科技和产业

变量	分类	占比/%	变量	分类	占比/%
性别	女	71.7	工作职位	普通员工	73.3
男	28.3
基层管理者	21.5
学历	高中及以下	2.9
中层管理者	4.2
大专	9.1
高层管理者	1.0
本科	69.7
所在行业	IT行业	9.8
硕士及以上	18.3
建筑行业	7.8
年龄	22岁及以下	13.7
制造行业	7.8
22~30岁	61.9
服务行业	16.9
31~40岁	17.9
金融行业	11.4
40岁以上	6.5
医疗行业	4.9
工作年限	1年以下	34.5
教育行业	18.9
1~5年	32.9
能源行业	5.9
5~10年	17.6
其他行业	16.6
10年以上	15.0

变量	分类	占比/%	变量	分类	占比/%
性别	女	71.7	工作职位	普通员工	73.3
男	28.3
基层管理者	21.5
学历	高中及以下	2.9
中层管理者	4.2
大专	9.1
高层管理者	1.0
本科	69.7
所在行业	IT行业	9.8
硕士及以上	18.3
建筑行业	7.8
年龄	22岁及以下	13.7
制造行业	7.8
22~30岁	61.9
服务行业	16.9
31~40岁	17.9
金融行业	11.4
40岁以上	6.5
医疗行业	4.9
工作年限	1年以下	34.5
教育行业	18.9
1~5年	32.9
能源行业	5.9
5~10年	17.6
其他行业	16.6
10年以上	15.0

模型	χ²/df	RMSEA	CFI	TLI	IFI
四因子模型	1.47	0.04	0.97	0.97	0.97
三因子模型	2.05	0.06	0.94	0.93	0.94
两因子模型	4.67	0.11	0.78	0.77	0.78
单因子模型	8.83	0.16	0.54	0.50	0.54

模型	χ²/df	RMSEA	CFI	TLI	IFI
四因子模型	1.47	0.04	0.97	0.97	0.97
三因子模型	2.05	0.06	0.94	0.93	0.94
两因子模型	4.67	0.11	0.78	0.77	0.78
单因子模型	8.83	0.16	0.54	0.50	0.54

变量	均值	标准差	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10
1性别	1.72	0.45	1
2年龄	2.17	0.74	-0.24^***	1
3学历	3.06	0.68	-0.06	-0.09	1
4工作年限	2.13	1.05	-0.29^***	0.75^***	-0.15^**	1
5工作职位	1.33	0.60	-0.21^***	0.26^***	0.06	0.33^***	1
6所在行业	5.32	2.58	0.16^**	-0.10	0.05	-0.12^*	-0.05	1
7 WCBA	3.37	0.91	0.24^***	-0.17^**	0.04	-0.26^***	-0.11^*	0.12^*	1
8工作倦怠	3.34	0.87	0.19^***	-0.20^***	0.07	-0.31^***	-0.11^*	0.09	0.36^***	1
9组织支持感	3.39	1.12	-0.09	0.11^*	-0.06	0.27^***	0.06	-0.11^*	-0.19^***	-0.39^***	1
10职场欺骗行为	3.38	0.91	0.20^***	-0.12^*	0.10	-0.19^***	-0.07	0.11^*	0.22^***	0.29^***	-0.38^***	1

变量	均值	标准差	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10
1性别	1.72	0.45	1
2年龄	2.17	0.74	-0.24^***	1
3学历	3.06	0.68	-0.06	-0.09	1
4工作年限	2.13	1.05	-0.29^***	0.75^***	-0.15^**	1
5工作职位	1.33	0.60	-0.21^***	0.26^***	0.06	0.33^***	1
6所在行业	5.32	2.58	0.16^**	-0.10	0.05	-0.12^*	-0.05	1
7 WCBA	3.37	0.91	0.24^***	-0.17^**	0.04	-0.26^***	-0.11^*	0.12^*	1
8工作倦怠	3.34	0.87	0.19^***	-0.20^***	0.07	-0.31^***	-0.11^*	0.09	0.36^***	1
9组织支持感	3.39	1.12	-0.09	0.11^*	-0.06	0.27^***	0.06	-0.11^*	-0.19^***	-0.39^***	1
10职场欺骗行为	3.38	0.91	0.20^***	-0.12^*	0.10	-0.19^***	-0.07	0.11^*	0.22^***	0.29^***	-0.38^***	1

变量	工作倦怠	职场欺骗行为
性别	0.10	0.05	0.06	0.07	0.16^**	0.13^*	0.12^*
年龄	0.08	0.06	0.00	-0.01	0.05	0.04	0.03
学历	0.03	0.02	0.02	0.01	0.09	0.08	0.80
工作年限	-0.33^***	-0.26^**	-0.15	-0.12	-0.16	-0.12	-0.07
工作职位	-0.00	-0.00	-0.01	-0.01	-0.00	-0.00	-0.00
所在行业	0.04	0.02	-0.01	-0.00	0.07	0.06	0.06
WCBA		0.29^***	0.25^***	0.28^***		0.15^**	0.09
工作倦怠							0.21^***
组织支持感			-0.30^***	-0.31^***
WCBA×组织支持感				-0.17^**
R²	0.11	0.19	0.26	0.29	0.07	0.09	0.13
ΔR²	0.10	0.17	0.24	0.27	0.05	0.07	0.10
F	6.39^***	9.77^***	13.35^***	13.45^***	3.82^***	4.30^***	5.38^***

变量	工作倦怠	职场欺骗行为
性别	0.10	0.05	0.06	0.07	0.16^**	0.13^*	0.12^*
年龄	0.08	0.06	0.00	-0.01	0.05	0.04	0.03
学历	0.03	0.02	0.02	0.01	0.09	0.08	0.80
工作年限	-0.33^***	-0.26^**	-0.15	-0.12	-0.16	-0.12	-0.07
工作职位	-0.00	-0.00	-0.01	-0.01	-0.00	-0.00	-0.00
所在行业	0.04	0.02	-0.01	-0.00	0.07	0.06	0.06
WCBA		0.29^***	0.25^***	0.28^***		0.15^**	0.09
工作倦怠							0.21^***
组织支持感			-0.30^***	-0.31^***
WCBA×组织支持感				-0.17^**
R²	0.11	0.19	0.26	0.29	0.07	0.09	0.13
ΔR²	0.10	0.17	0.24	0.27	0.05	0.07	0.10
F	6.39^***	9.77^***	13.35^***	13.45^***	3.82^***	4.30^***	5.38^***

路径	间接效应	BootSE	Boot95%CI
低组织支持感	0.09	0.03	[0.03,0.16]
中组织支持感	0.06	0.02	[0.02,0.10]
高组织支持感	0.03	0.02	[-0.01,0.07]

路径	间接效应	BootSE	Boot95%CI
低组织支持感	0.09	0.03	[0.03,0.16]
中组织支持感	0.06	0.02	[0.02,0.10]
高组织支持感	0.03	0.02	[-0.01,0.07]

非工作时间工作连通行为对员工职场欺骗行为的影响:有调节的中介模型

PDF下载

靳真真 , 王海昆

科技和产业 | 治理绩效 2025,25(3): 269-275

收起

科技和产业 | 治理绩效 2025, 25(3): 269-275

非工作时间工作连通行为对员工职场欺骗行为的影响:有调节的中介模型

全屏

靳真真, 王海昆

作者信息

青海大学财经学院, 西宁 810016

靳真真(1995—),女,山东菏泽人,硕士研究生,研究方向为人力资源管理;

王海昆(1984—),男,四川遂宁人,管理学博士,副教授,研究方向为人力资源管理。

Impact of Work Connectivity Behavior After-hours on Employee Workplace Deception: A Mediated Moderation Model

Zhenzhen JIN, Haikun WANG

Affiliations

Institute of Finance and Economics, Qinghai University, Xining 810016, China

出版时间: 2025-02-10

文章导航

摘要

收起

随着信息技术的发展,员工在非工作时间使用电子设备处理工作事务(非工作时间工作连通行为)成为常态,这种行为会引起员工的何种反应尚不确定。为此,基于资源保存理论,探究员工非工作时间工作连通行为对员工职场欺骗行为的影响。通过对307名员工调研数据分析发现:非工作时间工作连通行为对员工职场欺骗行为产生正向影响;工作倦怠在非工作时间工作连通行为和员工职场欺骗行为之间具有中介作用;组织支持感在非工作时间工作连通行为与工作倦怠之间具有负向调节作用。这些结论既是对员工职场欺骗行为研究领域的扩展,同时也为组织抑制职场欺骗行为提供了有益的建议。

关键词

非工作时间工作连通行为 / 工作倦怠 / 职场欺骗行为 / 组织支持感

Abstract

收起

With the development of information technology, it has become common for employees to use electronic devices to handle work affairs during non working hours(work connectivity behavior after-hours), and the reaction of employees to this behavior is still uncertain. Therefore, based on the theory of resource conservation, the impact of work connectivity behavior after-hours of employees on workplace deception behavior was explored. Through data analysis of 307 employees, it is found that work connectivity behavior after-hours has a positive impact on employee workplace deception behavior.Job burnout has a mediating effect between work connectivity behavior after-hours and employee workplace deception behavior.Organizational support has a negative moderating effect on the relationship between work connectivity behavior after-hours and job burnout. These conclusions not only expand the research field of employee workplace deceptive behavior, but also provide useful suggestions for organizations to suppress workplace deceptive behavior.

Key words

work connectivity behavior after-hours / job burnout / workplace deception / perceived organizational support

引用本文

靳真真, 王海昆. 非工作时间工作连通行为对员工职场欺骗行为的影响:有调节的中介模型. 科技和产业, 2025 , 25 (3) : 269 -275 .

Zhenzhen JIN, Haikun WANG. Impact of Work Connectivity Behavior After-hours on Employee Workplace Deception: A Mediated Moderation Model[J]. Science Technology and Industry, 2025 , 25 (3) : 269 -275 .

正文

收起

由于组织发展和通信技术的创新,工作时间和非工作时间之间的界限变得模糊。便捷的通信设备使得组织成员可以跨越地理和时间的壁垒进行工作沟通,员工在非工作时间也要时刻关注工作信息。Richardson和Benbunan-Fich^[1]将非工作时间工作连接行为(WCBA)定义为员工在非工作时间(如上班前的早晨、下班后的晚上、周末或假期)使用通信设备处理工作相关事宜或与同事进行工作相关的互动^[1]。对于管理者来说,员工非工作时间工作连通行为可以消除时间和空间的障碍进行办公,延长员工的工作时长^[2]。但从员工的角度来看,非工作时间工作连通行为使工作时间和非工作时间的界限消失,自己需要在非工作时间与工作相关者保持工作联系进行办公,即使在家也要保持工作状态“随叫随到”,可能会对员工产生不利影响^[3-4]。

通过梳理国内外文献发现,关于非工作时间工作连通行为影响的研究较多集中于工作家庭冲突和员工工作态度,而关于员工行为的影响还有待探究,如职场欺骗行为。职场欺骗行为被定义为“旨在创造不公平优势或帮助员工获得无权获得福利的行为”^[5],具体表现为员工通过撒谎、欺骗和诈骗,以获得自身利益。根据Kamran等^[6]、Batool等^[7]的研究,工作场所欺骗行为每年会给公司造成数十亿美元的损失,并可能造成组织成员之间的不信任。鉴于工作场所欺骗行为的普遍性和破坏性,探索其前因以遏制这种不道德行为就具有重要的理论和实践意义。非工作时间工作连通行为作为员工压力源之一,会使员工在非工作时间也要随时候命,增加员工资源的损耗,员工可能通过工作场所欺骗行为以弥补自己在非工作时间工作的资源投入。

研究引入“工作倦怠”作为中介变量,以更好地探究非工作时间工作连通行为与员工职场欺骗行为之间的关系。工作倦怠是员工面对工作压力的长期情绪反应,包括情绪耗竭、人格解体和个人成就感下降3个维度^[8]。工作倦怠描述了员工花费大量资源应对超负荷工作任务但缺乏资源补充时的反应^[9]。相关研究证明,工作倦怠会导致员工对组织承诺的减少以及干扰工作任务的完成^[8]。因此,工作倦怠可能在非工作时间工作连通行为和员工职场欺骗行为之间发挥着连接作用。

组织支持感是员工对组织在多大程度上重视他们所做贡献和关心他们福祉的信念^[10]。基于资源保存理论,员工因工作任务而产生的资源损失得不到及时补充会导致其负向情绪,而应对负向情绪又需要资源的投入,投入的资源可能来自自身,也可能是员工所处环境中的其他资源^[11]。高组织支持感的员工会认为组织给予了他们物质或精神支持,以弥补自己在工作中的资源消耗,缓解因资源消耗而产生的负面影响^[12]。基于以上,本研究认为组织支持感可能在非工作时间工作连通行为影响工作倦怠的过程中起调节效应。

综上所述,研究基于资源保存理论,探讨非工作时间工作连通行为对员工职场欺骗行为的影响,并构建以工作倦怠为中介变量、组织支持感为调节变量的研究模型。以试图延伸非工作时间工作连通行为和职场欺骗行为的理论研究范畴,同时也为企业减少员工欺骗行为提供理论指导和管理建议。

1 理论基础与研究假设

收起

1.1 非工作时间工作连通行为与员工职场欺骗行为

非工作时间工作连通行为需要员工时时刻刻留意工作信息,给予员工施加了工作压力和心理压力^[13-14],使员工产生焦虑、疲惫等负面情绪,从而出现职场欺骗行为^[15-16]。这种延长做工时间的行为,通常没有相应的加班酬劳,当员工持续地进行无酬劳的工作,会使员工更容易产生职场欺骗行为,为自己在非工作时间的工作获得相应的回报。

根据资源保存理论,人们会试图获得、保留和保护资源,如果他们面临资源消耗殆尽的威胁或者已经消耗殆尽,那么就需要获得新的资源进行补充,以保证个体的资源平衡^[17]。非工作时间工作连通行为消耗了员工的个体资源,若员工的资源得不到及时补充,会使其产生不满或不公平感^[18],而职场欺骗行为可以使员工获得本不属于自己的福利,作为一种资源补充的方式可以弥补员工因非工作时间工作连通行为所产生的资源损失。基于以上分析,非工作时间工作连通行为需要员工耗费资源应对,并且通常情况下员工为非工作时间工作连通行为耗费的资源得不到组织回报,这种资源的不对称可能导致员工通过职场欺骗行为以获取消耗的资源。由此,提出如下假设。

H1:非工作时间工作连通行为正向影响员工职场欺骗行为。

1.2 工作倦怠的中介作用

工作倦怠反映了员工个体资源消耗且得不到及时补充的状态,作为一种负面状态,其经常在员工面临工作压力后出现^[17]。根据资源保存理论,非工作时间工作连通行为需要员工在非工作时间花费时间和精力满足工作需求,增加了员工工作负荷,长期处于这种工作状态会导致员工心理紧张和资源的过度消耗^[19],而如果员工付出的资源没有得到对等的回报,就可能导致员工工作倦怠^[20]。一方面,处于工作倦怠状态的员工会为了避免资源进一步的消耗,而试图通过夸大或虚报自己业绩等职场欺骗行为来补偿自己所损失的资源^[21];另一方面,工作倦怠会使员工感觉到焦虑,可能使其进行自我欺骗,导致员工道德意识的消失,从而心安理得地做出不道德行为^[22],增加了员工产生职场欺骗行为的可能性。综上,本研究认为非工作时间工作连通行为导致员工工作倦怠,并使员工产生职场欺骗行为。由此,提出如下假设。

H2:工作倦怠在非工作时间工作连通行为与员工职场欺骗行为之间起到中介作用。

1.3 组织支持感的调节作用

组织支持感是员工对组织给予支持和帮助的感知程度。相关研究表明,组织支持感在应对工作压力的负面影响上发挥着作用^[23]。依据资源保存理论,当员工面临非工作时间工作连通行为时,其需要耗费各种资源来保证任务的完成和自我情绪的调节,当其资源一直消耗且缺乏有效资源来控制自身情绪时,组织支持就成为其资源补充的主要方式^[17]。组织所给予的物质支持、精神支持等,可以对员工物质和情绪资源进行补充,在一定程度上可以缓解其对非工作时间工作连通行为的消极反应^[24]。员工的组织支持感越高,其感受到组织给予的资源越多^[12],从而越能保持自身资源的平衡^[25],增强员工对非工作时间工作连通行为的有效应对,即员工的组织支持感可以有效减少非工作时间工作连通行为对于员工造成的资源损失,以调整员工自身心理状态和自身情绪,进而减弱员工的工作倦怠。由此,提出如下假设。

H3:组织支持感在非工作时间工作连通行为对员工工作倦怠的影响中起调节作用。

基于以上分析,本研究认为组织支持感可能调节工作倦怠在非工作时间工作连通行为与员工职场欺骗行为之间的中介作用。具体而言,非工作时间工作连通行为对组织支持感高的员工带来的资源损失感较小,员工不易产生工作倦怠,使员工有充足的资源和积极的心理来应对工作,减少员工通过职场欺骗行为获取资源的发生。反之,对于低组织支持感的员工,非工作时间工作连通行为对员工带来的资源损失感较大,员工更易产生工作倦怠,当员工损失的各种资源得不到补充可能会选择职场欺骗行为来获取资源。综上,提出如下假设。

H4:组织支持感调节了工作倦怠在非工作时间工作连通行为与员工职场欺骗行为之间的中介效应。

基于以上假设,提出以下理论模型,如图1所示。

2 研究设计

收起

2.1 研究样本

本研究的调查对象为各企事业单位在职员工,利用问卷星软件进行问卷的发放和回收,问卷中所有的题项均为员工自评,为了降低员工的心理顾虑得到更真实的数据,问卷采取匿名填写,并在问卷指导语中向调查对象说明仅用于学术研究。数据收集采用滚雪球的方式进行,首先将问卷发放给不同行业的朋友参与调查,然后请他们向同事和朋友发放问卷。共回收323份,剔除无效问卷后得到有效问卷307份,问卷有效回收率为95%。调查样本的基本情况统计见表1。

2.2 变量测量

问卷主要包括个人信息、非工作时间工作连通行为、工作倦怠、职场欺骗行为及组织支持感5个部分,其中非工作时间工作连通行为、工作倦怠、职场欺骗行为和组织支持感采用李克特5点计分量表(1~5表示从“从不”到“总是”)进行测量。

非工作时间工作连通行为:选取马红宇等^[26]修订的Richarddson和Thompson^[27]编制的非工作时间工作连通行为量表进行测量。该量表更符合中国情境,共3个题项,如“在非工作时间内,工作相关者使用上述通信工具与我联系以处理工作的频率”。本研究中,该量表的Cronbach’s α系数为0.81。

工作倦怠:选取李超平和时勘^[28]对Maslach等^[29]编制职业倦怠量表(maslach burnout inventory,MBI)修改的量表进行测量,更适用于中国文化背景。该量表共15个题项,如“早晨起床不得不去面对一天的工作时,我感觉非常累”。本研究中,该量表的Cronbach’s α系数为0.96。

职场欺骗行为:选取Mitchell等^[30]编制的员工职场欺骗行为量表进行测量,共有7个题项,如“即使没在忙工作的时候,我也会假装自己在工作”。本研究中,该量表的Cronbach’s α系数为0.92。

组织支持感:采取国际上通用的Eisenberger等^[10]开发的量表,但由于该量表题量较多,刘智强等^[31]对其量表进行简化,形成简化版的量表,共6个题项,如“公司会考虑我的意见”。本文中,该量表的Cronbach’s α系数为0.96。

3 数据分析与结果

收起

3.1 验证性因子分析

使用Amos软件对模型进行验证性因子分析,以检验各个量表的区分效度。根据表2所示结果,四因子模型拟合得较好,其拟合指数显著优于其他模型,其中,卡方/自由度χ²/df=1.47,近似误差均方根RMSEA=0.04,比较拟合指数CFI=0.97,非规范拟合指数TLI=0.97,增值拟合指数IFI=0.97。

CFI、TLI和IFI均在0.9以上,χ²/df低于3,RMSEA低于0.08,由此表明本研究的4个变量具有良好的区分效度。

3.2 共同方法偏差分析

本研究所涉及的变量均由员工自评,可能出现共同方法偏差问题,因此,使用Harman单因素法对这4个变量进行共同方法偏差检验。经检验发现,样本数据的KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)值为0.948,Bartlett球形检验显著,未经旋转的第1公因子的解释方差为39.06%,低于临界值40%,说明本研究不存在严重的共同方法偏差问题。

3.3 变量描述性统计

由表3可知,非工作时间工作连通行为与工作倦怠(r=0.36,P<0.01)、职场欺骗行为(r=0.22,P<0.01)均呈现显著正相关关系,工作倦怠与职场欺骗行为也呈现显著正相关关系(r=0.29,P<0.01),该分析结果为后续假设检验提供了必要的前提。

3.4 假设检验

(1)主效应检验。由表4模型7可知,对性别、年龄、学历等人口统计学信息进行控制后,非工作时间工作连通行为对职场欺骗行为有显著的正向影响(b=0.15,P<0.01),假设H1得到支持。

(2)中介效应检验。由表4模型2可知,非工作时间工作连通行为对员工工作倦怠感具有显著的正向影响(b=0.29,P<0.001),而由模型8可知,加入工作倦怠后,非工作时间工作连通行为对员工职场欺骗行为的影响不再显著,而工作倦怠对职场欺骗行为的影响正向显著(b=0.21,P<0.001)。表明,工作倦怠在非工作时间工作连通行为对员工职场排斥行为的影响中起完全中介作用,假设H2得到支持。此外,使用PROCESS插件检验间接效应的显著性。检验结果表明,工作倦怠在非工作时间工作连通行为与员工职场欺骗行为之间的间接效应为0.059,SE=0.024,95%CI=[0.018,0.112],这进一步说明工作倦怠的中介效应得到验证。

(3)调节效应检验。由表4中模型4可知,非工作时间工作连通行为和组织支持感的交互项与工作倦怠呈现显著负相关(b=-0.17,P<0.01),假设H3得到支持。本文通过绘制组织支持感的调节效应图,以更直观地表明组织支持感调节作用的方向和趋势。从图2可以看出,在低组织支持感情形下,非工作时间工作连通行为对员工工作倦怠的正向影响较强,而在高组织支持感情形下,非工作时间工作连通行为对员工工作倦怠的正向影响明显减弱,即组织支持感在非工作时间工作连通行为与员工工作倦怠之间起负向调节作用。

为进一步检验被调节的中介效应,采用Bootstrap检验方法进行分析,结果见表5。当组织支持感水平较高时,员工工作倦怠对非工作时间工作连通行为与职场欺骗行为之间关系的间接效应不显著(ρ高组织支持感=0.03),Boot95%CI为[-0.01,0.07],包含0;当组织支持感水平较低时,员工工作倦怠对非工作时间工作连通行为与职场欺骗行为之间关系的间接效应显著(ρ低组织支持感=0.09),Boot95%CI为[0.03,0.16],不包含0。另外检验参数Index=-0.03,Boot95%CI为[-0.06,-0.01],不包含0。综上可知,工作倦怠在非工作时间工作连通行为与员工职场欺骗行为之间的中介效应受到组织支持感的调节,假设H4得到支持。

4 结论与讨论

收起

4.1 研究结论

通过对不同企业员工进行问卷调查,探讨了非工作时间工作连通行为对职场欺骗行为的影响。研究结果发现:①非工作时间工作连通行为对员工职场欺骗行为具有正向影响;②工作倦怠在非工作时间工作连通行为与职场欺骗行为之间发挥着中介作用;③组织支持感负向调节非工作时间工作连通行为对工作倦怠的影响。

4.2 理论意义

(1)拓展了非工作时间工作连通行为的影响结果研究。以往国内有关非工作时间工作连通行为的影响结果研究,较多研讨员工态度^[32]、工作家庭冲突^[33]、绩效^[34]等方面,但缺乏对员工行为层面的影响研究。非工作时间工作连通行为成为员工日常化工作内容,但有关这一行为的实证研究相对匮乏,因此本研究通过实证分析探讨了非工作时间工作连通行为对员工职场欺骗行为的影响,进一步拓展了非工作时间工作连通行为的影响结果研究。

(2)基于资源保存理论,探究了工作倦怠在非工作时间工作连通行为和员工职场欺骗行为之间的中介作用。非工作时间工作连通行为作为员工压力源之一,需要员工直接或间接消耗资源来应对,若员工消耗的资源得不到补充,会导致员工工作倦怠的产生。当员工处于工作倦怠状态时,其为了寻找新的资源以补充所损失的资源,员工会采取职场欺骗行为以使自己获得本不属于自己的福利。目前国内有关员工职场欺骗行为的影响因素研究较少,本研究从非工作时间工作连通行为出发,探讨了其对员工职场欺骗行为的作用机制,在一定程度上扩充了员工职场欺骗行为的前因变量研究。

(3)引入组织支持感,验证了组织支持感在非工作时间工作连通行为和工作倦怠之间的调节作用。本研究基于资源保存理论,研究发现组织支持感作为外部资源能够在一定程度上对员工所消耗的资源进行补充,减弱了非工作时间工作连通行为对员工工作倦怠的正向影响,丰富了对组织支持感的研究,为企业管理者削弱非工作时间工作连通行为的负面影响提供新的思路。

4.3 实践意义

本研究的管理启示在于:①企业应制定相关规定给予员工在非工作时间拒绝处理工作的权利,减少员工心理压力。若员工愿意在非工作时间进行工作连通行为,应按其加班给予一定的报酬,维持员工的资源平衡。②企业应关注员工的情绪状态,为员工组织心理疏导、职业规划等活动,避免员工因工作倦怠而采取一些不道德行为损害企业利益。③企业应提高对员工的物质或精神支持让员工感知到企业对自己的资源投入,从而减弱员工因非工作时间工作连通行为而产生的工作倦怠。

4.4 不足与展望

(1)采取员工自评的方式,可能受到共同方法偏差的影响,员工对于职场欺骗行为所涉及的问题多有顾虑,采用自评的方式进行测量会对测评结果造成影响。因此,未来研究对于员工职场欺骗行为可以采取他评的方式进行测量。

(2)只考虑到了非工作时间工作连通行为的负向结果,未能考虑其所带来的积极影响。因此,未来研究可以探讨非工作时间工作连通行为对员工所带来的正向影响。

(3)对于职场欺骗行为的研究,只集中于对其前因变量的研究,而忽视了员工职场欺骗行为的后果研究。因此,未来研究可以探讨员工在采取职场欺骗行为之后对员工自身及组织成员所带来的影响。

参考文献

收起

文献

收起

参考文献引证文献

排序方式：

[1]

RICHARDSON

, BENBUNAN-FICH

. Examining the antecedents of work connectivity behavior during non-work time[J]. Information and Organization, 2011, 21: 142-160.

[2]

WANG

, ZHANG

, SHI

. Effects of segmentation supply and segmentation preference on work connectivity behaviour after hours: a person-environment fit perspective[J]. Current Psychology, 2023, 42: 28146-28159.

[3]

YANG

, YAN

, LI

, et al. Different results from varied angles: the positive impact of work connectivity behavior after-hours on work engagement[J]. Behavioral Sciences, 2023, 13(12): 971.

[4]

RICHARDSON

K M

, THOMPSON

C A

. High tech tethers and work-family conflict: a conservation of resources approach[J]. Engineering Management Research, 2012, 1(1): 29-43.

[5]

MITCHELL

M S

, BAER

M D

, AMBROSE

M L

, et al. Cheating under pressure: a self-protection model of workplace cheating behavior[J]. Applied Psychology, 2018, 103 (1): 54-73.

[6]

KAMRAN

, AZAM

, ATIF

. Supervisor bottom-line mentality, performance pressure, and workplace cheating: moderating role of negative reciprocity[J]. Frontiers in Psychology, 2022, 13: 801283.

[7]

BATOOL

, IBRAHIM

H I

, ADEEL

, et al. When abusive supervision affects creative idea sharing: understanding the role of employee cheating and organizational justice[J]. Heliyon, 2024, 10(1): 22781.

[8]

MASLACH

, SCHAUFELI

W B

, LEITER

M P

. Job burnout[J]. Annual Review of Psychology, 2001, 52(1): 397-422.

[9]

DEMEROUTI

, BAKKER

A B

, NACHREINER

, et al. The job demands-resources model of burnout[J]. Applied Psychology, 2001, 86(3): 499-512.

[10]

EISENBERGER

, HUNTINGTON

, HUTCHISON

, et al. Perceived organizational support[J]. Applied Psychology, 1986, 71(3): 500-507.

[11]

NASEER

, RAJA

. Why does workplace bullying affect victims’ job strain? perceived organization support and emotional dissonance as resource depletion mechanisms[J]. Current Psychology, 2021, 40: 4311-4323.

[12]

何建华, 左璐, 常莉俊. 表层扮演对员工离职倾向的影响: 情绪耗竭的中介作用与组织支持的调节效应[J]. 商业经济与管理, 2020(7): 49-58.

[13]

TER HOEVEN

C L

, VAN ZOONEN

, FONNER

K L

. The practical paradox of technology: the influence of communication technology use on employee burnout and engagement[J]. Communication Monographs, 2016, 83(2): 239-263.

[14]

袁硕, 唐贵瑶. 工作连通行为研究述评与展望[J]. 外国经济与管理, 2018, 40(9): 112-125.

[15]

程欢, 陈丝璐, 郭凯莉. 非工作时间与工作相关电子沟通的研究评述与未来展望[J]. 中国人力资源开发, 2023, 40(1): 6-20.

[16]

赵越, 王艳平, 王琛, 等. 非工作时间工作连通行为影响工作感受和工作行为的元分析研究[J]. 应用心理学, 2024(4): 1-18.

[17]

HOBFOLL

S E

. The influence of culture, community and the nested-self in the stress process: advancing conservation of resources theory[J]. Applied Psychology, 2001, 50(3): 337-421.

[18]

何玉杰, 余敬. 非工作时间电子沟通对员工时间侵占行为的影响: 基于资源保存理论视角[J]. 中国人力资源开发, 2020, 37(1): 54-67.

[19]

ROSENBLOOM

, ELDROR

. Perfectionism as a moderator of the association of work connectivity beha-vior after-hours (WCBA) and burnout[J]. North American Journal of Psychology, 2017, 19(2): 461-476.

[20]

FADARE

O O

, DOUCETTE

W R

, GAITHER

C A

, et al. Exploring the moderating role of job resources in how job demands influence burnout and professional fulfillment among U.S. pharmacists[J]. Research in Social and Administrative Pharmacy, 2022, 18: 3821-3830.

[21]

GOLPARVAR

. Unconventional functions of deviant behaviors in the relationship between job stress and emotional exhaustion: three study findings[J]. Current Psychology, 2016, 35: 269-284.

[22]

TENBRUNSEL

A E

, MESSICK

D M

. Ethical fading: the role of self-deception in unethical behavior[J]. Social Justice Research, 2004, 17: 223-236.

[23]

于海翔. 工作倦怠研究现状综述[J]. 心理月刊, 2022, 17(23): 223-227.

[24]

赵延昇, 李曼. 企业80后知识型员工工作倦怠与离职倾向之间的关系研究: 以组织支持感为调节变量[J]. 上海管理科学, 2012, 34(3): 75-79.

[25]

文彤, 梁祎. 资源保存理论下顾客欺凌对导游离职意愿的影响研究[J]. 旅游科学, 2020, 34(3): 47-62.

[26]

马红宇, 张晓翔, 谢菊兰, 等. 工作-家庭中心性与心理解脱: 非工作时间工作连通行为的中介作用[J]. 中国临床心理学志, 2013, 21(6): 1008-1012.

[27]

RICHARDSON

K M

, THOMPSON

C A

. High tech tethers and workfamily conflict: a conservation of resources approach[J]. Engineering Management Research, 2012, 1(1): 29-43.

[28]

李超平, 时勘. 分配公平与程序公平对工作倦怠的影响[J]. 心理学报, 2003(5): 677-684.

[29]

MASLACH

, LEITER

M P

, JACKSON

S E

. The Maslach burnout inventory manual[M]. Palo Alto, CA: Consulting Psychologists Press, 1996.

[30]

MITCHELL

M S

, BAER

M D

, AMBROSE

M L

, et al. Cheating under pressure: a self-protection model of workplace cheating behavior[J]. Journal of Applied Psychology, 2017, 103(1): 54-73.

[31]

刘智强, 邓传军, 廖建桥, 等. 组织支持、地位认知与员工创新: 雇佣多样性视角[J]. 管理科学学报, 2015, 18(10): 80-94.

[32]

潘清泉, 韦慧民. 非工作时间的工作相关电子通讯与员工情绪耗竭和离职意向的关系机制研究[J]. 商业经济与管理, 2017(10): 35-49.

[33]

周密, 颜雪, 罗露阳. 非工作时间内移动技术使用对工作家庭冲突的影响[J]. 东北大学学报(社会科学版), 2021, 23(2): 29-37.

[34]

田建, 夏天添, 程豹. 非工作时间挤占对隔天工作绩效的影响研究[J]. 软科学, 2021, 35(12): 107-112.

2025年第25卷第3期

PDF下载

297

150

引用本文

BibTeX

文章信息

接收时间：2024-09-03
首发时间：2025-07-21
出版时间：2025-02-10

补充材料

相关文章

文章信息

作者

出版历史

收稿日期：2024-09-03

基金

作者信息

青海大学财经学院, 西宁 810016

参考文献

分享链接

https://castjournals.cast.org.cn/joweb/kjhcy/CN/1153984486585913476

分享至

全文二维码

扫描看全文

引用本文

BibTeX

本文的引用情况

2种不同金属材料的力学参数

科 Family	属数 Number of genus	种数 Number of species	占总种数比例 Percentage of total species (%)	属 Genus	种数 Number of species	占总种数比例 Percentage of total species (%)
鹅膏菌科Amanitaceae	2	11	5.26	鹅膏菌属 Amanita	10	4.78
小菇科 Mycenaceae	2	12	5.74	丝盖伞属 Inocybe	5	2.39
多孔菌科 Polyporaceae	8	14	6.70	蜡蘑属 Laccaria	5	2.39
红菇科 Russulaceae	3	23	11.00	小皮伞属 Marasmius	6	2.87
				小菇属 Mycena	11	5.26
				光柄菇属 Pluteus	5	2.39
				红菇属 Russula	17	8.13
				栓菌属 Trametes	5	2.39

关闭全屏

BibTeX
EndNote
RefWorks
TxT

变量	分类	占比/%	变量	分类	占比/%
性别	女	71.7	工作职位	普通员工	73.3
男	28.3
基层管理者	21.5
学历	高中及以下	2.9
中层管理者	4.2
大专	9.1
高层管理者	1.0
本科	69.7
所在行业	IT行业	9.8
硕士及以上	18.3
建筑行业	7.8
年龄	22岁及以下	13.7
制造行业	7.8
22~30岁	61.9
服务行业	16.9
31~40岁	17.9
金融行业	11.4
40岁以上	6.5
医疗行业	4.9
工作年限	1年以下	34.5
教育行业	18.9
1~5年	32.9
能源行业	5.9
5~10年	17.6
其他行业	16.6
10年以上	15.0

变量

分类

占比/%

变量

分类

占比/%

性别

女

71.7

工作职位

普通员工

73.3

男

28.3

基层管理者

21.5

学历

高中及以下

2.9

中层管理者

4.2

大专

9.1

高层管理者

1.0

本科

69.7

所在行业

IT行业

9.8

硕士及以上

18.3

建筑行业

7.8

年龄

22岁及以下

13.7

制造行业

7.8

22~30岁

61.9

服务行业

16.9

31~40岁

17.9

金融行业

11.4

40岁以上

6.5

医疗行业

4.9

工作年限

1年以下

34.5

教育行业

18.9

1~5年

32.9

能源行业

5.9

5~10年

17.6

其他行业

16.6

10年以上

15.0

模型	χ²/df	RMSEA	CFI	TLI	IFI
四因子模型	1.47	0.04	0.97	0.97	0.97
三因子模型	2.05	0.06	0.94	0.93	0.94
两因子模型	4.67	0.11	0.78	0.77	0.78
单因子模型	8.83	0.16	0.54	0.50	0.54

模型

χ²/df

RMSEA

CFI

TLI

IFI

四因子模型

1.47

0.04

0.97

三因子模型

2.05

0.06

0.94

0.93

0.94

两因子模型

4.67

0.11

0.78

0.77

0.78

单因子模型

8.83

0.16

0.54

0.50

0.54

变量	均值	标准差	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10
1性别	1.72	0.45	1
2年龄	2.17	0.74	-0.24^***	1
3学历	3.06	0.68	-0.06	-0.09	1
4工作年限	2.13	1.05	-0.29^***	0.75^***	-0.15^**	1
5工作职位	1.33	0.60	-0.21^***	0.26^***	0.06	0.33^***	1
6所在行业	5.32	2.58	0.16^**	-0.10	0.05	-0.12^*	-0.05	1
7 WCBA	3.37	0.91	0.24^***	-0.17^**	0.04	-0.26^***	-0.11^*	0.12^*	1
8工作倦怠	3.34	0.87	0.19^***	-0.20^***	0.07	-0.31^***	-0.11^*	0.09	0.36^***	1
9组织支持感	3.39	1.12	-0.09	0.11^*	-0.06	0.27^***	0.06	-0.11^*	-0.19^***	-0.39^***	1
10职场欺骗行为	3.38	0.91	0.20^***	-0.12^*	0.10	-0.19^***	-0.07	0.11^*	0.22^***	0.29^***	-0.38^***	1

变量

均值

标准差

1性别

1.72

0.45

2年龄

2.17

0.74

-0.24^***

3学历

3.06

0.68

-0.06

-0.09

4工作年限

2.13

1.05

-0.29^***

0.75^***

-0.15^**

5工作职位

1.33

0.60

-0.21^***

0.26^***

0.06

0.33^***

6所在行业

5.32

2.58

0.16^**

-0.10

0.05

-0.12^*

-0.05

7 WCBA

3.37

0.91

0.24^***

-0.17^**

0.04

-0.26^***

-0.11^*

0.12^*

8工作倦怠

3.34

0.87

0.19^***

-0.20^***

0.07

-0.31^***

-0.11^*

0.09

0.36^***

9组织支持感

3.39

1.12

-0.09

0.11^*

-0.06

0.27^***

0.06

-0.11^*

-0.19^***

-0.39^***

10职场欺骗行为

3.38

0.91

0.20^***

-0.12^*

0.10

-0.19^***

-0.07

0.11^*

0.22^***

0.29^***

-0.38^***

变量	工作倦怠	职场欺骗行为
性别	0.10	0.05	0.06	0.07	0.16^**	0.13^*	0.12^*
年龄	0.08	0.06	0.00	-0.01	0.05	0.04	0.03
学历	0.03	0.02	0.02	0.01	0.09	0.08	0.80
工作年限	-0.33^***	-0.26^**	-0.15	-0.12	-0.16	-0.12	-0.07
工作职位	-0.00	-0.00	-0.01	-0.01	-0.00	-0.00	-0.00
所在行业	0.04	0.02	-0.01	-0.00	0.07	0.06	0.06
WCBA		0.29^***	0.25^***	0.28^***		0.15^**	0.09
工作倦怠							0.21^***
组织支持感			-0.30^***	-0.31^***
WCBA×组织支持感				-0.17^**
R²	0.11	0.19	0.26	0.29	0.07	0.09	0.13
ΔR²	0.10	0.17	0.24	0.27	0.05	0.07	0.10
F	6.39^***	9.77^***	13.35^***	13.45^***	3.82^***	4.30^***	5.38^***

变量

工作倦怠

职场欺骗行为

模型1

模型2

模型3

模型4

模型6

模型7

模型8

性别

0.10

0.05

0.06

0.07

0.16^**

0.13^*

0.12^*

年龄

0.08

0.06

0.00

-0.01

0.05

0.04

0.03

学历

0.03

0.02

0.01

0.09

0.08

0.80

工作年限

-0.33^***

-0.26^**

-0.15

-0.12

-0.16

-0.12

-0.07

工作职位

-0.00

-0.01

-0.00

所在行业

0.04

0.02

-0.01

-0.00

0.07

0.06

WCBA

0.29^***

0.25^***

0.28^***

0.15^**

0.09

工作倦怠

0.21^***

组织支持感

-0.30^***

-0.31^***

WCBA×组织支持感

-0.17^**

R²

0.11

0.19

0.26

0.29

0.07

0.09

0.13

ΔR²

0.10

0.17

0.24

0.27

0.05

0.07

0.10

6.39^***

9.77^***

13.35^***

13.45^***

3.82^***

4.30^***

5.38^***

路径	间接效应	BootSE	Boot95%CI
低组织支持感	0.09	0.03	[0.03,0.16]
中组织支持感	0.06	0.02	[0.02,0.10]
高组织支持感	0.03	0.02	[-0.01,0.07]

路径

间接效应

BootSE

Boot95%CI

低组织支持感

0.09

0.03

[0.03,0.16]

中组织支持感

0.06

0.02

[0.02,0.10]

高组织支持感

0.03

0.02

[-0.01,0.07]