工作压力对知识员工反生产行为的影响研究

近年来，随着全球经济的高速发展，人们面临的工作压力越来越大，工作压力研究开始受到学者的广泛关注。世界知名办公方案提供机构雷格斯2012年通过调查发现：中国是世界上工作压力最大的国家之一，60%的职场男性即使在休假期间也会照常完成工作；49%的女性也同样如此。巨大的工作压力严重影响员工的身心健康。工作压力会增加员工的离职意向、降低员工的工作满意度，并导致员工反生产行为的发生[1-2]。反生产行为的自发性与攻击性，会给组织带来诸如财务受损、生产力下降、声誉受损与员工道德水平下降等巨大损失。目前，有关工作压力对反生产行为的实证研究相对贫乏，而且研究对象多为西方背景下的普通员工。相比普通员工，知识员工面临的工作压力可能更大，更容易产生反生产行为，而且知识员工的反生产行为方式更加隐蔽，行为后果对组织更具破坏力[3]。由此可见，基于中国文化背景，探讨工作压力与知识员工反生产行为之间的关系，以及情绪在工作压力与反生产行为之间的中介效应，对于组织提高管理水平，促进知识员工身心健康都有着重要的意义。

一、文献回顾与假设提出

(一)工作压力与反生产行为

学术界关于工作压力的定义目前尚未统一。Lazarus等人认为工作压力是个体与环境交互作用的产物，如个体在面对压力时，可能会作出挑战性评价或威胁性评价[4]。Cavanaugh认为工作压力可以分为挑战性压力和阻碍性压力，挑战性压力是能被员工控制和克服的，并对员工的成长和职业发展具有积极意义的工作要求，包括工作负荷、工作复杂性和工作责任等；阻碍性压力是超出员工能力范围的，并阻碍或干扰员工职业发展的工作要求，如组织政治、繁文缛节、角色模糊及官僚程序等[5]。

因此，通过梳理影响绿色建筑发展的相关规划和政策文件，选取4个指标纳入中观政策评价因子：城市重点发展区、开发类型（新建与旧改）、能源策略分区、用地性质（公共建筑、住宅建筑）。2.1.3微观因子

反生产行为的研究始于Kaplan对工作场所中员工越轨行为的考察，他发现这类行为具有一定的自发性，是个别利益对共同利益的侵害[6]71-72。此后，Fox等人首次将这类消极生产行为冠以反生产行为的名称，并提出相应的概念：反生产行为是组织员工违背组织的合法规定，对组织或者组织成员的利益造成伤害的自发性行为[7]。其间，对反生产行为结构维度的研究经历了从单维、二维，到多维的发展过程。彭贺通过对中国文化背景下知识员工的研究，提出知识员工反生产行为的六维结构，包含失德行为、钻空子行为、消极服从行为、抵制行为、撒谎行为和保守知识行为[8]。本文采用了彭贺的知识员工反生产行为六维结构。

以往研究表明，挑战性压力与阻碍性压力对多个变量产生影响。挑战性压力被员工视为有回报的工作体验，所以此类压力会提高员工的工作绩效、工作满意度[9-10]，减少员工的抵制行为和钻空子行为[11-12]。相反，阻碍性压力会增加员工的消极生产行为[1-2]，降低员工的幸福感、组织公平感、工作满意度[13]。根据Hobfoll的资源保存理论，个体具有习得的、内在的驱动力来保持自己所拥有的资源的数量和质量，避免损害这些资源的状况出现[14-15]。王巧玲认为当具有威胁性的阻碍性压力(官僚程序、繁文缛节)出现时，会导致知识员工拥有的有限的个人资源的损耗，知识员工出于补偿性心理，会做出不利于组织的行为，比如失德行为、抵制行为与钻空子行为等[16]。如果知识员工个人资源的缺失，能够得到内在或外在资源的补偿，就可以缓解其资源的耗竭，从而减少消极服从等负面行为的发生。例如，挑战性压力(工作负荷、工作职责)带来的潜在收益(外在资源)，可以补偿知识员工个人资源的丧失，因而员工不太会做出不利于组织的事。鉴于此，本研究提出以下假设：

H1：挑战性压力对知识员工反生产行为各维度具有显著负向影响。

采用同源数据(一份问卷中的全部题项都由一个人填答)，不可避免地会产生同源误差。因此，本研究通过Harman单因素检验方法来检验样本数据的同源误差[26]，即运用SPSS 19.0对问卷的所有数据进行主成分分析，得出的第一主成分只解释了18.5%的方差变异。根据同源误差检验要求，如果主成分分析结果中只有一个因子，或某个因子能够解释较大部分的方差变异，则说明存在同源误差。因此，本研究所用数据不存在显著的同源误差，可以对各变量进行结构效度分析。

(二)工作压力与情绪

孟昭兰认为情绪是一种心理动机力量和心理活动过程，是人们的机体为适应所生存的环境而同他们的认知相互影响的产物[17]。Watson等人将情绪分为积极情绪和消极情绪[18]。Zelenski等人认为，积极情绪和消极情绪可以概括全部情绪体验[19]。积极情绪是个体受到内外界事物的刺激，需要得到某种程度的满足而产生的伴有愉悦感受的主观体验，包括轻松、满足、热情、乐观等。消极情绪是个体心情低落或者陷于不愉快的情境时而产生的令人生厌的情绪状态，如紧张、沮丧、愤怒等。

H6：消极情绪对知识员工反生产行为具有显著正向影响。

3．情绪。该变量的测量选用Warr的工作情绪量表[24]。量表包含12个题项，其中前6个题项测量消极情绪，如担心的、紧张的、心神不安的、沮丧的、忧郁的、痛苦的；后6个题项测量积极情绪，如轻松的、满足的、镇定的、乐观的、热情的、愉快的。量表采用Likert 5点计分法，从非常轻微、比较轻微、一般感觉、比较强烈到非常强烈，前6个题项依次赋值为1～5；而积极情绪题项采用反向计分法，得分越高，表明消极情绪越高。

H4：阻碍性压力对消极情绪具有显著正向影响。

(三)情绪与知识员工反生产行为

相关研究发现，情绪会影响个体的行动意图和行为倾向，能够频繁产生积极情绪的个体更能积极地应对问题，解决问题。Dalai等人通过实证研究发现，积极情绪容易引发员工的组织公民行为[21]。Lee等人研究发现，消极情绪会引发工作场所中一系列的偏离行为，比如迟到早退、消极怠工等[22]。根据资源保存理论，个体的情绪可以视为一种个体资源(情绪资源)，情绪资源的消耗和获取会导致个体产生积极或消极的行为后果。情绪资源的获取可以理解为个体产生的积极情绪，而这种积极情绪更容易引发员工的组织公民行为。情绪资源的消耗则是个体产生的消极情绪，为平衡个体资源，个体会做出一些有损组织的事情(比如反生产行为)。宋国学研究发现，积极情绪与反生产行为显著负相关，消极情绪与反生产行为显著正相关[11]。由此可以看出，情绪与知识员工反生产行为之间存在密切的联系，具有积极情绪的员工，生活态度更为积极乐观，处理事情也更加周全合理。因此，本研究提出以下假设：

本研究采用的量表在多数研究中得到验证，因此，不再重复探索性因子分析。为检验本文所使用量表的效度，运用AMOS 21.0进行验证性因子分析。根据林碧芳等人的研究成果[27]，采用Χ2/df，RMSEA，CFI，GFI等指标判断模型拟合效果，具体详见表1。

工作压力对情绪的影响已得到多数研究者的支持。最初研究者的关注点主要集中于消极的情绪反应，如French等人研究发现工作中时间压力与紧张、恐慌等消极情绪密切相关[20]。Watson等人也指出当个体受到来自工作组织中的负性刺激时，更容易产生恐惧、焦虑和紧张等负面情绪[18]。而后，学者们也开始探索工作压力对积极情绪的影响。Cavanaugh等人认为，个体会自觉判断工作压力是否对自己有利，当员工感受到对其发展有潜在利益或能给自身带来成就感的挑战性压力时，机体会产生乐观、兴奋的积极情绪[5]。刘得格研究发现，当员工体验到官僚主义等阻碍性压力时，机体就会产生消极情绪[10]。由此，本文认为，工作压力与员工情绪之间存在一定的关系，并且具有积极意义的工作压力会使员工产生积极情绪。相反，阻碍员工个人发展的工作压力会诱发员工产生消极情绪。因此，本研究提出以下假设：

今后几年，河北省将全面贯彻落实《国务院关于实行最严格水资源管理制度的意见》，在水利部的指导下，学习借鉴兄弟省（直辖市、自治区）的经验，按照“打造亮点，突破难点，狠抓重点，大胆创新，全面提升”的工作思路和“可操作、可监控、可评价、可考核”的原则，积极稳妥地开展实行最严格水资源管理制度试点工作。

(四)情绪的中介作用

许多研究证实，负面情绪在压力与反生产行为之间起中介作用。如Lee等人证明消极情绪在压力源与反生产行为之间起中介作用[22]。根据情感事件理论，工作场所中客观存在的环境因素会导致积极或消极的情感事件产生，个体对情感事件的体验会诱发不同的情绪反应，并依此产生相适应的态度和行为。Rodell等人认为，不论是挑战性压力还是阻碍性压力，都可以视为影响员工情绪反应的客观存在的情感事件，因此，知识员工对不同性质工作压力的体验必然会导致其产生有差异的情绪反应(积极/消极情绪)，并引发特殊的工作行为(反生产行为/组织公民行为)[23]。Fox等人设计了情绪中心工作行为模型，发现积极环境(如挑战性压力源)会促使员工产生积极情绪，并进一步诱发组织公民行为；消极环境(如阻碍性压力源)会导致员工产生相应的消极情绪，而消极情绪往往和反生产行为有关[7]。因此，本研究提出以下假设：

H7：积极情绪在挑战性压力与知识员工反生产行为的负向关系中具有中介作用。

选用SPSS20.0统计学软件，计数资料以n（%）表示，采取χ2检验，计量资料以（±s）表示，采用t检验，设P＜0.05为差异有统计学意义。

当这种锦鲤情结与企业营销相挂钩，即企业官方社交媒体(以新浪微博和腾讯微信为主)以“话题+福利”方式发布相关讯息，人们随之进行相应的转发与评论，锦鲤式营销便形成了。这种锦鲤式营销利用了社交媒体平台的传播渠道，传播速度快，覆盖范围广。

H8：消极情绪在阻碍性压力与知识员工反生产行为的正向关系中具有中介作用。

二、研究方法

(一)研究对象

本研究的问卷调查分为预调查和正式调查。问卷采用的是多数学者证明并使用过的成熟量表，因此预调查的目的主要是检验问卷的信度。预调查采用在南京某互联网公司当场发放并回收的方式，共发放问卷125份，回收113份，有效问卷107份，有效回收率为85.6%。正式调查的对象主要是南京和连云港的6家单位(互联网公司、国企等)的在职正式员工。研究采用纸质和电子问卷两种调查方式，运用自我报告的填答方式由调查对象独立完成，共发放问卷350份，剔除无效问卷113份，得到有效问卷237份，有效回收率为67.7%。被调查对象方面，女性占65.5%，男性占35.5%；25岁及以下的占33.3%，26～30岁之间的占43.3%，31岁及以上的占23.4%；大学专科及以下的占18.5%，大学本科占70.3%，硕士及以上的占11.2%；国有企业占43.3%，外资企业占20%，民营企业占20%，机关事业单位占16.7%；工作年限集中在1～6年，占被调查总数的79.8%。

此外，恒丰银行昆明分行党委、共青团还积极组织党员、青年员工参与了禄劝县中屏镇中屏中学留守儿童手拉手帮扶活动，到贫困程度较深的保山市昌宁县黑马村回孩子们送去物资与精神食粮，到昆明阳光养老院向孤寡老人送温暖。组织员工进社区、进企业、进乡村，开展丰富的金融知识普及活动。

(二)研究变量

1．知识员工反生产行为。该变量的测量采用彭贺编制的知识员工反生产行为测量量表[8]。量表共有22个题项，包括失德行为(5题)、抵制行为(4题)、钻空子行为(3题)、消极服从行为(4题)、保守知识行为(3题)与撒谎行为(3题)。问卷采用Likert 5点计分法，1=从不发生，5=经常发生。

2．工作压力。该变量的测量采用Cavanaugh等人编制的挑战性与阻碍性工作压力量表[5]，该量表被许多国内外学者所采用。量表包含11个题项，其中6个题项测量挑战性压力，包括角色要求、工作负荷和时间压力等；5个题项测量阻碍性压力，包括资源匮乏、角色模糊和人际冲突等。量表采用Likert 5点计分法，从“非常不符合”到“非常符合”，依次赋值为1～5，得分越高，表示感受到的压力越大。

H3：挑战性压力对积极情绪具有显著正向影响。

4．控制变量。文献回顾发现，性别、年龄、单位性质、受教育程度、工作年限对员工反生产行为有着显著影响[25]。本研究将这5项作为控制变量。

通过上面交点的计算，物体表面的自我遮挡效果已经得到了很好的表现，但是因自我遮挡而产生的自阴影的效果却完全没有被表现出来，所以还必须要额外地进行表面自阴影的计算。

(三)统计方法

据近年来毕业生反馈信息表明，当年那些经过层层筛选进入医院的学生，发展将面临严峻挑战；相比之下，那些去医药企业单位实习的学生却获得了更大的发展空间与平台。在校企合作过程中，企业向学生提供助学金、奖学金等；教学过程中的实践环节均在企业进行，由企业专员为学生指导讲解，进行岗前培训，使其了解企业文化和规章制度等，并发挥“技术能手”师傅的帮、传、带作用，让学生参与生产实践，熟练掌握生产岗位中的操作要点和技术要求，真正实现了招生与招工同步、教学与生产同步、实习与就业结合，为企业订单式培养技能型人才。

三、数据分析与假设检验

(一)同源误差分析

H2：阻碍性压力对知识员工反生产行为各维度具有显著正向影响。

(二)信度分析与效度分析

本研究通过Cronbach’s α系数来检验量表的信度。研究发现，知识员工反生产行为的Cronbach’s α系数为0.911；挑战性压力和阻碍性压力的Cronbach’s α系数分别为0.844与0.717；积极情绪和消极情绪的Cronbach’s α系数分别为0.758与0.794。所有变量的Cronbach’s α系数均大于一般规定值0.7，因此本研究所使用的量表具有较好的信度。

H5：积极情绪对知识员工反生产行为具有显著负向影响。

本研究采用SPSS 19.0与AMOS 21.0对数据进行处理分析，所进行的统计处理主要有同源误差分析、信效度分析、相关性分析与回归分析。

 

表1 各量表验证性因子分析结果

  

各量表模型Χ2/dfRMSEACFIGFI知识员工反生产行为六因素模型1.630.060.940.90工作压力二因素模型1.660.040.980.96情绪二因素模型2.030.030.860.91

由表1可以看出，各个量表的模型拟合情况如下：知识员工反生产行为的六因素模型拟合情况较好，RMSEA为0.06(越接近于0越好，一般以小于0.1为标准)，CFI，GFI均在0.9以上(越接近于1越好，一般以大于0.9为标准)，因此知识员工反生产行为的六因素模型得到验证。工作压力与情绪的二因素模型的拟合度指数较为理想，虽然情绪二因素模型拟合度指数的CFI为0.86，但也接近0.9，整体拟合度较好，工作压力二因素模型与情绪二因素模型均得到验证。因此，三个量表均具有较高的效度水平。

(三)相关性分析与回归分析

各变量间的均值、标准差和相关性分析结果如表2所示。我们发现，挑战性压力与知识员工反生产行为显著负相关(-0.32*)，阻碍性压力与知识员工反生产行为显著正相关(0.14*)；挑战性压力与积极情绪显著正相关(0.16*)，阻碍性压力与消极情绪显著正相关(0.15*)；积极情绪与知识员工反生产行为显著负相关(-0.15*)，消极情绪与知识员工反生产行为显著正相关(0.20*)。这与前文所提假设一致，但还需通过回归分析确定变量间的因果关系。

 

表2 各变量间的均值、标准差和相关性分析结果

  

变量均值标准差性别年龄教育程度单位性质工作年限挑战性压力阻碍性压力积极情绪消极情绪反生产行为性别1.320.401年龄2.741.120.15*1教育程度2.980.700.010.001单位性质2.110.880.000.000.10*1工作年限3.251.260.10*0.52**0.000.151挑战性压力2.870.760.030.000.100.010.011阻碍性压力2.520.640.000.060.08*0.000.05-0.41*1积极情绪2.990.590.11-0.010.000.02*-0.030.16*-0.221消极情绪2.270.62-0.020.000.000.010.00-0.490.15*-0.46*1反生产行为1.760.54-0.08*0.030.020.000.07*-0.32*0.14*-0.15*0.20*1

注：系数后*，**分别表示P<0.05，P<0.01

工作压力对知识员工反生产行为影响的回归分析结果如表3所示。

 

表3 工作压力对知识员工反生产行为影响的回归分析结果

  

变量因变量CWB-1CWB-2CWB-3CWB-4CWB-5CWB-6控制变量性别0.120.090.110.050.050.000.010.020.040.000.150.01年龄-0.21-0.10-0.08-0.09-0.09-0.10-0.27*-0.130.120.11-0.11-0.02受教育程度-0.22-0.11-0.320.00-0.07-0.02-0.02-0.030.11*0.09-0.02-0.06单位性质-0.05-0.02-0.12-0.08-0.02-0.02-0.07-0.06-0.10-0.01-0.12-0.09工作年限0.080.020.210.080.010.040.07**0.040.030.050.100.05自变量挑战性压力-0.22**-0.13**-0.29*-0.10*0.23*-0.14**阻碍性压力0.16*0.33**0.08*0.21**0.19*0.22*R20.470.200.250.490.220.250.390.250.280.360.260.48调整R20.340.180.220.210.180.180.300.230.160.310.200.29ΔR20.460.180.240.470.200.240.350.230.260.320.250.38F5.12**3.10*5.22**6.01**5.75*5.28*6.22*4.99**3.22*7.04*5.45**5.98*

注： CWB-1到CWB-6分别表示知识员工反生产行为的失德行为、抵制行为、钻空子行为、消极服从行为、保守知识行为与撒谎行为六个维度；系数后*，**分别表示P<0.05，P<0.01

通过表3可以发现，以性别、年龄、受教育程度、单位性质、工作年限为控制变量，以挑战性压力为自变量，知识员工反生产行为各维度为因变量进行回归分析，回归系数分别为-0.22**，-0.13**，-0.29*，-0.10*，0.23*，-0.14**。这表明挑战性压力对知识员工的抵抗、失德等行为具有显著的负向影响，而对知识保守行为具有显著的正向影响(0.23*)，与研究假设H1不完全一致。若以阻碍性压力为自变量，知识员工反生产行为各维度为因变量进行回归分析，回归系数分别为0.16*，0.33*，0.08*，0.21**，0.19*，0.22*。这表明阻碍性压力对知识员工反生产行为各维度具有显著正向影响，研究假设H2得到验证。

按照Baron等人提出的中介作用检验方法[28]，验证情绪在工作压力与知识员工反生产行为之间起完全中介作用，必须满足三个条件：其一，工作压力(自变量)与情绪(中介变量)显著相关；其二，工作压力与知识员工反生产行为(因变量)显著相关；其三，当工作压力与知识员工反生产行为之间加入情绪时，工作压力对反生产行为的影响消失。如果加入情绪后，工作压力对知识员工反生产行为的影响显著地减弱，则证明情绪在工作压力与反生产行为之间起部分中介作用。对情绪的中介效应检验结果如表4所示。

 

表4 情绪的中介效应检验结果

  

变量因变量PE(M1)NE(M2)CWB(M3)CWB(M4)CWB(M5)CWB(M6)控制变量性别0.050.030.010.030.000.05年龄-0.06-0.01-0.30*0.000.01-0.02教育程度-0.04*-0.01-0.01**-0.160.02-0.09单位性质-0.03-0.02-0.32-0.04**-0.01-0.01**工作年限0.110.080.010.000.030.12自变量挑战性压力0.15*-0.12*-0.10*阻碍性压力0.19**0.16*0.12**中介变量积极情绪-0.22**消极情绪0.13*R20.280.290.230.290.310.32调整R20.190.250.200.170.230.29ΔR20.230.260.210.200.080.03F5.66*6.10**5.433*4.98*13.62**15.17*

注：PE/NE表示积极/消极情绪；CWB表示知识员工反生产行为； M1-M6代表各个变量之间的回归模型；系数后*，**分别表示P<0.05，P<0.01

其中，M1-M6代表各个变量之间的回归模型，如M1代表以挑战性压力为自变量，积极情绪为因变量的回归模型。由表4可以看出，M1的回归系数表明挑战性压力对积极情绪具有显著正向影响(0.15*)，假设H3得到验证。由M3可知，挑战性压力对知识员工反生产行为具有显著负向影响(-0.12*)。又由M5可知，当自变量挑战性压力和中介变量积极情绪同时进入回归方程，将知识员工反生产行为作为因变量进行回归，中介变量对因变量的预测作用显著(-0.22**)，假设H5得到验证。此时相对于M3，挑战性压力对知识员工反生产行为的回归系数绝对值降低(-0.10*)。以上分析符合中介作用检验的三个步骤，并且说明积极情绪在挑战性压力和知识员工反生产行为之间起部分中介作用，假设H7得到证实。对于消极情绪的中介作用，由M2可知，阻碍性压力对消极情绪具有显著正向影响(0.19**)，假设H4得到验证。由M4可知，阻碍性压力对知识员工反生产行为具有显著正向影响(0.16*)。由M6可知，当中介变量积极情绪进入回归方程后，显著预测知识员工反生产行为(0.13*)，假设H6得到验证。而此时相对于方程M4,阻碍性压力对知识员工的回归系数绝对值下降(0.12**)，则说明消极情绪在阻碍性压力与知识员工反生产行为之间起部分中介作用，假设H8得到验证。

四、结论与启示

通过以上研究，本文得出以下几点结论：第一，阻碍性压力能够刺激知识员工各个维度反生产行为的产生；挑战性压力也会增加知识员工保守知识行为的发生，减少失德、抵制、钻空子等反生产行为的产生。对于知识员工来讲，知识是劳动的工具，也是价值体现的根本，其对知识的保护意识必然强于其他非知识员工，因此，挑战性压力会导致知识员工保守知识行为的产生。第二，挑战/阻碍性压力能刺激知识员工产生积极/消极情绪。压力过程模型(SPM)较好地揭示了压力与情绪之间的关系，以工作压力为自变量，员工情绪即是员工应对压力后的结果。因此，知识员工在应对不同性质的工作压力时，会产生不同的情绪。第三，积极情绪能够有效缓解知识员工反生产行为的产生，而消极情绪会刺激知识员工反生产行为的发生。第四，情绪在工作压力与知识员工反生产行为之间起部分中介作用。积极情绪在挑战性压力与知识员工反生产行为的负向关系中起部分中介作用；消极情绪在阻碍性压力与知识员工反生产行为的正向关系中起部分中介作用。组织中具有积极意义的工作要求、工作负荷与工作责任等，容易导致员工产生兴奋、乐观的积极情绪。相反，工作中一些复杂的政治程序、繁文缛节更容易让员工产生负面情绪，并大大降低员工的工作效率，甚至做出有损组织的行为。

上述研究结论给我们带来如下启示：第一，企业管理者应关注员工压力产生的原因。员工对工作压力的判断是“工作压力-情绪-反生产行为”这一影响机制发生的根本，企业应当合理地设计工作，以此来增加工作责任、技能要求等挑战性压力，同时减少角色模糊、政治程序等阻碍性压力，从而激发员工的工作热情，增加员工的组织公民行为。第二，企业领导者应重视员工的情绪状态。积极情绪能诱发员工产生组织公民行为，而消极情绪更容易引发员工的反生产行为。企业管理者应当从员工的角度出发，采取有助于员工体验到积极情绪的措施。同时企业更应注重对员工消极情绪的疏导，进一步引导和激发员工的组织公民行为。

水泥的调凝材料有：二水石膏、无水石膏、硬石膏、磷石膏、氟石膏、电石渣等。工业上使用的废石膏大多呈酸性，与天然石膏相比，其溶解度低，导致水泥由于缺少硫酸根离子而凝结异常，影响其与外加剂的相容性。二水石膏的调凝效果要比半水石膏和无水石膏好得多。水泥的粉磨温度通常较高，容易使二水石膏脱水或半水石膏再脱水成硬石膏，致使混凝土外加剂与水泥的相容性变差。

本研究采用自我报告的测量方法，虽具有科学性，但缺少多方互证，未来研究可加入自评、他评的测量方法。由于受经费、时间等因素的限制，样本量有限，实证结果的代表性有待验证。未来研究可以通过扩大样本容量来提高代表性，扩大样本群体来提高异质性。此外，本文对知识员工反生产行为六个维度的研究不够深入，未来研究可以更加深入地探讨工作压力、情绪与反生产行为六个维度之间的关系。

为保证西侧就诊人流能快速过街，且减少医疗中心的大明路路口拥堵，影响急救车流的进出。初步方案为在维持原大明路双向六车道的断面布置的同时，将大明路和永乐路路口从灯控路口改成右进右出路口，即大明路路口用中分带封闭隔断。另外，在路口的南侧新增一个地下通道，通道有出口直通医疗中心地下空间。见图3。

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