萬　希　　李　恩　　李論基

(廣東財經(jīng)大學 工商管理學院，廣東 廣州 510320)

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組織政治知覺、負面情緒與反生產(chǎn)工作行為：員工傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)作用

萬希李恩李論基

(廣東財經(jīng)大學 工商管理學院，廣東 廣州 510320)

選取實習研究生、在職MBA學員以及三個行業(yè)的全職人員作為樣本，考慮員工傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)作用，實證檢驗組織政治知覺、負面情緒與反生產(chǎn)工作行為的關系。結(jié)果表明：組織政治知覺會正面影響員工的反生產(chǎn)工作行為；組織政治知覺會正面影響員工的負面情緒，而負面情緒又會正面影響員工的反生產(chǎn)工作行為；員工傳統(tǒng)性負向調(diào)節(jié)組織政治知覺與反生產(chǎn)工作行為間的正向關系，引入負面情緒后，負面情緒在組織政治知覺與反生產(chǎn)工作行為間起部分中介作用，且員工傳統(tǒng)性在負面情緒對反生產(chǎn)工作行為的影響中不起調(diào)節(jié)作用。

反生產(chǎn)工作行為；組織政治知覺；負面情緒；員工傳統(tǒng)性

一、引言及相關文獻回顧

近年來，關于反生產(chǎn)工作行為(Counterproductive Work Behaviour,CWB)(Fox et al.，2001)的研究日益受到關注，這不僅因為反生產(chǎn)工作行為會破壞組織的工作氛圍(Hershcovis et al.，2010)，危害組織成員的身心健康(Rotundo et al.，2008)，還會降低組織績效(Dunlop et al.，2004)。反生產(chǎn)工作行為是指傷害或者蓄意傷害組織或組織利益相關者的自主行為(Spector et al.，2005)。Bordia et al.(2008)認為，反生產(chǎn)工作行為至少包含三個要點：其一，這種行為是蓄意的、有目的的，而并非隨機發(fā)生；其二，這些行為違背了組織的管理原則；其三，這些行為對組織或組織其他成員有害。

已有研究表明，在員工認知方面的前因變量中，如組織不公正(Law et al.，2003)、低工作滿意度(Spector，2011)、低組織承諾(Ferris et al.，2009)、心理契約違背(Storms et al.，1987)均可誘發(fā)反生產(chǎn)工作行為?，F(xiàn)有研究盡管豐富了我們對反生產(chǎn)工作行為誘因的認識，但仍忽略了其它一些重要的認知變量，如員工的組織政治知覺以及由此產(chǎn)生的負面情緒都可能對反生產(chǎn)工作行為產(chǎn)生影響。基于此，本文將深入探究員工的組織政治知覺和負面情緒對其反生產(chǎn)工作行為的作用機制，并厘清模型中各變量發(fā)生作用的中介及邊界條件，從而為進一步認識反生產(chǎn)工作行為的成因奠定基礎。

Mayes et al.(1976)首次明確提出“組織政治”的概念，認為由于組織資源的稀缺性、排他性與組織成員利益多重性間不可調(diào)和的矛盾，使得組織成為組織政治的競技場。與傳統(tǒng)的理性決策、官僚決策與非科層決策不同，組織政治通過“權力”這一媒介來實現(xiàn)組織資源的最終分配，包括有形資源和無形資源的分配。在中國的一些組織中，人們都渴望成為“上級”，因為上級的權力大于下級，上級所能獲得的組織資源勢必多于下級。在當今一些工作場所中，人們對稀缺資源的競爭強度空前，在此前提下，出于個人的自利動機，員工周圍的上級和同事便可能將組織所共有的資源轉(zhuǎn)為己用，而獲取資源的途徑正是上級和同事手中的“優(yōu)先權”，如此便導致員工對上司和同事這種自利行為的知覺，即組織政治知覺(Perceptions of Organizational Politics，POP)。Ferris et al.(2002)認為，POP是指員工對組織中同事和上級自利行為程度的主觀評價，這種評價包含員工對行為發(fā)生的歸因。盡管有研究指出POP對反生產(chǎn)工作行為存在影響(張永軍，2013)，但截至目前，跨文化研究尚缺乏有力證據(jù)表明POP在其他一些因素的介入下仍對反生產(chǎn)工作行為存在類似影響。因此，本文在前人研究的基礎上，實證分析反生產(chǎn)工作行為的這一前因。

Watson et al.(1988)認為，負面情緒(Negative Emotion)是一種心情低落且不愉快的基本主觀體驗。它包括各種令人厭惡的狀態(tài)，如焦慮、悲傷、憤怒等(Ruiz，2008)。已有研究指出，工作中的負面情緒會降低員工的工作積極性和主動性，進而對工作績效產(chǎn)生負面影響(Mawritz et al.，2014)。同時，基于情感事件理論，工作中員工的情感經(jīng)歷還會影響其短期和長期的態(tài)度及行為(Weiss et al.，1996)。也有研究據(jù)此證實，情緒和情緒性行為在員工組織政治知覺和一些工作態(tài)度及行為結(jié)果間起中介作用(Liu et al.，2006)。由此可知，組織政治知覺在負面情緒的中介效應下會對員工的一些態(tài)度和行為產(chǎn)生影響，但目前尚無研究指出二者是否會影響反生產(chǎn)工作行為。此外，本文還引入員工傳統(tǒng)性(Employee Traditionality)(楊國樞 等，2008)這一本土化情景變量作為模型的調(diào)節(jié)變量，從而厘清各變量間關系成立的邊界條件，以強化研究的情景特征。

二、理論分析和研究假設

(一)情感事件理論

情感事件理論(Affective Events Theory,AET)由Weiss et al.(1996)提出，其旨在探討組織成員在工作中所經(jīng)歷的情感事件、情感反應與其態(tài)度和行為的關系，它關注個體在工作中情感反應的結(jié)構、誘因和結(jié)果，并認為穩(wěn)定的工作特征會導致積極和消極工作事件發(fā)生，而對這些工作事件的體驗又會引發(fā)個體的情感反應，這一過程受個體本身因素的影響，從而情感反應一方面將直接導致情感驅(qū)動型行為(affect-driven behaviours)，如一次開放性爭論，另一方面也會形成某種工作態(tài)度，進而間接導致判斷驅(qū)動型行為(judgment-driven behaviours)，如離職(段錦云 等，2011)?；谇楦惺录碚摚坏﹤€體所經(jīng)歷的消極工作事件形成組織政治知覺，便會引發(fā)個體的負面情緒。在負面情緒的影響下，一方面，個體由于負面情感反應會產(chǎn)生情感驅(qū)動型的反生產(chǎn)工作行為；另一方面，負面情感反應還會使個體形成消極的工作態(tài)度，進而出現(xiàn)判斷驅(qū)動型的反生產(chǎn)工作行為。

(二)組織政治知覺的影響效應

已有研究表明，組織政治知覺會降低員工的工作滿意度和組織承諾，并且增加其工作壓力。Chang et al.(2009)發(fā)現(xiàn)，由于組織政治知覺會妨礙員工實現(xiàn)個人和職業(yè)目標，因此，這種影響效應的存在會導致員工重新認知周圍環(huán)境，員工很有可能通過低落的士氣對認知失調(diào)作出回應。在Chang et al.(2009)的理論模型中，士氣由工作滿意度和情感承諾兩個維度反映。由此可見，組織政治知覺可能通過削弱員工士氣而降低其工作滿意度和情感承諾。此外，Miller et al.(2008)認為，盡管組織承諾是多維度構念，但情感承諾可作為組織承諾的單一維度進行測量。由此可知，組織政治知覺會通過降低員工情感承諾而降低組織承諾。還有研究證實，組織政治知覺是工作壓力的源泉(Ferris et al.，1996)。

對于低工作滿意度和低組織承諾能否引發(fā)員工的反生產(chǎn)工作行為，根據(jù)Dalal(2005)對組織公民行為(Organizational Citizeship Behaviour,OCB)與反生產(chǎn)工作行為間關系所做的元分析可知，由低工作滿意度和低組織承諾所導致的反生產(chǎn)工作行為概率大于高工作滿意度和高組織承諾導致的組織公民行為概率。而在有關消極情感調(diào)節(jié)工作壓力和反生產(chǎn)工作行為的研究中，Penney et al.(2005)發(fā)現(xiàn)，工作壓力源的經(jīng)歷會降低雇員的工作滿意度，同時誘發(fā)反生產(chǎn)工作行為表現(xiàn)。這有力地證實了工作壓力是誘發(fā)員工反生產(chǎn)工作行為的前因之一。綜上推理，員工的組織政治知覺可能通過降低其工作滿意度和組織承諾，同時增加工作壓力來引發(fā)反生產(chǎn)工作行為?；诖耍疚奶岢觯?/p>

H1：組織政治知覺正面影響員工的反生產(chǎn)工作行為。

(三)負面情緒的中介效應

以往文獻鮮有直接考察在負面情緒的中介作用下組織政治知覺對員工反生產(chǎn)工作行為的影響機制。Hochwarter et al.(2003)的研究顯示，當員工的組織政治知覺很高時，員工的積極情感和消極情感都會降低其工作滿意度。Liu et al.(2006)也認為，情緒和情緒性行為充當了組織政治知覺與員工態(tài)度和行為結(jié)果的中間聯(lián)系物，個體及他人的政治性行為是情感反應的觸發(fā)器，而這恰好揭示了組織政治知覺如何降低員工的工作滿意度和情感承諾。Rosen et al.(2009)的實證研究發(fā)現(xiàn)，組織政治所帶來的日常麻煩會引發(fā)員工消極的情緒反應，這種反應是連接知覺政治與其工作滿意度等工作結(jié)果的橋梁。而依據(jù)前人研究，員工的低工作滿意度和低組織承諾又會引發(fā)其反生產(chǎn)工作行為。此外，從情感事件理論(Weiss et al.，1996)的視角，當個體經(jīng)歷特定的消極工作事件時，會形成組織政治知覺，進而引發(fā)負面情緒反應。在負面情緒的影響下，個體發(fā)生反生產(chǎn)工作行為的方式有兩種：其一，短期的負面情感會直接導致個體反生產(chǎn)工作行為；其二，長期的負面情感體驗會使個體形成某種穩(wěn)定的消極工作態(tài)度，從而間接引發(fā)反生產(chǎn)工作行為。綜上分析，本文提出：

H2：負面情緒在組織政治知覺對員工反生產(chǎn)工作行為的影響中起中介作用。

(四)員工傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)作用

研究中國情境下員工的組織政治知覺對其反生產(chǎn)工作行為的影響時，不能忽視中國傳統(tǒng)文化的作用。在以往相關研究中，傳統(tǒng)性被認為是最能體現(xiàn)中國人性格與價值觀取向的概念之一，其代表了個人對中華民族傳統(tǒng)價值觀念的認可(吳隆增 等，2009)。楊國樞等(2008)認為，中國人傳統(tǒng)性是指傳統(tǒng)中國社會中，個人通常所具有的一套有組織的認知態(tài)度、思想觀念、價值取向、氣質(zhì)特征及行為意愿。進一步，其指出，個體舊有的傳統(tǒng)心理和行為不會由于社會變遷而完全消失，相反，它們會與那些為了適應現(xiàn)代生活而形成的心理和行為共存，從而構成現(xiàn)代人復雜而獨特的心理特征。中國人傳統(tǒng)性的典型特征包括遵從權威、安分守己、宿命自保、孝親敬祖和男性優(yōu)越五個方面(楊國樞 等，1989)。Farh et al.(1997)首次將員工傳統(tǒng)性作為調(diào)節(jié)變量應用于組織管理研究中。

在中國情境下的組織中，傳統(tǒng)性觀念強的員工對上級和同事較高的自利行為傾向有更強的忍受力，恪守安分守己和宿命自保的觀念(楊國樞 等，1989)，而不采取相應的回應措施。當然，在組織中即便上級表現(xiàn)出自我犧牲性行為，員工傳統(tǒng)性依然會負向調(diào)節(jié)員工與上級間的信任關系(李銳 等，2014)。據(jù)此，本文推斷員工傳統(tǒng)性通過兩類機制來調(diào)節(jié)組織政治知覺、負面情緒分別與反生產(chǎn)工作行為的關系：一是，高傳統(tǒng)性的員工發(fā)生反生產(chǎn)工作行為的程度可能較少受其組織政治知覺的影響。員工的組織政治知覺高時，高傳統(tǒng)性者由于遵循安分守己和宿命自保的傳統(tǒng)觀念而較少表現(xiàn)出反生產(chǎn)工作行為；而低傳統(tǒng)性員工發(fā)生反生產(chǎn)工作行為的可能性則較大程度上受其組織政治知覺的影響，即員工的組織政治知覺越高，發(fā)生反生產(chǎn)工作行為的可能性越大，反之，則可能越小。二是，高傳統(tǒng)性的員工發(fā)生反生產(chǎn)工作行為的程度可能較少受其負面情緒的影響。即使員工的負面情緒較大，高傳統(tǒng)性的員工由于受傳統(tǒng)觀念影響較深也不會輕易發(fā)生反生產(chǎn)工作行為；而對于低傳統(tǒng)性員工，負面情緒越大，反生產(chǎn)工作行為的可能性越大，負面情緒越小，反生產(chǎn)工作行為的可能性越小。由此，本文提出：

H3：員工傳統(tǒng)性負向調(diào)節(jié)組織政治知覺與反生產(chǎn)工作行為的正向關系，即員工傳統(tǒng)性越高，組織政治知覺對反生產(chǎn)工作行為的正向影響越弱。

H4：員工傳統(tǒng)性負向調(diào)節(jié)負面情緒與反生產(chǎn)工作行為的正向關系，即員工傳統(tǒng)性越高，負面情緒對反生產(chǎn)工作行為的正向影響越弱。

結(jié)合H2，員工傳統(tǒng)性在調(diào)節(jié)組織政治知覺與反生產(chǎn)工作行為關系時，會通過負面情緒這一中介變量實現(xiàn)，即工作中特定的工作事件會形成員工的組織政治知覺，繼而觸發(fā)員工的負面情緒反應，在負面情緒影響下最終導致其反生產(chǎn)工作行為的發(fā)生。在此過程中，由于員工本身傳統(tǒng)性的存在，高傳統(tǒng)性的員工發(fā)生反生產(chǎn)工作行為的可能性較小，而低傳統(tǒng)性員工發(fā)生反生產(chǎn)工作行為的可能性更大。因此，本文提出：

H5：員工傳統(tǒng)性調(diào)節(jié)組織政治知覺與反生產(chǎn)工作行為間負面情緒的中介效應。

綜上所述，本文的研究模型如圖1所示。

三、樣本選擇及量表開發(fā)

(一)研究樣本

本研究采用問卷調(diào)查的方法收集數(shù)據(jù)，調(diào)研對象不僅包括實習研究生及在讀MBA學員，還包括銀行、房地產(chǎn)與外貿(mào)三個行業(yè)的全職員工。此次調(diào)查共發(fā)放200份問卷，回收有效問卷173份，回收率為86.5%。其中，校內(nèi)學生占比40.5%，MBA學員和校外全職人員占比59.5%。在樣本結(jié)構方面，男性為54.9%，女性為45.1%；年齡大部分布于20至30歲間；工作年限在2年以下的占35.8%，2至5年占比47.4%，5年以上占16.8%；本科及以上學歷達85.5%；所在職位為普通員工的占62.4%，管理層占37.6%；員工分布于國企、私企以及其他企業(yè)的占比分別為19.1%、43.4%、37.5%。此外，在企業(yè)規(guī)模方面，大部分被調(diào)查對象來自于中小企業(yè)，少部分在大型企業(yè)中。

(二)測量工具

(1)組織政治知覺。本文借鑒馬超等(2006)所開發(fā)的組織政治知覺量表，并從中選取了5個條目，如：“管理者常常運用單位內(nèi)的各種政策為他們自身發(fā)展服務”(1=完全同意，6=完全不同意)。

(2)負面情緒：采用Wong et al.(2006)在實驗中所使用的不愉快情緒量表，共4個條目，如：“我對目前所做的工作感到不滿意”、“我著手處理的這件事經(jīng)常讓我陷入進退兩難的麻煩之中”(1=完全同意，6=完全不同意)。

(3)員工傳統(tǒng)性。使用Farh et al.(1997)的傳統(tǒng)性量表，包括5個條目，如：“避免錯誤最好的方法是聽從長輩們的意見”、“我覺得在結(jié)婚前一個女人應該主要聽從她的父親，婚后主要聽從她的丈夫”(1=完全同意，6=完全不同意)。

(4)反生產(chǎn)工作行為。參考Spector et al.(2006)開發(fā)的五維度反生產(chǎn)工作行為量表，并選取信度系數(shù)最高的辱虐維度中的5個條目，如：“我會告訴工作之外的人，自己在為一個多么令人生厭的地方工作”、“我工作中會挑起與他人的爭論”(1=完全同意，6=完全不同意)。

四、數(shù)據(jù)分析

(一)信度與效度分析

1.同源方差檢驗

由于調(diào)查問卷在收集數(shù)據(jù)時均采用個體自我報告的形式進行，故可能存在著同源方差(Common Method Variance,CMV)的問題。根據(jù)Podsakoff et al. (2003)的建議，我們采用Harman的單一因子分析法并通過SPSS 22.0對可能存在的CMV進行檢測。本文對所有測項均進行單一因子分析，未旋轉(zhuǎn)時析出4個因子，其中，解釋力度最強的因子占所有因子總載荷量的27.70%，未占到總解釋方差量的一半。因此，可以認為本研究數(shù)據(jù)不存在嚴重的同源方差問題。

2.測量量表的信度與效度分析

表1為量表的信度及效度檢驗結(jié)果。從中可見，除員工傳統(tǒng)性的Cronbach′s alpha值為0.6，其余均在0.6以上，說明本研究所使用的量表具有可接受的內(nèi)部一致性。通過探索性因子分析(采用主成分分析與正交旋轉(zhuǎn))，得到KMO值為0.76，巴特利特球形檢驗的顯著性概率水平小于0.000，說明適合進行因子分析。經(jīng)分析得到4個因子，累計方差貢獻率為62.67%，且屬于同一變量的測項除一個標準化因子載荷小于0.5外，其余測項的標準化因子載荷均在0.5以上，說明量表具有可接受的區(qū)分效度。

(二)變量的相關性分析

各主要變量的均值、標準差及相關系數(shù)分析結(jié)果如表2所示。從中可知：組織政治知覺均值(M=2.98)略偏低，說明個體存在較弱的組織政治知覺；而反生產(chǎn)工作行為均值(M=3.90)略偏高，表明員工普遍存在一定程度的反生產(chǎn)工作行為；員工的負面情緒與員工傳統(tǒng)性的均值分別為3.79與3.28，意味著個體在這兩方面無明顯傾向。

表2各主要變量的均值、標準差和變量間相關系數(shù)

MeanS.D.性別年齡受教育程度職位工作年限企業(yè)類型企業(yè)規(guī)模組織政治知覺負面情緒員工傳統(tǒng)性性別1.450.50年齡2.130.42-0.07受教育程度3.280.77-0.03-0.06職位1.610.91-0.080.35**-0.04工作年限1.880.86-0.110.64**-0.30**0.55**企業(yè)類型2.190.730.060.07-0.14-0.22**0.04企業(yè)規(guī)模2.231.17-0.22**0.090.16*0.050.11-0.18組織政治知覺2.981.02-0.06-0.10-0.050.100.110.00-0.04負面情緒3.791.07-0.100.09-0.040.120.20**0.08-0.040.49**員工傳統(tǒng)性3.281.210.10-0.030.140.16*0.04-0.07-0.070.17*0.22**反生產(chǎn)工作行為3.901.050.16*0.060.070.090.05-0.06-0.110.30**0.41**0.25**

注：*P<0.05,**P<0.01,***P<0.001。

由表2可知，組織政治知覺與個體負面情緒顯著正相關(r=0.49,p<0.01)，組織政治知覺與反生產(chǎn)工作行為顯著正相關(r=0.30,p<0.01),負面情緒與反生產(chǎn)工作行為顯著正相關(r=0.41,p<0.01)。假設1得到初步驗證。

(三)主效應及員工傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)作用檢驗

本文采用層次回歸模型(Hierarchical Regression Modeling,HRM)對假設進行檢驗，結(jié)果見表3與表4。在表3與表4中，我們控制了7個人口統(tǒng)計學變量對結(jié)果變量的影響，并在此前提下，觀察自變量與調(diào)節(jié)變量對因變量的作用機制。

由表3中M2可見，組織政治知覺對反生產(chǎn)工作行為的正向影響非常顯著(r=0.32, p<0.001)，且△R2也具有統(tǒng)計上的顯著性，這說明組織政治知覺進入回歸方程后，給回歸方程帶來了顯著影響，因此，假設1得到進一步證實。另外，從M5可知，個體的組織政治知覺與其傳統(tǒng)性對反生產(chǎn)工作行為的交互效應顯著(r=-1.06, p<0.01)，且為負向影響，這說明員工的傳統(tǒng)性越高，其組織政治知覺與反生產(chǎn)工作行為間的正向關系越弱，假設3得以驗證。

表3　層次回歸結(jié)果：組織政治知覺和員工傳統(tǒng)性對反生產(chǎn)工作行為的影響

注：表中數(shù)值為標準化回歸系數(shù)，括號中為標準誤；*P<0.05,**P<0.01,***P<0.001。

圖2　員工傳統(tǒng)性和組織政治知覺對反生產(chǎn)工作行為的交互作用

為了進一步檢驗員工傳統(tǒng)性對組織政治知覺與反生產(chǎn)工作行為間關系的負向調(diào)節(jié)效應是否如前文預期，本文參考Aiken et al.(1991)的做法，即分別取組織政治知覺與員工傳統(tǒng)性的平均值加減一個標準差后代入回歸模型中進行繪圖。圖2顯示了上述這種交互作用的影響模式。

表4　層次回歸結(jié)果：負面情緒和員工傳統(tǒng)性對反生產(chǎn)工作行為的影響

注：表中數(shù)值為標準化回歸系數(shù)，括號中為標準誤；*P<0.05,**P<0.01,***P<0.001。

從表4的M6可知，負面情緒對反生產(chǎn)工作行為具有非常顯著的正向影響(r=0.46, p<0.001)，而M8的結(jié)果顯示，負面情緒與員工傳統(tǒng)性對反生產(chǎn)工作行為的交互效應不顯著(r=-0.54)，說明員工傳統(tǒng)性并沒有負向調(diào)節(jié)負面情緒與反生產(chǎn)工作行為的正向關系，假設4與假設5均未能得到驗證。

(四)負面情緒的中介作用檢驗

表5　層次回歸結(jié)果：負面情緒的中介效應

注：表中數(shù)值為標準化回歸系數(shù)；*P<0.05,**P<0.01,***P<0.001。

繼續(xù)采用層次回歸方法對前述假設進行檢驗。關于檢驗負面情緒在組織政治知覺對反生產(chǎn)工作行為影響過程中所起的中介作用，根據(jù)Baron et al.(1986)的建議，我們通過四個步驟進行：組織政治知覺對反生產(chǎn)工作行為是否存在顯著影響；組織政治知覺對負面情緒是否存在顯著影響；負面情緒對反生產(chǎn)工作行為是否存在顯著影響；當組織政治知覺與負面情緒同時納入回歸方程時，負面情緒的效應是否顯著且組織政治知覺的效應是否消失(完全中介)或減弱(部分中介)。結(jié)果如表5所示。

由M2和M9可知，組織政治知覺對反生產(chǎn)工作行為(r=0.32, p<0.001)和負面情緒(r=0.48, p<0.001)均有非常顯著的正向影響，而且在M5中，員工傳統(tǒng)性負向調(diào)節(jié)組織政治知覺對反生產(chǎn)工作行為(r=-1.06, p<0.01)的正向作用；由表4的M6可知，負面情緒對反生產(chǎn)工作行為(r=0.46, p<0.001)有非常顯著的正向影響。而由M10可知，當將組織政治知覺和負面情緒同時納入回歸方程時，負面情緒的影響效應非常顯著(r=0.31, p<0.001)而組織政治知覺的影響效應有所減弱。盡管組織政治知覺的影響效應降低，但并未消失，且對反生產(chǎn)工作行為依然有顯著影響。由此可得，負面情緒在組織政治知覺對反生產(chǎn)工作行為的影響過程中起部分中介作用。假設2得以證實。

五、結(jié)論、啟示及未來研究方向

(一)研究結(jié)論

本文基于情感事件理論視角，探究了員工的組織政治知覺和員工傳統(tǒng)性對反生產(chǎn)工作行為的影響，并重點關注了員工負面情緒的中介效應。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：員工的組織政治知覺會正面影響其反生產(chǎn)工作行為；員工的組織政治知覺會正面影響其負面情緒，而負面情緒又會正面影響其反生產(chǎn)工作行為；員工傳統(tǒng)性負向調(diào)節(jié)組織政治知覺與反生產(chǎn)工作行為間的正向關系，引入負面情緒后，負面情緒在組織政治知覺與反生產(chǎn)工作行為間起部分中介作用，且員工傳統(tǒng)性在負面情緒對反生產(chǎn)工作行為的影響中不起調(diào)節(jié)作用。不起調(diào)節(jié)作用的原因可能在于：負面情緒導致情感驅(qū)動型反生產(chǎn)工作行為的過程不受其他因素的干擾；存在除員工傳統(tǒng)性以外的其它調(diào)節(jié)變量對此過程產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。

(二)實踐啟示

首先，本文發(fā)現(xiàn)組織政治知覺是影響員工反生產(chǎn)工作行為的重要因素。因此，組織在分析員工的反生產(chǎn)工作行為時，應該先挖掘其發(fā)生的原因，特別是組織政治知覺這一因素，然后據(jù)此制定相應的解決措施。其次，組織可以通過建設利他的企業(yè)文化、領導者以身作則等措施降低組織政治知覺，依靠大力倡導組織公民行為以及構建完善的規(guī)章制度等防范反生產(chǎn)工作行為。當然，還須充分考慮員工傳統(tǒng)性因素的影響。最后，本文證實負面情緒在組織政治知覺與反生產(chǎn)工作行為間起部分中介作用，因此，組織也應重視員工的情緒狀態(tài)，通過坦誠溝通、物質(zhì)彌補等途徑來降低員工的負面情緒。

(三)局限性和未來研究方向

本文的局限性主要體現(xiàn)在：首先，本研究所選取的樣本范圍較小，且數(shù)量較少，未來可以擴大樣本容量開展進一步檢驗。其次，本文采用截面研究設計，雖然從理論上構建了組織政治知覺與反生產(chǎn)工作行為的研究模型，但不能排除二者間還存在反向因果關系。后續(xù)探討可以采用時間序列研究設計深入考察二者的關系。再次，本文僅以員工傳統(tǒng)性作為模型中的調(diào)節(jié)變量，未來在進行中國情境下的研究時，還可考慮選取關系、人情、臉面觀、道德觀、公私觀等作為其調(diào)節(jié)變量。最后，本研究在對銀行、房地產(chǎn)與外貿(mào)三個行業(yè)的全職人員進行問卷調(diào)查時，均委托公司高管負責，可能導致員工在填寫問卷的過程中，對于組織政治知覺、負面情緒與反生產(chǎn)工作行為等較敏感信息的作答有所保留，而沒有依據(jù)實際感受填寫。進一步的研究可以在寬松的環(huán)境中對被測進行實驗，以提升調(diào)研數(shù)據(jù)的真實性和有效性。

段錦云，傅強，田曉明，等． 2011． 情感事件理論的內(nèi)容、應用及研究展望[J]． 心理科學進展(4)：599-607．

李銳，田曉明，孫建群． 2014． 自我犧牲型領導對員工知識共享的作用機制[J]． 南開管理評論(5)：24-32．

馬超，凌文輇，方俐洛． 2006． 企業(yè)員工組織政治認知量表的構建[J]． 心理學報(1)：107-115．

吳隆增，劉軍，劉剛． 2009． 辱虐管理與員工表現(xiàn)：傳統(tǒng)性與信任的作用[J]． 心理學報(6)：510-518．

楊國樞,黃光國． 1989． 中國人的心理與行為[M]//楊國樞，余安邦，葉明華． 中國人的個人傳統(tǒng)性與現(xiàn)代性：概念與測量． 臺北：桂冠圖書公司．

楊國樞，黃光國，楊中芳． 2008． 華人本土心理學(下)[M]//楊國樞． 心理傳統(tǒng)性與現(xiàn)代性． 重慶：重慶大學出版社．

張永軍． 2013． 組織政治知覺對員工反生產(chǎn)行為的影響：心理契約破裂的中介檢驗[J]． 商業(yè)經(jīng)濟與管理(10)：63-71．

AIKEN L S, WESTS G. 1991. Multiple regression: Testing and interpreting interactions [M]. Newbury Park, CA: Sage.

BARONR M, KENNY D A. 1986. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations [J]. Journal of Personality and Social Psychology, 51(6):1173-1182.

BORDIA P, RESTUBOG S L D, TANG R L. 2008. When employees strike back: Investigating mediating mechanisms between psychological construct breach and workplace deviance [J]. Journal of Applied Psychology, 93(5):1104-1117.

CHANG C H, ROSEN C C, LEVY P E. 2009. The relationship between perceptions of organizational politics and employee attitudes, strain and behavior: A meta-analytic examination [J]. Academy of Management Journal, 52(4):779-801.

DALAL R S. 2005. A meta-analysis of the relationship between organizational citizen- ship behavior and counterproductive work behavior [J]. Journal of Applied Psychology, 90(6):1241-1255.

DUNLOP P D, LEE K. 2004. Workplace deviance, organizational citizenship behaviour, and business unit performance: The bad apples do spoil the whole barrel [J]. Journal of Organizational Behaviour, 25(1):67-80.

FARH J L, EARLEY P C, LIN S C. 1997. Impetus for action: A cultural analysis of justice and organizational citizenship behavior in Chinese society [J]. Administrative Science Quarterly, 42(3):421-444.

FERRIS D I, BROWN D J, LIAN H W, et al. 2009. When does self-esteen relate to deviant behaviour? The role contingencies of self-worth [J]. Journal of Applied Psychology, 94(5):1345-1353.

FERRIS G R, ADAMS G, KOLODINSKY R W, et al. 2002. Perceptions of organizational politics: Theory and research directions [M]//YAMMARINO F J, DANSEREAU F. Research in multi-level issues, the many faces of multi-level issues. Oxford, England: JAI Press/Elsevier Science.

FERRIS G R, FRINK D D, GALANG M C, et al. 1996. Perceptions of organizational politics: Prediction, stress-related implications and outcomes [J]. Human Relations, 49(2):233-266.

FOX S, SPECTOR P E, MILES D. 2001. Counterproductive work behaviour (CWB) in response to job stressors and organizational justice: Some mediator and moderator tests for autonomy and emotions [J]. Journal of Vocational Behaviour, 59(3):291-309.

HERSHCOVIS M S, BARLING J. 2010. Towards a Multi-Foci approach to workplace a aggression:A Meta-Analysis review of outcomes from different perpetrators [J]. Journal of Organizational Behaviour, 31(1):24-44.

HOCHWARTER W A, TREADWAY D C. 2003. The interactive effects of negative and positive affect on the politics perceptions - job satisfaction relationship [J]. Journal of Management, 29(4):551-567.

LAW V C S, AU W T, HO J M C. 2003. A qualitative and quantitative review of antecedents of counterproductive behaviour in organizations [J]. Journal of Business and Psychology, 18(1):73-99.

LIU Y, FERRIS G R, TREADWAY D C, et al. 2006. The emotion of politics and the politics of emotions: Affective and cognitive reactions to politics as a stressor [M]//VIGODA-GADOT E, DRORY A. Handbook of organizational politics, Northampton,MA:Edward Elgar:161-186.

MAWRITZ M B, FOLGER R, LATHAM G P. 2014. Supervisors’ exceedingly difficult goals and abusive supervision: The mediating effects hindrance stress, anger, and anxiety [J]. Journal of Organizational Behavior, 35(3):358-372.

MILLER B K, RUTHERFORD M A, KOLODINSKY R W. 2008. Perceptions of organizational politics: A meta-analysis of outcomes [J]. Journal of Business Psychology, 22(3):209-222.

PENNEY L M, SPECTOR P E. 2005. Job stress, incivility, and counterproductive work behavior (CWB): The moderating role of negative affectivity [J]. Journal of Organizational Behavior, 26(7):777-796.

PODSAKOFF P M, MACKENZIE S B, LEE J Y, et al. 2003. Common method biases in behavioral research: A critical review of the literature and recommended remedies [J]. Journal of Applied Psychology, 88(5):879-903.

ROSEN C C, HARRIS K J, KACMAR K M. 2009. The emotional implications of organizational politics: A process model [J]. Human Relations, 62(1):27-57.

ROTUNDO M, XIE J L. 2008. Understanding the domain of counterproductive work behaviour in China [J]. The International Journal of Human Resource Management, 19(5):856-877.

RUIZ M D. 2008. Effects of positive and negative emotion elicitation on physical activity performances [M]. [S.l.]:ProQuest.

SPECTOR P E. 2011. The relationship of personality to counterproductive work behaviour (CWB): An integration of perspectives [J]. Human Resource Management Review, 21(4):342-352.

SPECTOR P E, FOX S. 2005. The stress-emotion model of counterproductive work behaviour [M]//FOX S, SPECTOR P E. Counterproductive work behaviour:Investigations of actors and targets. Washington D C:APA.

SPECTOR P E, FOX S, PENNEYL M, et al. 2006. The dimensionality of counterproductively: Are all counterproductive behaviors created equal [J]. Journal of Vocational Behavior, 68(3):446-460.

STORMS P L, SPECTOR P E. 1987. Relationships of organizational frustration with reported behavioural reactions: The moderating effects of locus of control [J]. Journal of Occupational Psychology, 60(3):227-234.

WATSON D, CLARK L A, TELLEGEN A. 1988. Development and validation of brief measures of position and negative affect: The PANAS scales [J]. Journal of Personality and Social Psychology, 54(6):1063-1070.

WEISS H M, CROPANZANO R. 1996. Affective events theory: A theoretical discussion of the structure, causes and consequences of affective experience at work[M]//STAW B M, CUMMINGS L L. Research in organizational behaviour. Greenwich, CT:JAI Press:1-74.

WONG K F, YIK M, KWONG J Y, et al. 2006. Understanding the emotional aspects of escalation of commitment: The role of negative affect [J]. Journal of Applied Psychology, 91(2):282-297.

(責任編輯張建軍)

Perceptions of Organizational Politics, Negative Emotion and Counterproductive Work Behavior:The Moderating Role of Employee Traditionality

WAN XiLI EnLI LunJi

(School of Business Administration, Guangdong University of Finance and Economics, Guangzhou 510320)

By investigating the graduate students who have certain practical experience, MBA students and some full-time personnel from 3 industries, considering the moderating effects of employee traditionality, this paper explores the relationship among perceptions of organizational politics (POP), negative emotion and counterproductive work behavior (CWB). The results show that: POP positively affects employees′ CWB;POP positively affects employees′ negative emotion, and negative emotion leads to employees′ CWB;Employee traditionality negatively moderates the positive relationship of POP and CWB, when the negative emotion partially mediates the process between POP and CWB, employee traditionality will not negatively moderate the positive relationship of negative emotion and CWB.

counterproductive work behavior; perceptions of organizational politics; negative emotion; employee traditionality

2015-10-20

萬希(1970--)，男，江西撫州人，廣東財經(jīng)大學工商管理學院教授，碩士生導師。

教育部人文社會科學研究項目“新時期我國社會企業(yè)運作模式研究：基于智力資本管理的視角”(12YJA630113)、“正式控制對銷售人員行為的影響：中國人傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)作用”(12YJA630095)；廣東省自然科學基金項目“追隨力、領導行為與追隨產(chǎn)出的關系研究：基于領導員工互動視角”(2014A030313615)。

F270；F243.1

A

1001-6260(2016)04-0101-09

李恩(1987--)，男，湖南岳陽人，廣東財經(jīng)大學工商管理學院碩士生。

李論基(1990--)，男，湖南婁底人，廣東財經(jīng)大學工商管理學院碩士生。

財貿(mào)研究2016.4