(1.天津師范大學 管理學院，天津 300387；2.天津大學 管理與經濟學部，天津 300073)

一、引言及文獻綜述

物業(yè)服務糾紛屢見不鮮，消費者對新建小區(qū)物業(yè)的要求逐年提高，老舊小區(qū)改造給物業(yè)服務管理也帶來了巨大挑戰(zhàn)。物業(yè)服務的消費者利益是綁定在一起的，業(yè)主之間很容易聯(lián)合起來擴大糾紛的影響，對物業(yè)服務企業(yè)與物業(yè)消費者都會產生困擾。物業(yè)服務屬于高接觸度服務，服務員工是消費者與企業(yè)之間的橋梁，他們一方面必須遵守企業(yè)內部工作制度，另一方面還要應對業(yè)主的各種需求、與業(yè)主反復溝通物業(yè)管理的管理章程、規(guī)范業(yè)主行為。這樣的工作性質容易讓員工產生巨大的壓力，造成角色沖突的困擾，甚至是情緒波動，產生不利于企業(yè)的越軌行為。因此，以物業(yè)服務行業(yè)一線員工為研究對象，關注角色沖突對越軌行為的影響具有重要的現(xiàn)實意義。角色沖突不僅會對工作態(tài)度、員工行為具有直接的負向作用[1]，而且還會通過引發(fā)員工的情緒衰竭[2]間接影響服務質量[3]，因此一線員工的情緒與工作越軌行為一直是服務管理的重點問題之一。

影響員工越軌行為的因素主要分為個體層面(年齡、性別等人口統(tǒng)計變量)、組織層面(組織公平等)和領導因素(領導風格等)[4,5]。其中，員工的人格特質是影響員工越軌行為的重要因素[6]，而控制點就是一種重要的、穩(wěn)定的人格特質?？刂泣c是認為自己對事情發(fā)展的控制程度，按照控制點的高低，可以把個體分為內控、外控兩種人格特質[7]?？刂泣c可以被概化到多種情境之中，并且具有年齡、性別與文化上的差異[8]，在Rotter提出概念與量表之后，控制點就成為心理學中重要的研究變量之一，不僅應用到臨床、教育領域，許多學者也將之應用到具體的管理情景[9，10]。

目前大多數研究將角色沖突作為一種工作壓力，基于JD-R模型[11，12](工作需求——資源模型)解釋角色沖突對工作行為的影響機制[13，14]。雖然JD-R模型解釋了角色沖突會對工作行為產生或正或負的影響、有哪些資源會對這一機制產生影響，但是對壓力與后繼結果產生的原因、以及員工如何有效對待壓力的實踐指導意義有限。因為角色沖突是一線服務員工根本無法徹底改變的一種工作狀態(tài)，如何引導員工正確對待角色沖突就成為疏導員工情緒、避免負面工作行為的有效途徑，而歸因理論可以為我們提供了一個很好的視角。

歸因理論(AttributionTheory)闡釋個體如何解釋自身與他人的行為結果[15]。導致行為結果的因素可以分為個體內部因素(技能或能力)與外部環(huán)境因素(運氣或機遇)[7]。個體對結果原因的認知會對未知結果的態(tài)度、動機與期望、情感反應產生影響，如果個體將正向結果與順境歸因于自己的努力、勤奮等內部因素，那么就會產生自豪、高自尊與高自我效能；當個體將失敗、逆境歸因于個體表現(xiàn)不佳時會產生挫敗感。此外，個體價值觀也會對歸因產生影響[16]。

綜上所述，本研究基于歸因理論視角探討角色沖突通過情緒衰竭對不同越軌行為的作用機制，并具體探討控制點對此機制的具體調節(jié)作用。其主要目的在于：跳出JD-R模型，嘗試從歸因理論角度闡釋工作角色沖突、情緒衰竭對越軌行為的影響機制；將重要的人格特質控制點納入研究框架，識別控制點對不同越軌行為的具體效應。力爭幫助服務企業(yè)避免自我歸因服務偏差，提高員工積極性、避免負面工作行為提供理論支持。

二、 理論與研究假設

(一)角色沖突與工作越軌行為

角色沖突指多種角色期望不一致的程度[17]，本研究關注角色間沖突，即由于時間與精力的限制，員工無法同時達到顧客與組織內部的所有要求與期望。物業(yè)服務員工在日常工作中既要遵守組織的各項工作規(guī)定，又要與業(yè)主溝通各項服務義務與責任，除了履行常規(guī)的服務工作，還要隨時提醒業(yè)主的行為規(guī)范，同時接受業(yè)主的監(jiān)督。當這些員工面對相互矛盾的要求時，就會產生角色間沖突。角色沖突會降低員工的幸福感與工作內在動機[18]，而這些都有可能會導致員工越軌行為。

工作越軌行為是員工故意違反組織規(guī)章制度，侵害組織、組織成員利益的行為[19]。Robinson等[20]將工作越軌行為劃分為組織與人際越軌行為，多數實證研究都采用這種維度劃分。其中，組織越軌行為包括：遲到等較小損害的生產型越軌，以及損害組織資源與財產的嚴重的財產型越軌；人際越軌行為包括：危害較小的損害組織其他人員利益的政治型越軌，以及嚴重的人身攻擊型越軌。

根據歸因理論，個體在解釋行為時會出現(xiàn)一定的歸因偏差，往往會否認自己對負面結果的責任，產生自我服務偏差，在解釋負面行為時，會傾向歸因于外部因素[21]，產生行動者——觀察者偏差效應。根據歸因理論中的人際歸因[22]，個體在完成初步歸因后，如果認為是其他人的責任，就會對他人進行譴責、忽視、報復等行為。員工面對不同的工作期望、并且缺乏必要的資源支持，無法同時滿足這些工作要求時會感到強烈的工作壓力，而歸因偏差很可能會讓服務員工將自己的壓力與情緒衰竭歸結給組織環(huán)境、上級、同事與顧客，通過破壞性越軌行為發(fā)泄心中的不滿。例如：遲到早退、故意破壞工作環(huán)境、拖沓工作、不服從上級指示，或者取笑他人、對同事與業(yè)主行為粗魯。在物業(yè)服務中，許多規(guī)章制度由服務員工與業(yè)主直接溝通，業(yè)主對物業(yè)服務的建議與不滿也是直接反饋給服務員工。而在一般情況下，大部分物業(yè)服務員工并不能直接解決業(yè)主的抱怨，也不能滿足超出企業(yè)規(guī)定范圍的額外需求。由此，與業(yè)主直接接觸的員工容易受到強烈的角色沖突，并且受歸因偏差的影響，把這種不適歸因于業(yè)主、企業(yè)規(guī)章制度與管理者，導致針對企業(yè)、同事與業(yè)主的越軌行為。因此，提出以下假設。

H1角色沖突對工作越軌行為具有正向影響，即員工角色沖突程度越高，更容易產生工作越軌行為。

H1.1服務員工角色沖突對人際越軌行為具有正向影響。

H1.2服務員工角色沖突對組織越軌行為具有正向影響。

(二)情緒衰竭的中介效應

情緒衰竭指由于過度消耗情緒資源引發(fā)的不良反應[23]。已有研究根據JD-R模型將角色沖突視為一種工作要求，并且根據情緒感染理論[24]資源保存理論[25]認為角色沖突是預測工作倦怠和情緒衰竭的重要變量之一。

本研究認為角色沖突是一線服務員工無法逃脫的工作狀態(tài)，根據歸因理論，個體會對負面因素經過自己的歸因過程進而激發(fā)相應的情緒，而多數一線員工的日常工作必須要同時面對管理人員、同事、顧客的不同工作要求，沒有明確的組織制度與充分的資源支持時會陷入強烈的角色沖突與角色壓力，當員工將這種壓力歸因于缺乏組織支持、管理人員無作為、同事推委等本來可以控制的外部因素時, 就可能會進行傷害性歸因產生情緒衰竭[26，27]，并進一步采取行動進行自我修復，對組織財產、組織人際環(huán)境與組織成員進行發(fā)泄、報復，導致越軌行為[28]。大多數物業(yè)服務員工的日常工作任務繁重、瑣碎，每天需要解決許多突發(fā)情況，面對業(yè)主的不同服務要求，接受業(yè)主的服務評價、經受企業(yè)的業(yè)績考核，情緒容易波動，容易通過越軌行為舒緩自己的情緒進行自我修復。因此，提出假設。

H2情緒衰竭對角色沖突與工作越軌行為之間起中介作用。

H2.1角色沖突通過情緒衰竭正向影響人際越軌行為。

H2.2角色沖突通過情緒衰竭正向影響組織越軌行為。

(三)控制點的調節(jié)效應

Rotter通過外部強化與內部認知過程尋求行為和人格的內部與外部解釋，發(fā)現(xiàn)有些人相信強化物取決于自身的行為，而有些人則相信強化物受他人與外部力量的控制，這就是控制點。內控型個體控制點較高，相信自己可以掌控命運，認為可以通過自己的努力改變事情的發(fā)展；而外控型個體(控制點較低)則認為事情由外界因素引起，自己無法改變命運與事情的發(fā)展。

處于逆境時，內控型個體(高控制點)愿意主動尋求方法適應環(huán)境，不太容易產生焦慮等負面情緒[29]，因此面臨角色沖突等工作壓力時，會積極關注工作本身，盡快學習新的技能與方法走出角色沖突的困境，角色沖突導致情緒衰竭的可能性也會相對較小。而外控型個體(低控制點)則認為自己無法改變自己面臨的困境與工作壓力，容易受工作中其他外界因素干擾，對工作壓力適應能力較差，進而引發(fā)更大的心理壓力[30]，產生工作倦怠與情緒衰竭[31]。因此, 對不同控制點的員工來說，角色沖突對情緒衰竭的影響程度是不同的。相對于內控型員工，角色沖突對外控型員工的情緒衰竭影響強度更大。因此：

H3控制點負向調節(jié)角色沖突對情緒衰竭的影響，即：相對于內控型員工(高控制點)，角色沖突對外控型員工(低控制點)的情緒衰竭影響強度更大。

此外，根據歸因理論，由于員工的個人價值觀不同，因此他們的歸因傾向也不相同[16]，內控型的員工會更傾向審視自己，認為結果取決于自身原因；而外控型個體更傾向將成敗歸因于外部因素。因此，當產生情緒衰竭時，內控型員工會將之歸因于自身原因，會盡量控制情緒對行為的影響；而外控型員工則更容易將工作倦怠、情緒衰竭歸因于組織環(huán)境、管理者、同事與顧客等外部因素，容易對外界產生敵意，進而產生報復周圍環(huán)境、破壞組織資源等越軌行為。而且低控制點的外控型個體會更加放大負面情緒，更容易實施越軌行為。因此，情緒衰竭對不同控制點員工的越軌行為影響強度也存在差異。綜上，提出以下假設。

H4控制點負向調節(jié)情緒衰竭對越軌行為的影響。

H4.1控制點負向調節(jié)情緒衰竭對組織越軌行為的影響，即：與內控型(高控制點)相比，情緒衰竭對外控型(低控制點)員工的組織越軌行為具有更強的影響。

H4.2控制點負向調節(jié)情緒衰竭對人際越軌行為的影響，即：與內控型(高控制點)相比，情緒衰竭對外控型(低控制點)員工的人際越軌行為影響較大。

根據以上中介效應與調節(jié)效應的分析，員工長期陷入角色沖突后很可能會導致情緒衰竭，進而會產生有損組織與成員利益的越軌行為?？刂泣c是一種穩(wěn)定的個人特質，很可能會調節(jié)情緒衰竭的中介作用，即：與內控型員工相比，外控型員工會強化角色沖突通過情緒衰竭對越軌行為產生正向影響。因此，進一步提出假設。

H5控制點負向調節(jié)情緒衰竭在角色沖突與越軌行為之間的中介作用。

H5.1與內控型(高控制點)員工相比，角色沖突通過情緒衰竭對外控型員工(低控制點)組織越軌行為具有更強的影響。

H5.2相對于內控型(高控制點)員工，角色沖突通過情緒衰竭對外控型員工(低控制點)人際越軌行為具有更強的影響。

本研究的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

三、 研究設計

(一)數據收集

正式調研在2017年11月進行，調查對象是ZD企業(yè)在天津、北京的一線服務員工，包括：客服人員、工程人員、保潔人員、秩序維護人員(安保人員)等。ZD物業(yè)服務有限公司成立于2000年，是中國物業(yè)管理協(xié)會常務理事單位，對物業(yè)服務行業(yè)具有帶頭人作用。但是物業(yè)服務行業(yè)的復雜性與多變性為管理人員和一線服務人員帶來了一定的難度。具體體現(xiàn)為：雖然ZD企業(yè)具有清晰的運作標準，但并不具備社會監(jiān)督的職能。一方面，消費者對物業(yè)服務的要求日益難以滿足，經常會提出物業(yè)費范圍之外的苛刻要求；另一方面，企業(yè)的逐利行為讓企業(yè)承接了一些規(guī)模小、質量差的樓盤物業(yè)服務。因此，企業(yè)提供的服務與消費者需求之間存在較大的矛盾。企業(yè)人力資源統(tǒng)計資料顯示：真正具備良好素質的員工比例較低，員工培訓工作薄弱。許多物業(yè)糾紛都源于員工缺乏敬業(yè)精神、工作簡單粗暴，員工只從事簡單的體力勞動，沒有系統(tǒng)的服務技能儲備，無法應對企業(yè)內部要求與業(yè)主需求之間的沖突，導致員工情緒波動較大，經常與業(yè)主發(fā)生沖突，背離工作準則與工作規(guī)范，這些現(xiàn)實基礎為研究提供了合適的調查條件。

正式調查由企業(yè)人力部負責人協(xié)助利用午休時間進行，配有調查員講解，答題過程中管理人員回避，結束后贈送洗發(fā)水等小禮品，問卷當場收回，最終發(fā)放325份問卷，有效300份，有效率為92.3%。男性員工樣本占比60%(180)，50歲以上的員工占比40.7%，64%員工已婚，教育水平總體不高，高中以下學歷高達81.7%，員工流動率較高，85.3%員工在該企業(yè)任職不到3年。

(二)測量工具

數據統(tǒng)計采用李克特5點量表，通過前期在天津分公司的預調研保證各個量表在物業(yè)服務的測量信度，通過對142個有效樣本進行CITC、信度檢驗與探索性因子分析確定最終的調查問項。

1.角色沖突

使用Rizzo等設計的經典RHL量表測量角色沖突[32]，分值越高角色沖突水平越高。具體問項包括：“工作時經常缺乏充分的時間、精力、人財物的支持”等9個題項，最終CITC大于0.7，α=0.924，形成1個特征值大于1的公共因子，累計方差解釋比例為67.424%。

2.情緒衰竭

借鑒Maslach 等學者的量表測量情緒衰竭[30]，包括：“工作讓我感到身心俱疲”，“工作結束后感到精疲力竭”，“每天與不同的人打交道，精神緊張”等6個問項。所有問項CITC大于0.7，α=0.919，最終形成1個特征值大于1的公共因子，累計方差解釋比例為64.660%，符合研究要求。

3.越軌行為

采用Bennett與Robinson的越軌行為量表[20]，包括：“取笑他人”，“背后說領導、同事壞話”，“工作中拉幫結派，身份歧視”等19個條目，1-7項測量人際越軌行為，8-19項測量組織越軌行為。所有問項CITC值大于0.65，人際越軌行為、組織越軌行為的α系數分別為0.883，0.937；19個條目形成2個公共因子，累計方差解釋比例為65.058%，符合研究要求。

4． 控制點量表

使用Spector的控制點量表[33]，包括：“工作表現(xiàn)的好壞完全取決于自己”，“一旦決定從事這項工作，就能出色完成”等16個條目項，分值越高控制點水平越高，以均值為臨界點分為內控型、外控型員工。其中第5、7、8、9、10、12、13、16題為反向計分題。CITC值均大于0.8，α系數為0.973，16個條目形成1個公共因子，累計方差解釋比例為82.111%。

表1 驗證性因子分析結果

模型χ2dfχ2/dfRMSEACFITLISRMR五因子模型:角色沖突、情緒衰竭、組織越軌行為、人際越軌行為、控制點1 806.9631 1651.5510.0430.9550.9550.036四因子模型:組織越軌行為、人際越軌行為合并2 365.6331 1692.2040.0590.9170.9170.053三因子模型:組織越軌行為、人際越軌行為、情緒衰竭合并3 562.8081 1723.0400.0830.8330.8340.078二因子模型:組織越軌行為、人際越軌行為、角色沖突、情緒衰竭合并4 277.0911 1743.6430.0940.7840.7840.091單因子模型11 238.4711 1759.5650.1690.2990.3010.264

表2 五因子模型內在質量檢驗

潛變量指標標準化因子載荷AVECR角色沖突RC10.824RC20.830RC30.737RC40.790RC50.800RC60.822RC70.771RC80.775RC90.8130.6340.940情緒衰竭EE10.778 EE20.771 EE30.722 EE40.756EE50.752EE60.7740.5760.891人際越軌行為WDB-I1 0.737 WDB-I20.778WDB-I30.696WDB-I40.751WDB-I50.766WDB-I60.734 WDB-I70.7590.5570.898組織越軌行為WDB-O10.810WDB-O20.800WDB-O30.802WDB-O40.819WDB-O50.786WDB-O60.793WDB-O70.785WDB-O80.787WDB-O90.801WDB-O100.788WDB-O110.796WDB-O120.8080.6370.955

控制點LC10.898LC20.888LC30.870LC40.909LC50.911LC60.715LC70.905LC80.870LC90.950LC100.924LC110.903LC120.919LC130.921LC140.918LC150.925LC160.9310.6670.957

表3 判別效度分析

項目均值標準差角色沖突情緒衰竭人際越軌行為組織越軌行為控制點角色沖突3.575 90.788 70(0.796)————情緒衰竭3.548 30.697 970.387??(0.759 )———人際越軌行為3.559 50.651 410.467??0.338??(0.746)——組織越軌行為3.540 60.783 830.531??0.316??0.596??(0.798)—控制點2.551 90.966 34-0.035-0.050-0.121?-0.105(0.817)

注：**代表p<0.01,*代表p<0.05，對角線上括號內的數字是AVE值的平方根。

四、數據分析和結果

(一) 共同方法偏差

調查過程經過專家修訂、預調研、匿名密封、對京津兩地多家房地產服務分支機構等方法控制共同方法偏差，并且Harman單因子檢驗顯示未旋轉析出的第一個主成分解釋變異為17.296% ，小于50%，通過共同方法偏差檢驗。

(二) 信度與效度分析

5個分量表α系數分別為：角色沖突量表0.924、情緒衰竭量表0.919、人際越軌行為0.883、組織越軌行為0.937、控制點0.973；五因子模型的擬合度(χ2/df=1.551，RMSEA=0.043，CFI=0.955，TLI=0.955，SRMR=0.036)最佳(表1)；AVE值均>0.5，組合信度CR均>0.7，收斂效度良好(表2)，并且AVE值的平方根均大于各個相關系數(表3)，具有良好的判別效度。

(三)主效應檢驗與情緒衰竭的中介效應檢驗

使用Mplus 7.0軟件，Bootstrap法的中介檢驗顯示(表4)各個路徑的置信區(qū)間均不包含0，角色沖突對越軌行為的直接、間接效應顯著。其中：角色沖突對人際越軌行為的直接效應為0.395(P=0.000)，對組織越軌行為的直接效應為0.480(P=0.000)，且對組織越軌行為的直接影響較大，H1.1、H1.2通過檢驗。角色沖突通過情緒衰竭對人際越軌行為的間接效應為0.072(P<0.05)，通過情緒衰竭對組織越軌行為的間接效應為0.050(P<0.05)，情緒衰竭在角色沖突與人際越軌行為、組織越軌行為具有部分中介作用，H2.1與H2.2成立。

表4 路徑系數標準化結果

效應EstimateS.E.Est./S.E.P值95%置信區(qū)間角色沖突→情緒衰竭0.3870.0596.6030.000[0.271, 0.495]角色沖突→人際越軌行為0.3950.0527.5360.000[0.291, 0.492]情緒衰竭→人際越軌行為0.1860.0613.0350.002[0.072, 0.312]角色沖突→組織越軌行為0.4800.04710.2450.000[0.387, 0.575]情緒衰竭→組織越軌行為0.1300.0552.3880.017[0.028, 0.250]角色沖突→情緒衰竭→人際越軌行為0.0720.0302.3940.017[0.025, 0.143]角色沖突→情緒衰竭→組織越軌行為0.0500.0252.0230.043[0.012, 0.114]

(四) 控制點的調節(jié)效應檢驗

通過分層回歸檢驗，控制人口統(tǒng)計變量，自變量是角色沖突，將角色沖突、控制點中心化后得出相應的乘積項。預測變量VIF值小于2，DW值接近于2，通過多重共線性與自相關檢驗。

1. 控制點在角色沖突與情緒衰竭之間的調節(jié)效應

如表5所示，控制點對角色沖突與情緒耗竭具有顯著的負向調節(jié)作用(β=-0.131，P<0.01)，模型3比模型2的解釋能力增加了1.7%(△R2=0.017)，H3成立，并且角色沖突對外控型被試的情緒衰竭影響更大(圖2)。

圖2 控制點對角色沖突和情緒衰竭間關系的調節(jié)效應

表5 控制點對角色沖突與情緒衰竭之間的調節(jié)效應檢驗

變量情緒衰竭模型1模型2模型3控制變量性別0.1290.1150.114婚姻0.0910.0750.071年齡-0.048-0.073-0.070學歷0.183?0.1590.156工作年限-0.184??-0.155?-0.160?崗位0.0710.0850.078自變量角色沖突—0.379???0.363調節(jié)變量控制點—0.0120.013交互項角色沖突?控制點——-0.131??R20.0360.1780.194F值1.8477.853???7.774???△R20.0360.141???0.017??△F1.84724.965???6.048??

注：表中系數已做標準化處理，*表示p<0.05；**表示p<0.01；***表示p<0.001。

2. 控制點對情緒衰竭與組織越軌行為的調節(jié)效應

第1層放入人口統(tǒng)計變量，第2層放入控制點和情緒衰竭，第3層放入控制點與情緒衰竭的交互項。通過表6與圖3可知，控制點對情緒衰竭與組織越軌行為之間的調節(jié)效應并不顯著，模型3種情緒衰竭*控制點的回歸系數β=-0.071，控制點對情緒衰竭與組織越軌行為并沒有調節(jié)作用，H4.1不成立。

表6 控制點對情緒衰竭與組織越軌行為關系的調節(jié)效應檢驗

變量組織越軌行為模型1模型2模型3控制變量性別-0.055-0.099-0.103婚姻-0.009-0.042-0.048年齡-0.0010.0170.023學歷-0.107-0.166-0.164工作年限0.0450.1110.106崗位-0.060-0.082-0.087自變量情緒衰竭—0.341???0.326???調節(jié)變量控制點—-0.010-0.013交互項情緒衰竭?控制點——-0.071R20.0060.1180.123F值0.3084.872???4.516???△R20.0060.112???0.005△F0.30818.456???1.590

注：*代表p<0.05；**代表p<0.01；***代表p<0.001；R2 未經調整，標準化系數值。

圖3 控制點對情緒衰竭和組織越軌行為間關系的調節(jié)效應

圖4 控制點對情緒衰竭與人際越軌行為的調節(jié)效應

3. 控制點對情緒衰竭與人際越軌行為的調節(jié)效應

表7顯示，控制點對情緒衰竭與人際越軌行為的調節(jié)效應顯著(△R2=0.017，p<0.01)，對情緒衰竭與人際越軌行為之間具有負向調節(jié)作用(β=-0.134，P<0.001)，情緒衰竭對外控型被試人際越軌行為的影響明顯高于對內控型被試的影響(圖4)，H4.2成立。

表7 控制點對情緒衰竭與人際越軌行為關系的調節(jié)效應檢驗

變量人際越軌行為模型1模型2模型3控制變量婚姻0.0670.0360.025年齡-0.0120.0040.015學歷-0.003-0.067-0.063工作年限-0.0400.0230.014崗位0.021-0.004-0.014自變量情緒衰竭—0.345???0.318???調節(jié)變量控制點—0.002-0.003交互項情緒衰竭?控制點——-0.134???R20.0040.1190.136F值0.1954.913???5.076???△R20.0040.115???0.017??△F0.97818.993???5.74??

注：*代表p<0.05；**代表p<0.01；***代表p<0.001；R2未經調整，標準化系數值。

(五) 被調節(jié)的中介效應檢驗

借鑒Edwards等的檢驗方法[34]：第一階段是角色沖突對情緒衰竭影響作用，第二階段是情緒衰竭對組織越軌行為、人際越軌行為的影響；直接效應是角色沖突對組織越軌行為、人際越軌行為的作用；一、二兩個階段乘積代表間接效應。

無論是組織越軌行為、還是人際越軌行為，角色沖突對內控型員工情緒衰竭影響顯著異于外控型員工(Δr=-0.129，p<0.05)(表8)，并且角色沖突對外控型被試的情緒衰竭的影響較大；情緒衰竭對內控、外控被試的角色沖突與組織越軌行為之間均具有顯著的中介作用，但是兩者的差異并不顯著(Δr=-0.072，n.s.)，也就是說控制點對情緒衰竭在角色沖突與組織越軌行為之間的中介作用不具備顯著的調節(jié)效應，H5.1不成立。而情緒衰竭對人際越軌行為的中介作用卻受到了控制點的調節(jié)(Δr=-0.054，p<0.01)，并且控制點對外控型員工的中介作用更大，即假設H5.2成立。

表8 被調節(jié)的中介效應檢驗

調節(jié)變量角色沖突(X)→情緒衰竭(M)→組織越軌行為(Y)階段效應第一階段第二階段直接效應間接效應總效應PMXPYMPYXPYMPMXPYX+PYMPMX內控型0.296???0.103??0.21??0.03??0.240??外控型0.425???0.24??0.27??0.102??0.372??差異-0.129?-0.137-0.06-0.072-0.132調節(jié)變量角色沖突(X)→情緒衰竭(M)→人際越軌行為(Y)階段效應內控型0.296???0.150.29??0.044?0.33??外控型0.425???0.23??0.32??0.098??0.42??差異-0.129?-0.08?-0.03-0.054??-0.021

注：*代表p<0.05；**代表p<0.01；***代表p<0.001，雙尾檢驗。

五、研究結論與討論

(一) 研究結論

本研究基于歸因理論闡釋角色沖突、情緒衰竭對越軌行為的影響機制，并且深入探究控制點對不同越軌行為作用機制的具體調節(jié)效應：

角色沖突對組織越軌行為和人際越軌行為均具有顯著的正向影響(H1成立)，并且情緒衰竭在角色沖突與越軌行為之間具有部分中介作用(H2成立)。即住宅地產行業(yè)一線服務人員往往同時扮演多種不同角色，受時間與精力所限無法滿足所有期望，員工更易產生情緒衰竭，這種負面情緒的累積進一步會誘發(fā)組織越軌行為與人際越軌行為。控制點對角色沖突與情緒衰竭具有顯著負向調節(jié)作用(H3成立)。即相對于內控型員工，外控型員工更容易受到角色沖突影響產生情緒衰竭。以上結論從歸因理論視角進一步驗證了JD-R模型與資源基礎觀的結論。

此外，控制點對人際越軌行為具有兩階段的被調節(jié)中介作用，而對組織越軌行為并不具有這種效應。即：相對于高控制點(內控型)員工來說，情緒衰竭對人際越軌行為的影響更強(H4.2成立)，并且情緒衰竭對人際越軌行為的中介作用受到控制點的調節(jié)(H5.2成立)；但是對于組織越軌行為來說，控制點對情緒衰竭與組織越軌行為之間關系的調節(jié)效應(H4.1不成立)、對情緒衰竭的中介的調節(jié)效應并不顯著(H5.1不成立)。

通過回訪人力部門管理者與一線員工發(fā)現(xiàn)，物業(yè)服務一線員工受年齡和學歷的限制，并且由于自身的家庭負擔較重，再就業(yè)能力較差，日常工作中即使身陷角色沖突、情緒衰竭，但是往往也不會選擇遲到早退、離職等組織越軌行為來排解不滿。因為相對于人際越軌行為來說，組織越軌行為更容易被發(fā)現(xiàn)，直接影響員工的考核與收入。因此即便是外控型員工也不會冒然采取組織越軌行為發(fā)泄心中的不滿與情緒。根據前景理論[35]：個體會在不同的預期風險、前景條件下做出決策。在不得不在可能有損失的情況下做出選擇時，會傾向于選擇有可能損失的情況(存在損失的可能性)，而不會選擇確定損失的情況(損失肯定會發(fā)生)。員工在選擇自己的行為時，會在風險與預期收益之間權衡，并且常常以工作現(xiàn)狀作為判斷決策的參考點，如過員工對現(xiàn)狀不滿意，那么就傾向于把新的選擇視為潛在收益，如果對現(xiàn)狀感到滿意，那么則傾向于把新的選擇視為潛在損失。雖然身陷角色沖突與情緒衰竭的員工會選擇采取越軌行為進行報復來獲得心理上的補償收益，但是之所以控制點對組織越軌行為不存在顯著調節(jié)效應，可能是因為員工在選擇實施越軌行為時會對行為結果進行預估，而組織越軌行為涉及的都是有據可查、容易發(fā)現(xiàn)的行為，例如：遲到早退、曠工、不服從上級的指示、偽造收據、超額報銷等行為，因此對于這些再就業(yè)選擇較少的物業(yè)服務員工來說，無論其控制點高低，都會根據越軌行為可能帶來的風險而最終采取歧視、造謠等風險較小的人際越軌行為來發(fā)泄不滿，報復組織。因此，控制點對角色沖突、情緒衰竭與組織越軌行為的影響機制并不存在顯著的調節(jié)作用。

(二) 理論意義

(1)拓寬解釋員工越軌行為的理論視角。研究跳出工作要求——資源(JD-R)理論框架，從歸因角度闡釋員工對角色沖突、情緒衰竭對越軌行為的影響機制，可以從員工個體角度降低角色沖突的影響提供另一個理論視角，在一定程度上拓寬了對越軌行為理解的理論視角，對指導管理實踐更具有意義。

(2)從歸因理論視角細化了控制點對不同越軌行為的調節(jié)效應。雖然近期員工越軌行為相關研究探討了人口統(tǒng)計變量[36]、組織公平[37]等非領導因素對越軌行為的影響，也探討了道德領導等[38]積極領導因素對負面工作行為的影響，但忽略了穩(wěn)定的個人特質對越軌行為的調節(jié)效應。本研究從歸因理論視角探討了控制點對不同越軌行為的具體調節(jié)效應，并具體討論控制點對情緒衰竭中介效應的調節(jié)作用，在一定程度上拓展、細化了對越軌行為的調節(jié)機制研究。

(三) 管理啟示

住宅物業(yè)服務等高接觸服務行業(yè)的員工受教育程度普遍較低，整體年齡偏大，偏外控型員工較多，面對繁冗的工作任務無法應對角色沖突時，通常將原因歸結為運氣不佳、人脈不夠，導致員工情緒消極多發(fā)。本文從歸因視角為服務管理者提供了管理實踐借鑒。

(1)管理者要深入理解員工對越軌行為的歸因。服務管理者應該意識到，在人際互動頻繁的高接觸度服務過程中，一線服務員工經常會出現(xiàn)歸因失誤，特別當多角色工作壓力大，容易造成工作倦怠和情緒衰竭，員工表現(xiàn)不佳時，員工往往會認為是組織環(huán)境、領導、同事與顧客導致。管理者需要及時幫助員工找出真正的原因，避免自我服務偏差，提高員工的積極性。

(2)管理者本身要避免歸因偏差。管理者也要意識到，當員工出現(xiàn)越軌行為對組織產生負面影響時，也要避免管理者本身的的歸因偏差，不能一味地將員工的不佳表現(xiàn)歸結于員工，要仔細思考：企業(yè)規(guī)章制度是否存在模糊不清、多頭領導、職責混亂的情況？是否沒有為員工提供必要的資源支持？要盡量從源頭減少員工出現(xiàn)角色沖突的情況。

(3)控制點這一穩(wěn)定人格特質并不能調節(jié)所有的越軌行為?？刂泣c只對員工的情緒衰竭、人際越軌行為有顯著的調節(jié)作用，而對組織越軌行為并不具備顯著的調節(jié)作用。也就是說，即便是內控型員工，也不會有較低的組織越軌行為傾向。因此企業(yè)若想控制、避免組織越軌行為，除了考慮員工的個體特征，還需要規(guī)范員工的考核、獎懲機制，必須要未雨綢繆，做好組織支持，從源頭上避免越軌行為的產生。

(四)局限性與未來研究展望

雖然積極思考、樂觀等提高個體控制感會具有積極的作用，但這種積極作用仍然存在局限性，因為任何組織成員都可能要面對個體無法改變的逆境，因此組織支持等外部資源仍然非常重要，后續(xù)研究有必要對外部資源與人格特征之間的交互作用進行細致討論與驗證。此外，除了歸因理論，應該從前景理論檢驗未成立的假設。

研究只采用了自評法采集數據，后續(xù)的研究需要采用他評法，并且在不同時間點分別對角色沖突、情緒衰竭、控制點以及越軌行為進行追蹤調查得出較為準確的因果關系。