工作壓力對員工偏差行為的影響-社會支持的調節效果
計畫類別： 個別型計畫
計畫編號： NSC94-2416-H-011-007-SSS
執行期間： 94 年 08 月 01 日至 95 年 07 月 31 日 執行單位： 國立臺灣科技大學企業管理系
計畫主持人： 邱淑芬
計畫參與人員： 邱健榕
報告類型： 精簡報告
處理方式： 本計畫涉及專利或其他智慧財產權，2 年後可公開查詢
中 華 民 國 95 年 10 月 23 日
中文摘要
本研究之目的在於檢視工作壓力與員工偏差行為之關係，並且針對不同來
源（角色衝突、角色模糊、角色負荷）、不同性質（正、負面壓力源）之工作壓
力，分別探討其對員工偏差行為（組織偏差、人際偏差）的影響。以 329 份直 屬主管與員工之配對問卷為樣本，研究結果顯示，工作壓力與員工偏差行為有 正向顯著關係，顯示當員工知覺到壓力情境時，會增加其在職場中的組織偏差 與人際偏差行為。特別是角色衝突對人際與組織偏差行為均有正向影響，角色 模糊則對組織偏差行為有正向影響，而角色負荷卻與組織偏差行為呈現負向關 係。另外，本研究將工作壓力進一步區分為正面壓力源與負面壓力源，探討不 同性質之壓力源與員工偏差型行為之關係，結果顯示正面壓力與偏差行為（人 際、組織）呈現負向之關係，而負面壓力對偏差行為（人際、組織）則有正向 影響。最後，社會支持（主管、同儕）與員工偏差行為（人際、組織）之主要 效果和干擾效果並不顯著。
關鍵字：工作壓力、員工偏差行為、工作場所偏差行為、社會支持
Abstract
This study investigates the relationship between work stress and employee deviance. Specifically, this study explores the effects of different sources of role stress (role conflict, role ambiguity, and role overload) and positive and negative stress on organizational and interpersonal workplace deviance. With 329 paired samples from employees and their immediate supervisors, the results demonstrate the positive relationship between work stress and employee deviant behavior. Role conflict had a positive relationship with both organizational and interpersonal deviance. Role ambiguity was positively related to organizational deviance. While role overload had a negative relationship with organizational deviance. Further, positive stress was negatively and negative stress was positively related to both organizational and interpersonal deviance. Finally, social support had no significant main effect in employee deviance and no significant interaction effect in the stress-employee deviance relationship.
Keywords: work stress, employee deviance, workplace deviance, social support
一、研究背景與目的
過去許多研究指出並已證實員工偏差行為對組織及個人績效有負面影響，
並為組織帶來重大損失（e.g., Bensimon, 1994; Camara & Schneider, 1994;
Hanisch, Hulin, & Roznowski, 1998; Harper, 1990; Murphy, 1993）。員工偏差行為 係指「員工違反重要組織規範的自願性行為，這類行為會對組織的健全運作或 組織成員的福祉帶來負面影響」(Robinson & Bennett, 1995: 556)。因此，探討影 響員工偏差行為的相關因素，將有助於組織作預防及管理偏差行為，以減少組 織成本並促進組織效能。
在競爭激烈的現代工作環境中，許多員工感受到工作壓力（job stress）。工 作壓力是指「會造成個體在認知上及情緒上的需求狀態與供給狀態之間，產生 差異的工作或工作環境相關因素」(Edwards, 1992)。過去學者針對工作壓力對 工作績效（亦即任務性績效, task performance）之影響的相關研究，為數不少(e.g., Abramis, 1994; Barnes, Potter & Fiedler, 1983; Cohen & Spacapan, 1978; Hartley, 1973; Jackson & Schuler, 1985; Jamal, 1984, 1985; Jex, 1998; Motowidlo et al., 1986; Spector, Dwyer, & Jex, 1988; Tubre, Sifferman & Collins, 1996; Van Dyne, Jehn, & Cummings, 2002)，也有研究探討工作壓力與組織公民行為（亦即輔助 性績效，屬員工自發性「正面的」工作行為）（contextual performance or employee discretionary positive work behavior）之關係(e.g., Cohen, 1980; Hui, Organ &
Crooker, 1994; Klein & Verbeke, 1999; Stephens & Sommer, 1994; Tompson &
Werner, 1997)。另外，學者亦有探討工作壓力對員工的離職傾向、離職行為、
缺勤行為以及怠工等員工退卻行為(withdrawal behaviors)（員工自發性「負面的」
工作行為的一類）（employee discretionary negative work behavior）的影響(e.g., Arsenault & Dolan, 1983; Begley & Czajka, 1993; Boswell, Olson-Bauanan, Lepine, 2004; Cropanzano, Howes, Grandey & Toth, 1997; Hardy, Woods, & Wall, 2003;
Gupta & Beehr, 1979; Jamal, 1990, Johns, 1997; Taris, Schreurs, & Van Iersel-Van Silfhout, 2001; Wright & Cropanzano, 1998)。然而，現有研究卻較少探討工作壓 力對另一類員工自發性「負面的」工作行為，亦即員工偏差行為的影響，例如：
工作遲延（e.g., Kidwell & Bennett, 1993）、偷竊(e.g., Chen & Spector, 1992)、侵 犯他人（e.g., Chen & Spector, 1992）、敵意及抱怨(e.g., Chen & Spector, 1992)。
再者，Cavanaugh, Boswell, Roehling, and Boudreau(2000)將壓力源區分為正面壓 力 源 (challenge-related self-reported stress) 與 負 面 壓 力 源 (hindrance-related self-reported stress)，前者對工作績效有正向影響，而後者對工作績效則有負面 影響。例如：相較於正面壓力源，負面壓力源可能較會導致員工產生偏差行為，
因 此 ， 可 能 不 是 每 種 壓 力 源 都 會 對 員 工 偏 差 行 為 造 成 影 響 (Boswell, Olson-Buchanan, & LePine, 2004)。基於上述，本研究的目的即在探討工作壓力 對員工偏差行為的影響。
此外，儘管目前國外已有學者探討工作壓力以及員工偏差行為之關係(e.g.,
Boswell et al., 2004; Chen & Spector, 1992; Kidwell & Bennett, 1993; Lau, Au, &
Ho, 2003; Martinko, Gundlach, & Douglas, 2002)，但是極少研究檢視工作壓力－
員工偏差行為之關係的干擾變項，亦即探討在何種情況下(when)，工作壓力對 員工偏差行為的影響效果的差異性。因此，本研究擬探討社會支持對工作壓力 與員工偏差行為之關係的調節效果。
二、文獻探討
（一） 工作壓力與員工偏差行為之關連性
目前已有文獻指出工作壓力會影響員工偏差行為 (e.g., Boswell, et al., 2004;
Chen & Spector, 1992; Kidwell & Bennett, 1993; Lau et al., 2003; Martinko et al., 2002)。Chen and Spector (1992)發現工作壓力（包括：角色模糊、角色衝突、工 作負荷、人際衝突）會增加怠工、侵犯他人、敵意和抱怨、偷竊等員工偏差行 為，理由是是工作壓力在概念上接近於挫折感 (frustration)，員工因工作相關因 素（角色模糊、角色衝突、工作負荷、人際衝突）導致個人無法順利達成工作 目標，進而產生挫折感。過去研究亦已證實工作壓力與挫折感之關聯性(e.g., Chen & Spector, 1991; Keenan & Newton, 1984; Peters & O'Connor, 1988; Spector, 1975; Spector et al., 1988)。根據 Dollard, Doob, Miller, Mowrer, and Sears (1939) 以及 Berkowitz (1969, 1978)，挫折感可能是導致侵犯行為（員工偏差行為的一 種）的原因，據上述推論，工作壓力可能會讓員工產生挫折感，進而產生偏差 行為。
再者，工作壓力可能透過工作不滿意的中介作用，進而導致員工產生偏差 行為。過去學者指出工作壓力與工作不滿意之間有正向關係，而工作不滿意又 與員工退卻行為（e.g., 離職或缺勤）呈現正相關。Farrell (1983) 以及 Rusbult, Farrell, Rogers, and Mainous (1988) 基於交換理論，已驗證工作不滿意與員工的 工作輕忽行為(job neglect, 例如：怠工、延長休息時間、遲到)（員工偏差行為 的一種）有正向關係。因此，工作壓力可能會導致員工產生負面工作行為（退 卻行為與偏差行為）。
Martinko et al.(2002) 以及 Lau et al. (2003)歸納影響員工反生產力行為 (counterproductive behavior)（某一類的員工偏差行為）的主要前因，包括：個 人因素、工作因素、組織因素以及情境因素。其中個人因素中即包括工作壓力
（e.g., 工作負荷、時間壓迫感），Lau et al. (2003)整理過去研究發現，高度工 作壓力會使員工感到挫折感，導致員工以暴力行為(e.g., Jones, 1980)、無理由的 缺勤 (e.g., Fitzgibbons & Moch, 1980)、延長休息時間 (Jones, 1981; Jones &
Boye, 1994)以及偷竊行為 (Jones & Boye, 1994)等方式來紓解壓力。根據 Cohen(1980)，由於壓力因子迫使人們付出額外的注意力，因而造成資訊過荷的 情境，引發任務性績效所需要的認知疲乏以及精力的削弱，進而導致對他人較
不敏銳，並且表現出減少給予幫助，減少對個體差異性的認知以及增加侵略性。
但是，從另一個角度來看，工作壓力雖然可能會導致員工產生上述的侵犯 行為（員工偏差行為的一類），工作壓力也可能使員工產生想要「逃離」或「退 縮」的行為（員工偏差行為的另一類），透過上班遲到、早退、缺勤或離職，
來避免不愉快的工作環境(Gupta and Beehr, 1979)。
綜合上述，過去研究指出工作壓力與員工偏差行為將呈現正向關係。因此，
本研究提出以下假設：
H1：工作壓力（角色衝突、角色模糊、角色負荷）對員工偏差行為（人際 偏差行為、組織偏差行為）有正向影響。
據上述，工作壓力可能會對員工的偏差行為造成影響。然而，Robinson and Bennett (1995)以及 Bennett and Robinson (2000)對強調不同類型的員工偏差行為 可能會有不同的前因變項。述上述，工作壓力可能對不同員工偏差行為的構面
（組織偏差行為以及人際偏差行為）有不同的影響。例如：與工作角色相關的 壓力源可能對員工的組織偏差行為影響較大，而對員工的人際偏差行為影響較 小。因此，本研究提出以下假設：
H2：工作壓力（角色衝突、角色模糊、角色負荷）對員工的組織偏差行為 影響較大，而對員工的人際偏差行為影響較小。
此外，Selye (1982)指出，某些正面壓力(eustress)會為員工帶來成就感或挑 戰，而激勵員工表現正面的態度與行為，另一些負面壓力(distress)則會導致員 工產生負面行為。Cavanaugh et al. (2000)亦有類似發現，負面壓力導致員工產 生離職行為。再者，根據 Boswell et al. (2004)，正面壓力源對正面的員工態度 及行為（e.g., 忠誠度、）會有正向作用，而負面壓力源則與員工的負面態度及 行為（員工退卻行為包括：離職傾向、工作不專心、讓別人作自己分內之事）
有正相關。根據上述，本研究提出以下假設：
H3：正面的工作壓力與員工偏差行為（人際偏差行為、組織偏差行為）之 間呈現負向關係。
H4：負面的工作壓力與員工偏差行為（人際偏差行為、組織偏差行為）之 間呈現正向關係。
（二） 社會支持對工作壓力與組織公民行為之關係的影響
社會支持係指個人來自主管支持、同事支持、家人與朋友的支持 (e.g., Beehr et al., 2000; Kirmeyer & Dougherty, 1988; Seers, McGee, & Graen, 1983)。過
去研究顯示社會支持對壓力與壓力反應（e.g.,緊張、挫折、身心健康或績效）
之關係具有主要效果(main effects)、調節效果(moderating effects)或是兩種效果 同時存在。
認為社會支持有主要效果的學者指出不論工作壓力的程度為何，社會支持 均能有效減輕工作壓力所導致的負面效果，包括身心健康的耗損及工作績效的 下降，因此社會支持對工作壓力的反應具有主要效果，而無調節效果(Beehr et al., 2000; La Rocco & Jones, 1978)。例如：La Rocco and Jones(1978)指出社會支持（主 管支持及同事支持）對負面壓力反應有主要效果。Beehr et al. (2000)發現同事支 持對減緩心理上的壓力反應有主要效果。
大多學者則指出社會支持會降低工作壓力與其負面反應的關係，亦即驗證 社會支持對壓力及壓力反應的調節效果或緩衝效果(buffering effect)（減輕效果）
(Gore, 1978; House, McMichael, Wells, Kaplan, & Landerman, 1979; Karasek, Triantis, & Chaudry, 1982; Kirmeyer & Dougherty, 1988; La Rocco, House, &
French, 1980; Lefcourt, Martin, & Saleh, 1984; Russell, Altmaier, & Van Velzen, 1987; Sandler & Lakey, 1982; Seers et al., 1983; Wilcox, 1981)。相反地，有些學者 則發現不同來源或不同特質個人（性別以及人格）的社會支持會對壓力與負面
壓力反應之關係「沒有」甚至有「負面」的調節效果（增強效果）。例如：
Abdel-Halim (1982)、Beehr(1976)以及 Kobasa and Puccetti(1983)發現壓力程度 相當的高度社會支持（同事支持）的員工反而比低度社會支持的員工經歷更大 的負面壓力反應。Kaufmann and Beehr (1986)亦發現高度的社會支持（主管支持 與同事支持）反而對壓力與壓力的負面反應之關係有增強效果。Dormann and Zapf (1999)則發現同事支持對壓力與沮喪之關係並無調節效果，而主管支持對 壓力－沮喪之關係具有減緩效果，而無主要效果。
另外，部分研究則證實社會支持對工作壓力－壓力反應的關係同時具有主 要效果及調節效果(Cohen & Wills, 1985; Viswesvaran, Sanchez, & Fisher,
1999)。Manning, Jackson, and Fusilier(1986)亦指出社會支持對壓力與醫療支出 的關係同時具有主要及調節作用。
綜合上述，過去研究指出社會支持作為工作壓力－員工偏差行為之關係的 調節變項，或是社會支持對員工偏差行為會有主要效果。根據前一節所述，工 作壓力可能會使員工產生偏差行為，因此可將員工偏差行為當作是員工面對工 作壓力的負面反應，延續上文探討社會支持對工作壓力－壓力反應的關係之主 要效果與調節作用。因此，本研究提出以下假設，包括社會支持的主要效果以 及調節效果：
H5：社會支持對員工偏差行為有負向關係。亦即社會支持的程度愈高，則 員工偏差行為的展現愈少。
H6：與較低的社會支持相較下，在較高的社會支持下，工作壓力對員工偏
差行為的影響程度將較小。
（三） 控制變項－性別、教育程度、工作經驗、人格特質
為正確評估主要自變數（工作壓力）對員工偏差行為的效果（直接效果與加
入干擾變項後的間接效果），本研究納入性別、教育程度、工作經驗（組織年資
和雇用身份）以及五大人格特質作為控制變項。
首先，過去研究顯示性別、教育程度與工作經驗（通常以工作年資作估計）
會影響員工偏差行為以及工作壓力認知(e.g., Baron & Richardson, 1994;
Greenglass, 1991; Jick & Mitz, 1985; Murphy, 1993; Narayanan, Menon, & Spector, 1999; Robinson & Greenberg, 1998 )。例如：過去研究顯示男性較傾向於發生較嚴 重的侵犯他人的行為(Baron & Richardson, 1994)，年資較淺的員工較會有偷竊公 司財物的行為(Hollinger & Clark, 1983; Murphy, 1993)。Jick and Mitz (1985)顯示性 別與壓力之關聯性，Greenglass (1991)則發現社會結構及性別角色令女性經歷較 高的職業倦怠(對工作壓力的反應症狀)，再者，Narayanan et al.(1999)指出女性較 會有人際衝突的壓力。最後，不同的員工偏差行為（人際和組織）可能會受到不 同人格特質的影響。例如：Colbert et al. (2004)指出審慎性對組織偏差行為有影 響；相較於低親和性的人格特質，親和性特質較高者在知覺組織支持和人際偏差 間有較強的反向關係。再者，Cullen and Sackett (2003)提到情緒不穩定的個體在 面臨壓力情境時，傾向採取問題逃避的處理方式。因此，此類型的員工知覺具有 負面壓力的工作情境時，容易採取工作退縮的策略，意即產生逃避方式用以回應 問題。另外，依據Ones and Viswesvaran (1996)，相較於低勤勉審慎，高勤勉審性 特質的員工有較高的生產力，因為其花更多的時間在指派的工作任務之上，對知 識的渴望甚於他者，並且會設法達成自我設定目標，在工作上的表現超乎預期，
亦會避免反生產行為的表現。
三、研究方法
（一）
研究對象與程序本研究透過便利取樣方式，以人際關係網絡聯絡願意配合的公司的人力資 源部門，說明研究目的及建議取樣的人數及方式（e.g., 性別、部門別、職位別
及工作年資），請其提供研究樣本（直屬主管與員工）的聯絡方式。
研究問卷上說明研究目的、研究用途及保證匿名性，由研究者直接郵寄問 卷給願意填答本問卷的員工（填答「員工偏差行為」以外的問卷題項）及其直
接主管（針對其下屬，填答「下屬的偏差行為」的題項）。因為研究題項包含較
為敏感的「員工偏差行為」，除了在問卷上強調匿名性以及資料保密，研究者特
別強調本計劃的目的純屬學術性研究，與填答者的受雇公司無關，研究問卷請 填答問卷者放進由研究者提供的附有回郵及收件地址（研究者）的信封，自行 寄回。Slora (1991)以及 Lim (1996)的研究強調以上做法較可能蒐集到有效的員 工自我報導的偏差行為的資料。
本問卷調查於 2006 年 5 月分別發放 425 份紙本問卷給樣本公司的 45 主管 與 425 位員工，至 2006 年 8 月中旬，分別回收 352 份主管問卷以及 345 員工問 卷，經配對比較，得到 334 份直屬主管與員工之配對問卷，經由篩檢無效及填 答不完整的 5 份問卷，有效配對問卷為 329 份。
（二）研究變數與衡量
本研究之自變數、干擾變數、依變數及控制變數之衡量方式如下：
1、工作壓力
工作壓力係指會造成個體在認知上及情緒上的需求狀態與供給狀態之間，
產生差異的工作或工作環境相關因素(Edwards, 1992)。工作壓力之衡量主要以 角色壓力為主，包括角色衝突、角色模糊以及角色負荷等三種角色壓力源。角 色衝突乃指當員工的知覺與其所擔任的職務與自身的職責並不相容，採用 Rizzo, House, and Lirtzman (1970)之 8 題量表，例題如：「我必須去做一些與我志願不 合的事」和「我必須做工作份外的事」，Cronbach’sα 值為 0.810。角色模糊則 是個人對於行為結果缺乏明瞭之意，同時缺乏預測能力，意即個人無法獲得清 晰的角色期望，或者與自身的角色期望產生不一致現象，採用 Rizzo et al. (1970) 之 6 題量表，例題如：「我瞭解在工作上我擁有多少權限」和「我的工作目標 是明確且有計畫性的」，均為反向計分題，Cronbach’sα 值為 0.831。角色負荷 係指當對角色的要求過高、過多，超過個體的能力範圍時，量表採用 Kirmeyer and Dougherty (1988)之 4 題量表，例題如：「我覺得太多的工作量讓我無法兼 顧品質」和「我感到忙碌或匆忙」，Cronbach’sα 值為 0.801。
另外，本研究將壓力源區分為正面及負面壓力源，採用 Cavanaugh et al.
(2000)之量表，正面壓力源有 6 題，例題如：「我有很多的專案或任務」、「我 承擔任務上的責任」等，Cronbach’sα 值為 0.865。其次，負面壓力源有 5 題，
例題如：「我認為公司的決策不是取決於績效，而是人際間政治的影響」、「我 無法明白公司對我的期望」等，Cronbach’sα值為 0.702。工作壓力量表衡量尺 度係採李克特（Likert）五點尺度，計分方式從「非常不同意」至「非常同意」，
分別以 1~5 分表示。
2、社會支持
社會支持係指從主管、同儕及親友所獲得的支持程度。由於員工偏差行為 較不會受到親友之影響，因此，本研究之社會支持變項僅包括來自主管及同儕
之支持，例如：工作者在組織內獲得主管的關懷、讚許、鼓勵、指引等；工作 者遇到壓力時，或遇到困境時，能獲得同事的關心、協助，提供建言或其他幫 助。本研究採用 Caplan, Cobb, and French (1975)的社會支持問項，共有 8 題，
社會支持量表衡量尺度係採李克特（Likert）五點尺度，計分方式從「非常不同 意」至「非常同意」，分別以 1~5 分表示。主管支持的例題如：「當我感受到 工作壓力時，我的直接主管會盡力讓我的日子好過些」，Cronbach’sα 值為 0.862；同儕支持的例題如：「當我感受到工作壓力時，我可以很容易和我的同 事進行溝通」，Cronbach’sα 值為 0.846。
3、員工偏差行為
員工偏差行為係指「員工違反重要組織規範的自願性行為，這類行為會對 組織的健全運作或組織成員的福祉帶來負面影響」(Robinson & Bennett, 1995:
556)。採用 Bennett and Robinson (2000)員工偏差行為所發展的 19 題量表，其中 組織偏差行為有 12 題，人際的偏差行為有 7 題，員工偏差行為量表衡量尺度係 採李克特（Likert）五點尺度，計分方式從「從未如此」至「總是如此」，分別 以 1~5 分表示。Cronbach’sα 值分別為 0.840 和 0.804。
為避免研究受到共同來源偏誤 (same source bias) 的影響，員工偏差行為 的衡量係由直接主管進行填答對其下屬的員工偏差行為相關題項，再將填答問 卷進行配對(cf., Kidwell & Bennett, 2001)。
4、控制變項
本研究納入性別（男性=1；女性=0）、教育程度（國中及以下=1；高中職
=2；專科=3；大學=4；研究所=5）、工作經驗（組織年資和僱佣身份）以及五 大人格特質作為控制變項。僱佣身份係指員工是否為部分時間工作者（部分時 間工作者=1；全職工作者=0）。五大人格之衡量採用 Saucier (1994)所發展的五 大人格精簡量表，分為親和性、外向性、開放性、情緒穩定性、審慎性五個構 面。每個構面測量題目各 8 題，共有 40 題。衡量尺度依據符合程度從「極不符 合」至「極符合」，依序給予 1-9 分。親和性、外向性、開放性、情緒穩定性、
審慎性的Cronbach’sα 值分別為 0.812、0.803、0.765、0.787 以及 0862。
（三）分析方法
本研究採階層迴歸分析來驗證研究假設。首先，以員工偏差行為作為依變
項，將控制變項作為自變項放入迴歸式中，其次，放入主要自變項（工作壓力），
以評估工作壓力之主要效果，第三階段則放入干擾變項（社會支持），最後放入
主要自變項與干擾變項的乘績（interaction terms）。主要效果與交互效果的評估
則依據值，以及第二和最後階段 R2的增量 (incremental R2)來判斷工作壓力對 員工偏差行為的主要效果，以及社會支持對工作壓力與員工偏差行為之關係的 交互效果。此外，為避免產生高度的多元共線性問題，採取 Jaccard, Turrisi, and Wan (1990)之建議，於進行資料分析前，先將控制變項（虛擬變數除外）、自變 項與干擾變項進行資料轉換（centered around the mean），亦即將所有控制變項、
自變項和干擾變項均減去各自的平均數，再利用轉換後所得的新數值，形成另 一交互作用的變項，再進行迴歸式主要效果及交互作用的檢驗。
為進一步評估社會支持的交互作用的方向是否符合研究假設，依據 Zedeck (1971) 及 Cohen and Cohen (1983)所建議的圖示程序，以高於 1 個標準差及低於 1 個標準差的迴歸線畫出干擾效果圖，以增進對交互強度及方向的了解。
四、研究結果
本研究回收之有效樣本共 329 份。在性別方面，男性有 133 位，佔 40.4%；
女性有 196 位，佔 59.6%。在年齡方面，以 21-30 歲者最多，有 192 位，佔 58.5%；
31-40 歲有 78 位，佔 23.7%；41-50 歲有 42 位，佔 12.8%；其他年齡階層佔 5%。
在婚姻狀況方面，未婚者有 220 位，佔 66.9%；已婚者有 109 位，佔 33.1%。
在教育程度方面，學歷為大學者最多，有 158 位，佔 48%；專科學歷有 73 位，
佔 22.2%；研究所學歷有 66 位，佔 20.1%；其他學歷佔 9.7%。在年資方面，以 1-3 年者最多，有 101 位，佔 31%；未滿一年者有 58 位，佔 17.8%；3-5 年者 有 51 位，佔 15.6%；5-7 年有 27 位，佔 8.3%；7 年以上有 89 位，佔 27.3%。
在工作身份方面，部分時間工作者有 38 位，佔 11.6%，全職工作者有 289 位，
佔 88.4%。
表 1 呈現研究變相之平均數、標準差和相關係數。在平均數方面，人際偏 差和組織偏差之平均數分別為 1.64 和 1.60，介於「從未如此」和「很少如此」
之間，顯示主管評比員工偏差行為出現頻率頗低。正面壓力和角色負荷的平均 數分別為 3.48 和 3.15，介於「普通」和「同意」之間，顯示樣本員工的兩種 壓力程度中等。負面壓力、角色衝突和角色模糊的平均數分別為 2.82、2.66 和 2.25，介於「不同意」和「普通」之間，顯示樣本員工在此三類壓力的程度 較低。主管支持和同儕支持的平均數分別為 3.10 和 3.58，介於「普通」和「同 意」之間，顯示樣本員工感到中等程度的社會支持。
在相關係數係方面，負面壓力、角色衝突與人際偏差之相關係數分別 為.16(p<.01) 和.25(p<.001)，呈正向關係。負面壓力、角色衝突、角色模糊與 組織偏差之相關係數分別為.19(p<.01)、.25(p<.001)和.24(p<.001) ，亦呈正向 關係。主管支持和組織偏差之間為顯著負相關（r=-.13, p<.05），同儕支持則與 人際偏差呈顯著負向關係（r=-.16, p<.01）。教育程度、部分時間工作與組織偏
差呈正向關係（r=.12 和.16, p<.05）。年資則與人際偏差呈正向相關（r=.11,
p<.05）
。親和性、情緒穩定、勤勉審慎與人際偏差、組織偏差之間均呈現顯著負向關係（詳參見表 1）。
表 2 及表 3 呈現階層迴歸分析之結果，以檢驗本研究之相關假設。表 2 的 階層迴歸分析結果顯示，在「人際偏差」的模型一中，調整後 R2 為.154，表 示性別、年齡、教育程度、年資、五大人格特質等控制變項可以解釋人際偏差 行為之變異程度約 15.4%，其中年資與人際偏差行為具有顯著正向關係（=.21,
p＜.001），親和性（=-.28, p＜.001）以及情緒穩定(=-.21, p＜.001）與人際
偏差行為具有顯著負向關係。在模型二中，將三種角色壓力加入迴歸式中，結 果顯示整體模型 F 值為 7.751，達到顯著水準（p＜.001）。從 R2之增量可看 出，表示工作壓力對人際偏差行為可提供額外之解釋能力（F 值=7.114，R2=.053，p＜.001）。此外，角色衝突的迴歸係數為.26，達顯著水準（p<.001）， 角色模糊和角色負荷的迴歸係數未達顯著水準（β值分別為.05 和-.10）。在「組 織偏差」的模型一中，調整後 R2 為 0.130，表示性別、年齡、教育程度、年 資、五大人格特質等控制變項可以解釋組織偏差行為之變異程度約 13.0%，其 中性別和教育程度與組織偏差行為具有顯著正向關係（=0.14 和 0.13, p＜
0.05），情緒穩定（=-0.13, p＜0.05）以及勤勉審慎(=-0.26, p＜0.001）與組 織偏差行為具有顯著負向關係。在模型二中，將三種角色壓力加入迴歸式中，
結果顯示整體模型 F 值為 8.356，達到顯著水準（p＜0.001）。從 R2之增量可 看出，表示工作壓力對組織偏差行為可提供額外之解釋能力（F 值=12.296，
R2=.090，p＜.001）。再者，角色衝突和角色模糊的迴歸係數各為.26(p<.001) 和.15(p<.01)，亦達顯著水準。角色負荷的迴歸係數為-.21，達顯著水準
(p<.001)，但與研究假設方向相反。顯示工作壓力對員工偏差行為有正向影響，
研究假設 H1 大體得到支持。
比較「人際偏差」的模型二和「組織偏差」的模型二中的角色衝突、角色 模糊、角色負荷的廻歸係數，可發現三者的絕對值在「組織偏差」的模型中較
「人際偏差」模型的係數高或相等（角色衝突為.26 vs. .26; 角色模糊為.15 vs. .05; 角色負荷為-.21 vs. -.10）。因此，工作壓力對員工的組織偏差行為影 響較大，而對員工的人際偏差行為影響較小，研究假設 H2 得到支持。
從表 3 的階層廻歸分析結果可看出，在「人際偏差」的模型二中，將正面 和負面壓力加入迴歸式中，結果顯示整體模型 F 值為 7.087，達到顯著水準（p
＜.001），從 R2之增量可看出，正面和負面壓力對人際偏差行為可提供額外之 解釋能力（F 值=4.390，R2=.023，p＜.05）。此外，正面壓力的廻歸係數為 -.13，.負面壓力的廻歸係數為.13，均達顯著水準（p<.05）。在「組織偏差」的 模型二中，將正面和負面壓力加入迴歸式中，結果顯示整體模型 F 值為 6.090，
達到顯著水準（p＜0.001）。從 R2之增量可看出，正面和負面壓力對組織偏差
行為可提供額外之解釋能力（F 值=4.288，R2=.023，p＜.05）。再者，正面 壓力的廻歸係數為-.13，.負面壓力的廻歸係數為.13，均達顯著水準（p<.05）。
研究結果顯示正面的工作壓力與員工偏差行為（人際偏差行為、組織偏差行為）
之間呈現負向關係，研究假設 H3 得到支持。負面的工作壓力與員工偏差行為
（人際偏差行為、組織偏差行為）之間呈現正向關係，研究假設 H4 得到支持。
從表 2 和表 3 的「人際偏差」和「組織偏差」的模型三中的主管支持和同 儕支持的廻歸係數來看，研究結果顯示社會支持（主管支持和同儕支持）對兩 類員工偏差行為有均無顯著負向關係，研究假設 H5 未獲得支持。
從表 2 和表 3 的「人際偏差」和「組織偏差」的模型四中的主管支持的交 互作用項和同儕支持的交互作用項的廻歸係數來看，只有在人際偏差模型四 中，角色負荷和同儕支持的交互作用項達顯著水準（=-.15, p＜.05），其他交 互作用項的值並未達顯著水準。整體的研究結果顯示與較低的社會支持相較 下，在較高的社會支持下，工作壓力對員工偏差行為的影響程度並無差異，研 究假設 H6 未獲得支持。
四、 研究結果之討論
本研究之目的在於檢視工作壓力與員工偏差行為之關係，並且針對不同來
源（角色衝突、角色模糊、角色負荷）、不同性質（正、負面壓力源）之工作壓
力，分別探討其對員工偏差行為兩構面下（組織偏差、人際偏差）的影響。研 究結果顯示，工作壓力與員工偏差行為有正向顯著關係，顯示當員工知覺到壓 力情境時，會增加其在職場中的組織偏差與人際偏差行為，此與過去理論及實 證研究一致（Beehr & Newman, 1978；Jamal, 1990；Chen & Spector, 1992）。
再者，Robinson and Bennett (1995)指出不同類型之偏差行為，可能由不同 的前因所致。本研究結果顯示：角色衝突、角色模糊與角色負荷對組織偏差之 影響更甚於人際偏差，此研究結果呼應 Fox et al. (2001)之研究發現，Fox et al.
指出與組織任務相關的壓力源和組織反生產行為相關較高，而發現個人相關的 壓力源與人際反生產行為相關較高。值得注意的是，角色衝突對人際與組織偏 差行為均有正向影響，角色模糊則對組織偏差行為有正向影響，而角色負荷卻 與組織偏差行為呈現負向關係。探究其可能因素為，現行企業組織之工作任務 大多採用責任制度，即使當員工個人工作量增加時，員工仍將自己份任內工作 任務完成，視為理所當然且為職責所在，故不會因此產生偏差行為。再者，較 多的工作量可能會讓員工感受到被他人或組織所重視，因而委以重任，並且認 為工作任務可以讓自我有所成長，而產生工作成就感（Meglino, 1997）。此外，
在 Boswell et al. (2004)與 Cavanaugh et al. (2000)的研究中，其有助於個體在能力
或潛質上成長的工作任務相關要求或情境壓力（e.g.,工作負荷），歸納為正面性 的工作壓力。
另外，本研究將工作壓力進一步區分為正面壓力源與負面壓力源，探討不 同性質之壓力源與員工偏差型行為之關係，結果顯示正面壓力與偏差行為（人 際、組織）呈現負向之關係，而負面壓力對偏差行為（人際、組織）則有正向 影響，此研究發現呼應 Selye (1982)與 Boswell et al.(2004)之研究結果。再者，
Selye 指出，正面壓力為員工帶來成就感或挑戰，而激勵員工表現出正面的工作 態度與行為。相反地，負面壓力則會導致員工產生負面行為。此外，Boswell 以管理階層之員工為調查對象，進行縱斷面之研究，結果顯示正面壓力源與工 作滿意有正向關係，而與工作退縮有負向關係；負面壓力源方面與工作滿意有 負向影響，而與工作退縮行為成正向關係。
本研究檢視社會支持（主管、同儕）與員工偏差行為（人際、組織）之主 要效果和干擾效果並不顯著。推究其原因可能有以下幾點：首先，其他研究亦 有與本研究類似的結果。例如：Ganster, Fusilier, and Mayes (1986)同樣引用 Caplan et al. (1975)之社會支持量表，檢視主管、同儕、親友等社會支持對於工 作壓力（角色模糊、角色衝突、角色負荷、工作單調、技能不足、責任）與壓 力結果（沮喪、抱怨、工作不滿意、生活不滿意）的干擾效果。結果顯示社會 支持與工作不滿意具有顯著負向關係，且不同來源的社會支持對於壓力結果會 有不同程度的影響，例如：主管支持與壓力情緒反應最為顯著負相關，而親友 支持與個人的健康狀況有關。此外，經階層迴歸分析發現工作壓力與社會支持 之交互作用並不顯著，亦即社會支持對於工作壓力不具有緩衝效果，社會支持 並不能提供有力的調節證據。再者，Iwata and Suzuki (1997)針對日本銀行員 工，探討主管、同儕、家庭成員以及其他重要人士的社會支持，對於角色壓力
（角色衝突、角色模糊、角色負荷）和心理狀態的潛在干擾效果，結果發現主 管與重要人士支持和壓力反應有顯著負相關，然而在角色壓力源和社會支持的 12 個交互作用下，僅同儕支持與角色負荷之交互作用達顯著影響。此外，
LaRocco House, and French (1980)也指出社會支持僅對於心理和生理健康狀態 有緩衝效果，但對工作壓力並無顯著調節作用。綜合前述，再次顯示社會支持 對於壓力的緩衝效果薄弱。最後，回顧 House (1981)的社會支持理論，社會支 持的緩衝效果是個體在身處高度壓力情境中，經由社會支持以減緩壓力對個人 所造成的衝擊，間接對個人的身心健康及生活產生正面的效果。因此，當個人 處於壓力的情境中，社會支持的緩衝效果才具有意義。本研究之工作壓力平均 數較低，因此可能造成本研究社會支持干擾效果不顯著之原因之一。
本研究有以下之限制。首先，在員工偏差行為之評估方面，採用主管評比 的員工偏差行為雖然可以減少共同來源偏誤的問題，但是主管可能不易觀察到 員工各類型的偏差行為，導致無法正確評比此類負面工作行為，而使偏差行為
的平均數偏低，且變異數偏小（不易發現顯著結果），致使無法正確評估員工
偏差行為的前因。未來研究可同時兼採員工自評和同事評比的方式來測量員工 偏差行為。其次，除了社會支持以外，可能有其他變數會影響工作壓力與員工 偏差行為之關係，例如：自我效能和人格特質。相較於低自我效能的員工，對 高自我效能高的員工而言，工作壓力對其偏差行為的影響可能較小。再者，情 緒較穩定或勤勉審慎的員工即使面對工作壓力，也可能較不會展現員工偏差行 為。未來研究可探討影響工作壓力與員工偏差行為關係的其他調節變項。最 後，本研究採橫斷面研究，在同一時間點蒐集變項資料，未來研究可採縱斷性 研究，以釐清變項之因果關係。
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表 1 研究變項的平均數、標準差及相關係數
變項名稱 平均
數
標準 差
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18
1. 人際偏差 1.64 .41 (.804)
2. 組織偏差 1.60 .36 .44*** (.840) 3. 性別a .40 .49 .05 .10
4. 教育程度b 3.78 .90 -.05 .12* .19**
5. 年資c 2.96 1.48 .11* -.06 .15** -.13*
6. 部分時間工作 .12 .32 .05 .13* -.04 .07 -.32***
7. 親和性 6.93 1.04 -.32*** -.22*** .03 .11* .18** -.18** (.812) 8. 外向性 5.70 1.15 -.02 -.13* .12* .05 .13* -.01 .41*** (.803) 9. 開放性 5.53 1.06 -.02 .00 .30*** .25*** .08 -.04 .23*** .41*** (.765) 10. 情緒穩定 5.81 1.16 -.26*** -.25*** .20*** .07 .25*** -.12* .53*** .35*** .14* (.787) 11. 勤勉審慎 6.42 1.11 -.15** -.25*** .23*** .15** .23*** -.10 .48*** .34*** .49*** .47*** (.862) 12. 正面壓力 3.48 .66 -.07 -.07 .16** .25*** .21*** -.24*** .17** .13* .25*** .03 .24*** (.865) 13. 負面壓力 2.82 .63 .16** .19** -.04 -.05 -.04 -.01 -.14* -.16** -.13* -.26*** -.23*** .16** (.702) 14. 角色衝突 2.66 .62 .25*** .25*** .06 .11* -.00 -.03 -.05 -.04 .04 -.17** -.06 .32*** .49*** (.810) 15. 角色模糊 2.25 .54 .10 .24*** -.03 -.03 -.11* .13* -.15** -.16** -.12* -.07 -.24*** -.31*** .23*** .11 (.831) 16. 角色負荷 3.15 .70 .09 .02 .01 .06 -.02 -.11 -.05 -.07 -.02 -.26*** -.15*** .49*** .34*** .53*** -.03 (.801) 17. 主管支持 3.10 .78 -.10 -.13* .09 .00 -.01 .05 .00 .03 .08 .12* .06 -.08 -.28*** -.24*** -.18** -.22*** (.862) 18. 同儕支持 3.58 .68 -.16** -.08 -.11* .03 -.13* .02 .16** .05 .05 .11* .06 -.04 -.15** -.20*** -.14* -.11 .33*** (.846)
註： a. 性別：1=男性，0=女性。
b. 教育程度：1=國中及以下，2=高中職，3=專科，4=大學，5=碩士/博士。
c. 年資；1=未滿一年，2=1至3年，3=＝3至5年，4=5至7年，5=7年以上。
d. 對角括弧內數值為各變項信度之係數。
* p＜0.05；** p＜0.01；*** p＜0.001。
表2 階層迴歸分析
變數名稱 人際偏差 組織偏差
模型一 模型二 模型三 模型四 模型一 模型二 模型三 模型四
Step1
性別 .07 .06 .06 .07 .14* .13* .14* .15*
教育程度 .00 -.02 -.02 -.02 .13* .12* .12* .12*
年資 .21*** .20*** .20** .20** .06 .06 .06 .06
部分時間工作 .04 .03 .03 .05 .10 .06 .07 .07
親和性 -.28*** -.28*** -.27*** -.28*** -.04 -.02 -.03 -.01
外向性 .14* .15* .14* .15* -.06 -.04 -.05 -.04
開放性 -.00 -.01 -.00 .00 .11 .09 .10 .10
情緒穩定 -.21** -.19** -.18** -.18** -.13* -.16* -.16* -.16*
勤勉審慎 -.04 -.03 -.03 -.04 -.26*** -.24*** -.24*** -.25***
Step 2
角色衝突 .26*** .25*** .25*** .26*** .26*** .25***
角色模糊 .05 .03 .01 .15** .14** .14**
角色負荷 -.10 -.10 -.09 -.21*** -.23*** -.22***
Step 3
主管支持 -.04 -.06 -.09 -.07
同儕支持 -.03 -.03 .04 .02
Step 4
角色衝突＊主管支持 .01 .08
角色衝突＊同儕支持 .02 -.01
角色模糊＊主管支持 -.05 .01
角色模糊＊同儕支持 .00 -.05
角色負荷＊主管支持 .05 -.10
角色負荷＊同儕支持 -.15* .03
F值 7.524*** 7.751*** 6.716*** 5.100*** 6.357*** 8.356*** 7.352*** 5.286***
F值 7.114*** .620 1.251 12.296*** 1.249 .597
R2 .177 .230 .233 .252 .154 .244 .250 .259
R2 .053*** .003 .019 .090*** .006 .009
調整後R2 .154 .201 .199 .202 .130 .215 .216 .210 註：a. 所有係數皆為標準化迴歸係數。
b. 性別：1=男性，0=女性。
c. 教育程度：1=國中及以下，2=高中職，3=專科，4=大學，5=碩士/博士。
d. 年資；1=未滿一年，2=1至3年，3=＝3至5年，4=5至7年，5=7年以上。
e. 採用VIF值檢定控制變項與自變項之間的共線性問題，VIF值均介於1和2之間，小於10的判定標準
(Near et al., 1999)。
*p＜0.05；**p＜0.01；***p＜0.001。
表3 階層迴歸分析
變數名稱 人際偏差 組織偏差
模型一 模型二 模型三 模型四 模型一 模型二 模型三 模型四
Step1
性別 .07 .07 .07 .07 .14* .14* .15* .15
教育程度 .00 .04 .04 .03 .13* .16** .16** .16**
年資 .21*** .23*** .22*** .22*** .06 .08 .08 .08
部分時間工作 .04 .01 .02 .02 .10 .07 .08 .08
親和性 -.28*** -.28*** -.27*** -.27*** -.04 -.04 -.04 -.04
外向性 .14* .15* .15* .14* -.06 -.05 -.06 -.05
開放性 -.00 .02 .02 .02 .11 .12 .13* .11
情緒穩定 -.21** -.20** -.19** -.19** -.13* -.13* -.12* -.12*
勤勉審慎 -.04 -.01 -.01 -.02 -.26*** -.23*** -.24*** -.23***
Step 2
正面壓力 -.13* -.13* -.12* -.13* -.13* -.13*
負面壓力 .13* .11 .10 .13* .11 .10
Step 3
主管支持 -.05 -.06 -.10 -.10
同儕支持 -.06 -.06 .01 .01
Step 4
正面壓力＊主管支持 .05 -.03
正面壓力＊同儕支持 -.01 -.01
負面壓力＊主管支持 .02 .02
負面壓力＊同儕支持 .02 .05
F值 7.524*** 7.087*** 6.235*** 4.810*** 6.357*** 6.090*** 5.429*** 4.204***
F值 4.390* 1.438 .348 4.288* 1.653 .368
R2 .177 .200 .207 .211 .154 .177 .185 .189
R2 .023* .007 .004 .023* .009 .004
調整後R2 .154 .172 .174 .167 .130 .148 .151 .144
註：a. 所有係數皆為標準化迴歸係數。
b. 性別：1=男性，0=女性。
c. 教育程度：1=國中及以下，2=高中職，3=專科，4=大學，5=碩士/博士。
d. 年資；1=未滿一年，2=1至3年，3=＝3至5年，4=5至7年，5=7年以上。
e. 採用VIF值檢定控制變項與自變項之間的共線性問題，VIF值均介於1和2之間，小於10的判定標準
(Near et al., 1999)。
*p＜0.05；**p＜0.01；***p＜0.001。
