲取驅(qū)動(dòng)力在于提高員工滿(mǎn)意度；結(jié)合驅(qū)動(dòng)力在于提高投入度；理解驅(qū)動(dòng)力在于提高參與度；防御驅(qū)動(dòng)力在于減少離職意愿。

從企業(yè)組織與員工個(gè)體互動(dòng)關(guān)系分析，員工工作拖延是一個(gè)系統(tǒng)結(jié)構(gòu)性問(wèn)題。既有員工工作拖延主觀意愿、也有組織行為制度不妥、同時(shí)可能是工作任務(wù)本身屬性。三者之間的相互作用過(guò)程，是導(dǎo)致員工工作拖延的綜合致因。

綜合上述分析和綜合考慮，本文利用激勵(lì)4力模型和從員工個(gè)人屬性、工作本身屬性和組織屬性三個(gè)層面，研究和探討員工工作拖延的影響因素和作用過(guò)程，得到工作拖延行為分析的概念分析模型，如圖1所示。

圖1 員工工作拖延的概念分析模型

在圖1的員工工作拖延概念模型中，將員工工作拖延作為一個(gè)結(jié)果性輸出變量；將導(dǎo)致員工工作拖延致因變量，用組織提供四力激勵(lì)因素來(lái)反映員工工作拖延的輸入變量；采用員工時(shí)間管理傾向作為中間變量，綜合反映員工在工作過(guò)程中激勵(lì)因素通過(guò)合理利用時(shí)間的傾向，來(lái)度量員工激勵(lì)因素中與員工工作拖延的相關(guān)性。按照四力激勵(lì)輸入變量、員工時(shí)間管理傾向中間變量和員工工作拖延輸出變量，進(jìn)行三大類(lèi)的觀測(cè)變量的量表設(shè)計(jì)（具體過(guò)程略）。

三、員工拖延行為影響因素的關(guān)聯(lián)分析

為了反應(yīng)員工工作拖延行為的真實(shí)性，調(diào)查組對(duì)不同企業(yè)98名樣本員工進(jìn)行深度訪談。通過(guò)對(duì)訪談?dòng)涗浀恼?，得到員工工作拖延行為7大類(lèi)問(wèn)題和員工工作拖延的頻率，如表1所示。

1.員工工作拖延的相關(guān)性驗(yàn)證假設(shè)

本文利用訪談結(jié)果關(guān)聯(lián)性和Piers Steel提出的拖延方程式等理論成果，進(jìn)行員工工作拖延的相關(guān)性假設(shè)，其相關(guān)變量的假設(shè)略。

表1 組織中員工工作拖延現(xiàn)象發(fā)生的頻率

2.員工工作拖延的量表設(shè)計(jì)與概念模型信度分析

Robert認(rèn)為，為保證量表變量合理結(jié)構(gòu)和量表內(nèi)容效度，應(yīng)優(yōu)先使用已有的成熟量表。本文激勵(lì)四力模型和時(shí)間管理傾向量表，采用國(guó)內(nèi)外學(xué)者開(kāi)發(fā)的成熟量表。考慮到員工工作拖延缺乏成熟量表，本文借助量表開(kāi)發(fā)方式采用自行設(shè)計(jì)量表 （具體量表略）。按照員工工作拖延量表調(diào)查內(nèi)容，本文先后在徐州、蘇州、無(wú)錫、南京四地，對(duì)民營(yíng)公司、外資企業(yè)、合資企業(yè)、國(guó)有企業(yè)、政府事業(yè)單位的辦公室科員、基層管理者、中層管理者、高層管理者等從事非結(jié)構(gòu)化工作的員工進(jìn)行抽樣調(diào)查，實(shí)際發(fā)放170份問(wèn)卷，回收有效問(wèn)卷151份。

利用SPSSSPSS18.0軟件中的Reliability Analysis工具，得到員工拖延量表的信度分析結(jié)果，如表2、表3和表4所示。

表2 員工工作拖延量表的信度分析

表3 激勵(lì)四力模型量表的信度分析

表4 時(shí)間管理傾向量表的信度分析

通過(guò)對(duì)量表的信度分析，對(duì)員工工作拖延等量表中問(wèn)卷調(diào)查結(jié)構(gòu)進(jìn)行合并、調(diào)整和優(yōu)化，由原來(lái)量表調(diào)查中40個(gè)問(wèn)題，優(yōu)化調(diào)整為34個(gè)，確保量表整體結(jié)構(gòu)合理性和整體信度要求，消除了不合理選項(xiàng)。

3.員工工作拖延行為的關(guān)聯(lián)性的統(tǒng)計(jì)分析

按照結(jié)構(gòu)方程模型的要求，本文加大隨機(jī)樣本發(fā)放數(shù)量。在徐州、蘇州、無(wú)錫、南京四地，對(duì)不同性質(zhì)企業(yè)的不同崗位類(lèi)型員工開(kāi)展調(diào)查。實(shí)際發(fā)放424份問(wèn)卷調(diào)查表，回收有效問(wèn)卷353份。樣本群中充分反映不同員工的性別特征、年齡特征、受教育程度、所在行業(yè)、所屬企業(yè)特征、職務(wù)、工作年限、收入水平等等。

本文利用SPSSSPSS18.0軟件進(jìn)行計(jì)算機(jī)數(shù)據(jù)處理，完全達(dá)到信度要求，表明選用量表與問(wèn)卷內(nèi)部的一致性較高。利用計(jì)算機(jī)統(tǒng)計(jì)分析得到以下結(jié)論：

（1）員工工作拖延程度偏高，整體呈正態(tài)分布

平均分為38.65分，中間值37.5，最高分為56分，最低分為19分，如圖2所示。

圖2 職工工作拖延分布情況

將低于38分的定義為低度工作拖延組，38分到45分為中度工作拖延組，45分以上為高度工作拖延組，分別計(jì)算這三組的人數(shù)和百分比。低度拖延組有175人（49.7%），中度拖延組 143人（40.6%），高度拖延組34人（9.7%），中度和高度拖延的人數(shù)占樣本總數(shù)的50.3%。

問(wèn)卷采用的是5級(jí)評(píng)分制，取中間值3為參考標(biāo)準(zhǔn)，得分越高說(shuō)明拖延程度越嚴(yán)重，如表5所示。員工工作拖延問(wèn)卷平均得分2.58，屬于中等程度偏下。說(shuō)明個(gè)體工作拖延程度處中等水平。在員工工作拖延的三個(gè)維度上，個(gè)體型工作拖延平均分最高為2.91，組織型工作拖延平均分最低為2.07。

（2）職工工作拖延水平與因果變量的統(tǒng)計(jì)差異

第一，員工工作拖延程度在0.001、0.05、0.01水平上，在男女性別上呈現(xiàn)顯著差異，男性拖延程度偏高。可解釋為男女生理和性格特征所決定，如表6所示。

表5 職工工作拖延及各維度平均值和標(biāo)準(zhǔn)差

表6 員工工作拖延及各維度在性別上的差異

第二，員工工作拖延與樣本統(tǒng)計(jì)變量的統(tǒng)計(jì)差異特性具體統(tǒng)計(jì)結(jié)果表現(xiàn)為：職工工作拖延水平與年齡大小存在差異度不高，整體水平處在（2.466-2.666）區(qū)間，年齡越大工作拖延呈微弱下降的趨勢(shì)。員工工作拖延與婚姻狀況存在差異度不高，整體水平處在（2.48-2.67）區(qū)間，單身拖延水平相對(duì)最高，其次是戀愛(ài)，已婚員工拖延水平最低。工作拖延水平與職工教育程度的差異性不顯著，整體處在（2.56-2.80）區(qū)間，其中博士員工拖延水平最高。工作拖延水平與不同行業(yè)存在弱差異，整體處在（2.41-2.77）區(qū)間，表現(xiàn)為科學(xué)研究拖延水平相對(duì)高，其次是服務(wù)業(yè)，較低是金融保險(xiǎn)與房地產(chǎn)，最低是紡織業(yè)。員工工作拖延水平與企業(yè)性質(zhì)存在一定差異，整體處在（2.21-2.75）區(qū)間。其中國(guó)有企業(yè)拖延水平最高（2.75），其次是政府事業(yè)單位和歐洲合資企業(yè)（2.68），再次是民營(yíng)企業(yè)（2.42）。工作拖延水平與工作年限存在弱小差異，整體水平處在（2.48-2.62），其中1年或以下工作年限拖延程度較大，其次是3-5年，再次是10年以上，拖延程度最低的是1-3年工作年限。工作拖延水平與崗位職務(wù)存在弱小差異，整體水平處在（2.31-2.60）區(qū)間，基層管理者拖延水平最高（2.60），其次是辦公室人員（2.58），再次是中層管理者（2,41），最后是高層管者（2.31）。工作拖延水平與報(bào)酬收入大小存在弱小差異，整體水平處在（2.31-2.65）。收入水平在2000元以下拖延程度最高（2.65），其次是2000-4999元（2.61），再次是5000-7999元（2.55），最后是收入超過(guò)15000元的拖延程度最低（2.31），證明員工收入越高工作拖延程度減少。

第三，員工激勵(lì)程度與樣本統(tǒng)計(jì)變量的統(tǒng)計(jì)差異特性。根據(jù)數(shù)據(jù)處理結(jié)果可知，員工整體激勵(lì)水平或獲取、結(jié)合、理解、防御驅(qū)動(dòng)力維度t統(tǒng)計(jì)量的sig.值分別為 0.291、0.686、0.920、0.406，四個(gè)分維度在性別上激勵(lì)水平均不存在顯著性差異。但是員工激勵(lì)在其他統(tǒng)計(jì)變量存在顯著差異，簡(jiǎn)單表述為：在年齡上激勵(lì)效用最強(qiáng)表現(xiàn)在20歲左右的年輕人；婚姻狀況激勵(lì)效用最大表現(xiàn)在戀愛(ài)；受教育程度激勵(lì)效用最強(qiáng)表現(xiàn)為本科；行業(yè)中紡織行業(yè)激勵(lì)效用最大；企業(yè)屬性中民營(yíng)企業(yè)和合資企業(yè)的激勵(lì)效用最強(qiáng)；工作年限中5-10年的激勵(lì)效用最強(qiáng)；員工職務(wù)中高層管理者的激勵(lì)效用最強(qiáng)；員工月薪收入2000元以下的激勵(lì)效用最強(qiáng)，并隨著收入水平增加激勵(lì)效用減弱。

第四，時(shí)間管理傾向與樣本統(tǒng)計(jì)變量的統(tǒng)計(jì)差異特征。按照數(shù)據(jù)處理結(jié)果，時(shí)間管理傾向在男女方面不存在顯著差異性。

通過(guò)上述統(tǒng)計(jì)分析，將員工工作拖延變量、激勵(lì)四力模型變量、時(shí)間管理傾向變量，9大統(tǒng)計(jì)變量的差異性結(jié)果匯總，結(jié)果顯示，工作年限各組別在三個(gè)主變量上均不顯著，單位性質(zhì)各組分別在三個(gè)主變量上均顯著。

4.員工工作拖延及其影響因素的相關(guān)性分析

本文按照員工工作拖延的概念模型，將員工工作拖延、四力激勵(lì)因素和時(shí)間管理傾向三個(gè)變量，采用統(tǒng)計(jì)學(xué)家K.Pearson積差相關(guān)的雙尾檢驗(yàn)法，對(duì)因子之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析。根據(jù)所得的因素相關(guān)系數(shù)，得出以下結(jié)論：

第一，激勵(lì)四力模型與員工工作拖延呈顯著的負(fù)相關(guān)，達(dá)到0.05水平顯著，相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值大于0.3，與工作拖延三個(gè)維度的相關(guān)系數(shù)已達(dá)顯著，相關(guān)系數(shù)分別為-0.164、-0.334、-0.567。其中激勵(lì)四力模型與組織型工作拖延的相關(guān)性強(qiáng)于其他兩個(gè)維度。四個(gè)驅(qū)動(dòng)力維度與工作型、組織型工作拖延都呈負(fù)顯著相關(guān)，但獲取驅(qū)動(dòng)力和防御驅(qū)動(dòng)力沒(méi)有顯著負(fù)相關(guān)。結(jié)論是激勵(lì)的力度越大，工作拖延的程度越低。

第二，員工工作拖延與激勵(lì)四力模型四個(gè)維度獲取、結(jié)合、理解、防御驅(qū)動(dòng)力均呈顯著負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分為為-0.294、-0.373、-0.489、-0.262，其中理解驅(qū)動(dòng)力與員工工作拖延的相關(guān)關(guān)系強(qiáng)于其他三個(gè)維度，獲取驅(qū)動(dòng)力、防御驅(qū)動(dòng)力和工作拖延僅呈顯著弱相關(guān)。

第三，時(shí)間管理傾向和員工工作拖延之間的相關(guān)系數(shù)為-0.410，達(dá)到0.05水平視為顯著，說(shuō)明二者存在負(fù)向相關(guān)但相關(guān)性程度不高。時(shí)間管理傾向與個(gè)體型、工作型、組織型工作拖延的相關(guān)系數(shù)為-0.306、-0.274、-0.245，與個(gè)體型工作拖延的相關(guān)系數(shù)超過(guò)0.3，其余二組皆為弱相關(guān)。

第四，時(shí)間管理傾向的三個(gè)維度時(shí)間價(jià)值感、時(shí)間監(jiān)控感、時(shí)間效能感與員工工作拖延皆呈負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為-0.273、-0.257、-0.396，其中時(shí)間價(jià)值感、時(shí)間監(jiān)控感與工作拖延僅為弱相關(guān)，時(shí)間效能感與員工工作拖延的相關(guān)性最強(qiáng)。時(shí)間價(jià)值感、時(shí)間監(jiān)控感、時(shí)間效能感與個(gè)體、工作型工作拖延均顯著相關(guān)，時(shí)間監(jiān)控感與組織型工作拖延不呈顯著負(fù)相關(guān)。

第五，員工激勵(lì)四力、時(shí)間管理傾向?qū)T工工作拖延的回歸相關(guān)分析。經(jīng)過(guò)回歸模擬得到，員工工作拖延與激勵(lì)、員工時(shí)間管理傾向的回歸方程，如表7所示。

表7 員工激勵(lì)、時(shí)間管理傾向與員工工作拖延的回歸方程

圖3 職工工作拖延的變量相關(guān)性

四、主要結(jié)論

（1）員工整體的拖延程度較高，中高組拖延的人數(shù)超過(guò)50%，拖延的群體數(shù)量較多。

（2）工作拖延按照其誘發(fā)因素的不同，可劃分為個(gè)體型、工作型、組織型工作拖延三類(lèi)，全部通過(guò)了信效度檢驗(yàn)。

（3）員工工作拖延在性別上存在顯著性差異，個(gè)體型、工作型、組織型工作拖延三個(gè)維度在性別變量上均存在顯著性差異；員工工作拖延變量在婚姻狀況、所屬行業(yè)、單位性質(zhì)、月薪范圍等人口統(tǒng)計(jì)變量上存在顯著性差異。

（4）激勵(lì)四力模型與員工工作拖延呈顯著負(fù)相關(guān)，時(shí)間管理傾向與員工工作拖延呈顯著負(fù)相關(guān)。

（5）時(shí)間效能感是獲取驅(qū)動(dòng)力與個(gè)體型工作拖延關(guān)系的半調(diào)節(jié)變量；時(shí)間監(jiān)控感是獲取驅(qū)動(dòng)力與工作型工作拖延關(guān)系的半調(diào)節(jié)變量；時(shí)間監(jiān)控感是獲取驅(qū)動(dòng)力與組織型工作拖延關(guān)系的純調(diào)節(jié)變量；時(shí)間監(jiān)控感是理解驅(qū)動(dòng)力與組織型工作拖延關(guān)系的純調(diào)節(jié)變量；時(shí)間價(jià)值感是防御驅(qū)動(dòng)力與組織型工作拖延關(guān)系的半調(diào)節(jié)變量。

通過(guò)本文研究結(jié)論，只需要對(duì)員工工作拖延中的個(gè)體型工作拖延、工作型拖延、組織型工作拖延的顯著相關(guān)因素，實(shí)施有效干預(yù)介入策略，便可以極大減少職工工作拖延的程度，提高職工工作效率。

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