郭晟豪, 蕭鳴政

（1. 北京大學(xué) 政府管理學(xué)院，北京 100871；2. 北京大學(xué) 人力資源開發(fā)與管理研究中心，北京 100871）

鼓勵員工歸屬真的是好事嗎？
——集體主義人力資源管理、內(nèi)部人身份與被道德認(rèn)同調(diào)節(jié)的怠惰行為

郭晟豪1,2, 蕭鳴政1,2

（1. 北京大學(xué) 政府管理學(xué)院，北京 100871；2. 北京大學(xué) 人力資源開發(fā)與管理研究中心，北京 100871）

本研究主要探討了中國管理實踐下的東方集體主義人力資源管理對員工怠惰行為的影響，通過系數(shù)乘積法驗證了被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。實證發(fā)現(xiàn)：集體主義人力資源管理能夠提升員工的歸屬感，使員工感到自己是組織的“自己人”，而“自己人”感知能否使員工在工作中減少怠惰行為，則受到道德因素的調(diào)節(jié)。對于道德認(rèn)同處于高水平（高于4.693，6分制）的員工，歸屬感可以控制怠惰行為，且道德認(rèn)同越高，控制效果越強(qiáng)；但是對于道德認(rèn)同處于低水平（低于2.240，6分制）的員工，歸屬感將帶來負(fù)作用，即促進(jìn)怠惰行為，且道德認(rèn)同越低，促進(jìn)效果越強(qiáng)，并且總體上產(chǎn)生負(fù)作用時的影響程度比產(chǎn)生正作用時要大。因此，雖然集體主義人力資源管理可以提升員工的歸屬感，但要想控制員工的怠惰行為，就必須同時提升員工的道德認(rèn)同，否則會適得其反。本研究分析了情境管理實踐對員工行為的作用機(jī)制，并為調(diào)節(jié)效應(yīng)的精細(xì)化分析提供了參考。

集體主義人力資源管理；內(nèi)部人身份；道德認(rèn)同；怠惰行為

一、引 言

當(dāng)前的管理學(xué)研究有必要結(jié)合真正的管理實際，在具體的情境下從管理實踐入手研究管理實踐中的問題（徐淑英，2015）。對于中國的組織管理實踐，最直接相關(guān)的情境是中國文化背景下的組織管理，其中最普遍、最核心的實踐就是人力資源管理（Bowen和Ostroff，2004）。以中國為代表的東亞地區(qū)在文化研究中屬于集體主義文化（Gelfand等，2011），而文化情境對人力資源管理實踐有著重要影響（Aycan等，2000），使其帶有明顯的文化特征（Hofstede，1993；Aycan等，1999）?；谖幕榫诚碌墓芾韺嵺`，研究者提出了中國東方情境下的集體主義人力資源管理（collectivism-oriented HRM，C-HRM）（Ji等，2011）。那么，這一情境下的集體主義人力資源管理實踐究竟效果如何？近年來，相關(guān)研究已經(jīng)證實了集體主義人力資源管理對企業(yè)績效（Ji等，2011）以及更具體的創(chuàng)新績效（Chen等，2016）的促進(jìn)作用。然而管理實踐關(guān)注的不僅僅是任務(wù)績效，集體主義人力資源管理對員工的行為會產(chǎn)生何種作用呢？這一問題目前還沒有得到具體的回應(yīng)。

在員工的行為中，偷懶尤其令管理者頭痛。員工避開工作中的困難，減少個人在工作中的投入的現(xiàn)象被稱為怠惰行為（withdrawal behavior）（Christian等，2015）。這類行為在組織日常的管理可關(guān)注范圍以及一般的政策和程序之外，盡管管理者很難觀察到員工的這類行為，但這類行為反映了員工的潛在工作態(tài)度，并持續(xù)且相對穩(wěn)定的發(fā)生；因此，對這類行為進(jìn)行管控十分重要。在管理實踐中，降低怠惰行為意味著使員工盡心盡力為組織工作，這對于降低內(nèi)耗、提升工作效率，最終提高組織績效具有明顯的意義（Beehr和Gupta，1978）。根據(jù)內(nèi)在個人理論（within-person theories）（Ilies等，2006），這類難以觀察、無法定量的自主行為，通常難以通過監(jiān)管、獎懲等手段進(jìn)行控制，而需要通過管理實踐影響員工，使其從內(nèi)心愿意為組織努力工作而非私下實施怠惰行為。集體主義人力資源管理作為一種管理方式能否起到這樣的效果，即能否通過改變員工的內(nèi)心狀態(tài)影響員工的怠惰行為呢？

歸屬感是個體重要的內(nèi)心狀態(tài)，研究發(fā)現(xiàn)，員工對組織、職業(yè)的認(rèn)同感與歸屬感（Cohen，1993），以及員工的工作態(tài)度（Hanisch和Hulin，1990）、離職意向（Podsakoff等，2007）等會影響其在工作時的偏離行為，而員工的工作態(tài)度、離職意向也與員工對組織的歸屬感有著明顯的關(guān)系（Porter等，1974；Cohen，1993；Tett和Meyer，1993；Van Knippenberg和Sleebos，2006）。可以看出，對組織的歸屬感是控制員工消極行為的關(guān)鍵變量。集體主義的主要特征就是希望通過管理強(qiáng)化組織的集體性，使員工歸屬于組織這個整體，成為組織的一分子，強(qiáng)化員工具有的集體屬性（Farley等，2004；Ji等，2011）。研究也發(fā)現(xiàn)，集體主義人力資源管理能夠提升員工對組織的認(rèn)同感（Liu等，2013；Li等，2015），而認(rèn)同感是歸屬感的心理基礎(chǔ)（Stets和Burke，2000）。那么集體主義人力資源管理是否可以提升員工的歸屬感呢？目前，這一關(guān)系尚未得到實證研究的充分檢驗，對組織的歸屬感作為集體主義人力資源管理影響怠惰行為的中間工具也需要進(jìn)一步的驗證。

另一個更深層的問題是，提升歸屬感真的可以控制怠惰行為嗎？盡管有研究發(fā)現(xiàn)了歸屬感與怠惰行為的關(guān)系，但是怠惰行為是道德倫理的行為表現(xiàn)（Christian等，2015），而根據(jù)道德行為的個人—組織交互模型（Trevi?o，1986）以及行為式道德（behavioral ethic）產(chǎn)出模型（Trevi?o等，2006），道德行為受到個人特質(zhì)與背景環(huán)境的雙重影響，對組織的歸屬感僅是組織背景環(huán)境下的狀態(tài)，并不能起到完全的決定性作用。在中國的文化中，強(qiáng)烈的集體歸屬感意味著認(rèn)為自己是組織的“自己人”（汪林等，2010），而個體既可能因為感到是“自己人”而為了“自己”的利益更加努力，同樣也可能因為是“自己人”而降低對自己的要求和規(guī)范。同是“自己人”，表現(xiàn)卻大相徑庭，這與個人特質(zhì)有著直接的關(guān)系（Trevi?o等，2006）。盡管偷懶等怠惰行為通常被認(rèn)為是不當(dāng)行為，但個體對不當(dāng)行為的容忍程度即道德感不同，對不當(dāng)行為的決策就不同（Rest，1986；Sparks和Hunt，1998）。因此，雖然已有部分關(guān)于歸屬感對怠惰影響的研究結(jié)論，但是仍有必要引入個人道德變量再做檢驗。本研究嘗試從員工個人道德的角度研究這種怠惰行為存在差異的可能。如若集體主義管理的一大優(yōu)勢就在于提升員工的歸屬感，但是歸屬感可能產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)，那么就必須謹(jǐn)慎對待歸屬感以及相應(yīng)的集體主義管理實踐。

綜上，本研究從實踐出發(fā)并回歸實踐，主要關(guān)注集體主義人力資源管理對員工怠惰行為作用的具體途徑與機(jī)制，具體為兩個問題：（1）探討歸屬感在集體主義管理實踐到員工怠惰行為實踐之間的橋梁作用，揭示從管理實踐到員工行為實踐的過程；（2）員工的個人道德因素在上述影響機(jī)制中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，道德因素是否會使相同的管理實踐帶來不同的行為實踐，如果是，這種調(diào)節(jié)的邊界是怎樣的。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）集體主義人力資源管理與員工內(nèi)部人身份

集體主義研究是跨文化研究的重要內(nèi)容。就企業(yè)實踐而言，東亞的企業(yè)處于集體主義文化環(huán)境下，帶有與生俱來的集體主義特點，其人力資源管理實踐同樣具有集體主義特點（Aycan等，1999；Gelfand等，2011）。集體主義人力資源管理其實并非全新的概念，它一直存在于組織集體主義文化研究中，最早可以追溯至Hofstede（1980，1993）在20世紀(jì)末進(jìn)行的關(guān)于個體主義—集體主義的研究。Hofstede發(fā)現(xiàn)不同組織存在單維度兩極化的個體主義—集體主義文化結(jié)構(gòu)，并且在不同文化背景下的管理實踐也不相同。Ramamoorthy等（2007）綜述了Hofstede之后大量學(xué)者的跨文化研究，發(fā)現(xiàn)集體主義管理文化在諸多方面影響著組織的氛圍以及人力資源管理實踐。在這樣的背景下，Ji等（2011）歸納了集體主義人力資源管理概念，認(rèn)為它指的是在組織的人力資源管理實踐中通過政策、措施等培養(yǎng)組織中的集體文化，例如在組織中以團(tuán)隊形式進(jìn)行獎勵，對合作技能進(jìn)行培訓(xùn)，培養(yǎng)員工的組織忠誠和集體精神。隨后，針對東亞組織，尤其以中國的組織為樣本，研究者進(jìn)行了一系列研究，并得出了諸多結(jié)論。例如，集體主義人力資源管理可以顯著地提高員工的工作滿意度，降低離職意向（Liu等，2013），提升員工績效（Li等，2015），并且有助于組織績效（Ji等，2011）和團(tuán)隊創(chuàng)新績效的提高（Chen等，2016）。而集體主義人力資源管理作用的發(fā)揮往往是通過“提高員工在團(tuán)隊層面的關(guān)系認(rèn)同（Li等，2015）或者是對組織的認(rèn)同感（Liu等，2013），使員工與集體的關(guān)系更緊密”來實現(xiàn)的。這些結(jié)論表明集體主義人力資源管理在提高員工與組織的親密關(guān)系上頗有助益，因此它對于提高員工對集體的歸屬感應(yīng)該也有幫助。

在對員工歸屬感的研究中，內(nèi)部人身份（perceived insider status）是一個較新的反映員工對組織歸屬感的概念，內(nèi)部人身份描述了員工與組織的關(guān)系，指員工將自己當(dāng)作某個組織中內(nèi)部人、圈內(nèi)人的程度（Stamper和Masterson，2002），這與中國的“自己人”文化非常貼近；Masterson和Stamper（2003）就將內(nèi)部人身份歸為衡量員工感知歸屬的維度。以往的歸屬感（belongingness）最常通過承諾（commitment）進(jìn)行測量（Cohen，1993），尤其在國內(nèi)，有研究直接認(rèn)為組織歸屬感即是組織承諾的另一名稱（劉小平，2002），將兩者等同。但是歸屬理論（Baumeister等，1995）認(rèn)為，歸屬是人在心理上與群體的維系，這與本研究關(guān)注的員工與集體的親密關(guān)系、員工的內(nèi)心狀態(tài)是一致的，而組織承諾側(cè)重于接受組織、留在組織內(nèi)（O’Reilly和Chatman，1986），因此內(nèi)部人身份可以更好的體現(xiàn)出本研究所關(guān)注的歸屬的意涵。此外，與傳統(tǒng)的歸屬感變量相比，內(nèi)部人身份概念的集體色彩更具有中國文化的特色（Chen和Aryee，2007；汪林等，2009）。因此，在本研究中員工歸屬通過內(nèi)部人身份概念進(jìn)行研究。

如前文所述，已有研究表明集體主義人力資源管理可以使員工與集體的關(guān)系更緊密，內(nèi)部人身份正是典型的員工與集體關(guān)系的表現(xiàn)（Stamper和Masterson，2002），因此，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：集體主義人力資源管理與員工的內(nèi)部人身份有正向關(guān)系。

（二）內(nèi)部人身份的中介機(jī)制

本研究關(guān)注管理實踐對員工怠惰行為的影響，因此如果假設(shè)1成立，需要進(jìn)一步追問的是內(nèi)部人身份與怠惰行為之間的關(guān)系。關(guān)于怠惰行為，研究者分別從員工的個性（Lebreton等，2004）、情緒（Pelled和Xin，1999）等性格特征因素，以及工作精確化設(shè)計（Lebreton等，2004）、工作挑戰(zhàn)性（Carmeli，2005）等工作因素方面進(jìn)行了研究，并發(fā)現(xiàn)這些因素與怠惰行為存在一定的關(guān)系。但是員工的個性、情緒特征在一定程度上難以被左右，工作設(shè)計則必須與實際的工作要求結(jié)合，變動成本較大且適用范圍有限，因此更具實踐性的著力點在于管理實踐可以影響的員工的內(nèi)在狀態(tài)。根據(jù)社會認(rèn)同理論，當(dāng)員工對組織具有較高的認(rèn)同感和歸屬感時，員工會將自己與組織的榮辱聯(lián)系在一起（Ashforth和Mael，1989）；而社會交換理論也說明，員工依賴于與組織的關(guān)系，他們會做出工作要求之外的事，并期待在今后得到獎勵（Blau，1964）。內(nèi)部人身份即是一個描述個人與組織之間這種關(guān)系的概念，因此內(nèi)部人身份高的人應(yīng)該愿意實施有利于組織的行為。事實上，Stamper和Masterson（2002）在提出概念后，隨即驗證了內(nèi)部人身份與自由裁量行為之間的關(guān)系，并證明內(nèi)部人身份與組織公民行為存在正向關(guān)系，與工作偏離行為存在負(fù)向關(guān)系。工作偏離行為屬于員工在組織中的破壞性行為，如散播謠言、破壞合作等，怠惰行為也屬于一種工作偏離行為，只是程度較弱（Christian等，2015）。由于內(nèi)部人身份概念與中國文化貼近，近年來許多以中國企業(yè)為樣本的國內(nèi)外研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部人身份在諸多變量間發(fā)揮著影響作用，結(jié)論較集中在有利于組織的行為或結(jié)果方面。例如，內(nèi)部人身份中介了前攝社會化行為與任務(wù)績效、社會整合間的關(guān)系（Wang和Kim，2013）；可以提高員工的任務(wù)績效、創(chuàng)新行為等（Chen和Aryee，2007；王雁飛等，2014）；在員工的自由裁量行為方面，可以促進(jìn)員工的組織公民行為（汪林等，2009）和抑制性、促進(jìn)性建言行為（錢士茹等，2015）。

但是已有的有關(guān)內(nèi)部人身份影響的研究以對積極行為的關(guān)注為主，對員工的偏離行為關(guān)注得并不多，尤其是缺乏對怠惰行為的專門研究。即便Stamper和Masterson（2002）對工作場所偏離行為的研究也是采用Robinson和Bennett（1995）的量表進(jìn)行他評，其題項內(nèi)容較多，雖部分包含怠惰現(xiàn)象，但怠惰行為具有主觀性和難被他人察覺的特點，并不適合進(jìn)行他評，因此Stamper和Masterson（2002）的偏離行為結(jié)論能否推至怠惰行為還值得商榷。而且與其他偏離行為不同，怠惰行為的危害并不如其他偏離行為般嚴(yán)重，同時也更為隱蔽和普遍，因此也非常有必要進(jìn)行確認(rèn)。不過，根據(jù)社會認(rèn)同理論（Hogg等，1995），當(dāng)個體對群體產(chǎn)生心理上的親密感時，個體的行為決策會考慮到群體因素，而怠惰對組織是不利的，因此員工內(nèi)部人身份應(yīng)該會影響員工的怠惰行為，但是如何影響尚需要實證證據(jù)。

綜上，依據(jù)內(nèi)在個人理論（Ilies等，2006），對于難以被他人觀察、監(jiān)控的怠惰行為，有效的控制方式應(yīng)當(dāng)是影響個體的內(nèi)心狀態(tài)，使個體發(fā)自內(nèi)心地改變自己的行為，而管理中對員工內(nèi)心狀態(tài)的影響是通過管理實踐來實現(xiàn)的。集體主義人力資源管理可以使員工與集體的關(guān)系更緊密，提升其內(nèi)部人身份（即假設(shè)1），而根據(jù)社會認(rèn)同理論（Hogg等，1995），當(dāng)個體對群體有歸屬感時，其行為決策會考慮到群體，由于怠惰會影響群體利益，因而內(nèi)部人身份會對怠惰行為產(chǎn)生影響，因此內(nèi)部人身份在集體主義人力資源管理實踐與員工怠惰行為之間發(fā)揮橋梁作用。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：內(nèi)部人身份在集體主義人力資源管理與怠惰行為間起中介作用。

（三）道德認(rèn)同的調(diào)節(jié)作用

盡管內(nèi)部人身份與怠惰行為很可能存在關(guān)系，但這一關(guān)系具體是怎樣的卻有待明確。根據(jù)個人—組織交互模型（Trevi?o，1986）和行為式倫理（behavioral ethic）產(chǎn)出模型（Trevi?o等，2006），道德行為除了受背景環(huán)境因素的影響，還受個人特質(zhì)的影響，也就是說不僅個人對組織的歸屬感會影響其道德行為，道德行為還與個體本身的道德素質(zhì)有關(guān)。一個較容易理解的假設(shè)是，員工內(nèi)部人身份越高，越把自己當(dāng)作“自己人”，就越會為組織賣力工作。為組織賣力工作意味著做對組織有利的行為，不做對組織不利的行為；而不做不利行為包括工作時不偷懶，因此內(nèi)部人身份可以控制員工的怠惰行為。這一假設(shè)具有其合理性，但它隱含了另一個假設(shè)，即內(nèi)部人身份將使員工不做對組織不利的不道德行為。然而“對組織不利”并非一個絕對的概念，謠言、破壞合作、虛假報賬等行為在不同人群眼中其危害程度并不相同，這與個人的道德觀、倫理觀相關(guān)（Sparks和Hunt，1998）。道德決策模型就認(rèn)為，個體在做出不道德行為前會預(yù)判該行為的后果以及風(fēng)險（Bommer等，1987），本研究即涉及對怠惰行為危害的判斷。像怠惰這樣較為隱蔽且危害低的行為更容易不被個體歸為“對組織不利”的行為，個體很可能意識不到怠惰的嚴(yán)重性（Rest，1986）。另一種可能的情況是，作為“自己人”反而更容易將就，因為自己對自己并沒有太高的要求，或者因為關(guān)系親密，所以認(rèn)為自己的行為可以被容忍，從而不以為意（Ellemers和Barreto，2006）。

這與假設(shè)2中內(nèi)部人身份影響員工行為的理論基礎(chǔ)并不矛盾。首先，社會交換理論認(rèn)為員工實施有利于組織的行為是為了與組織過去或未來對自己的幫助進(jìn)行交換，重在“有利”，這在解釋員工的破壞行為時具有一定的不足，尤其是像怠惰行為這樣程度低到算不上破壞的偏離行為，并不存在深厚的交換土壤。而社會認(rèn)同理論認(rèn)為員工對組織的認(rèn)同感和歸屬感會使員工認(rèn)為自己與組織榮辱與共。但榮辱與共并不意味著一定要做出對組織有利的行為，它還涉及員工個人榮辱感如何的問題（Trevi?o等，2006）。如果員工個人有著高的榮譽(yù)要求并且這種榮譽(yù)要求高于組織，那么“與共”后，員工眼中的組織榮譽(yù)也提升到與自己的榮譽(yù)一樣高，這對于組織而言的確是有利的。但是如果員工個人的榮譽(yù)要求較低，或者對于諸多行為持無所謂的態(tài)度，那么“與共”后，員工反而會在內(nèi)心降低組織的榮譽(yù)標(biāo)準(zhǔn)，這對于組織而言就不再是好事。

不難發(fā)現(xiàn)，這里涉及個人道德問題。就個人的道德因素而言，現(xiàn)有研究通常關(guān)注的有道德特征（moral identity）和道德認(rèn)同（moral identification）。道德特征（Aquino和Reed，2002）即個體的道德特點，具體為善解人意、富有同情心、公正、友好、慷慨、樂于助人、刻苦勤奮、誠實、善良等，當(dāng)個體以這樣的道德特點去看待世界時，個體就體現(xiàn)出這樣的道德特征。道德認(rèn)同則是在道德特征的基礎(chǔ)上，由May等（2015）結(jié)合組織行為學(xué)研究背景提出的，指個體對道德特征的認(rèn)同感與從屬感，是道德特征在組織背景的應(yīng)用。May等（2015）的研究還發(fā)現(xiàn)，道德認(rèn)同可以解釋傳統(tǒng)的認(rèn)同理論、道德變量無法解釋的員工道德相關(guān)行為，相對更有優(yōu)勢。此外，選擇道德認(rèn)同而不是道德特征進(jìn)行評價，還因為道德評價具有強(qiáng)烈的社會贊許性（Randall和Fernandes，1991），被試對自己道德特征的自評往往容易虛高。而道德特征的他評也難以準(zhǔn)確實現(xiàn)，一方面他人對個體的判斷往往基于個體的行為，而個體的道德行為有時可能是作秀，有時可能是隱匿的，在傳統(tǒng)文化中，隱匿地做好事不留名甚至被評價為高于一般做好事的道德水平，這樣的道德是難以被客觀評價的。此外，道德評價較為敏感，將他人評價為“不道德”或者“不夠道德”會被理解為對人格的侮辱，因此在他評時道德水平也會被人為地拔高。因此，將道德特征作為測量工具并不適合。為了能較為真實地了解員工的道德狀態(tài)，本研究采用了道德認(rèn)同變量，因為道德認(rèn)同并非自己對自己道德水平的直接判斷，而是通過對道德特征的認(rèn)同來體現(xiàn)，相對能夠卸下被試的心防，但又能反映一個人的道德感，個體道德認(rèn)同越高，對道德特征就越向往，也越愿意具有相關(guān)的道德特征，這樣的自我驅(qū)動，應(yīng)當(dāng)會帶來相應(yīng)的道德產(chǎn)出（Ryan等，1997）。因此，本研究以道德認(rèn)同作為個人道德因素的表征。

綜上，根據(jù)個人—組織交互模型（Trevi?o，1986）和行為式倫理（behavioral ethic）產(chǎn)出模型（Trevi?o等，2006），個人因素會與組織背景因素共同影響道德行為，即本研究中道德認(rèn)同會在內(nèi)部人身份對怠惰行為的影響中發(fā)揮作用。根據(jù)道德決策理論（Bommer等，1987），道德認(rèn)同不同的個體對怠惰行為會做出不同的判斷，道德認(rèn)同水平低者可以接受自己的怠惰行為，因此其在內(nèi)部人身份高時，作為“自己人”反而會降低要求，認(rèn)為既然是“自己人”，那么怠惰也是可以理解的或者是無所謂的，因此不去會控制甚至?xí)趴v自己的怠惰行為；而道德認(rèn)同水平高者對道德有更高的向往，因此會嚴(yán)格控制和減少自己的怠惰行為?；诖耍狙芯刻岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)3：員工的道德認(rèn)同會調(diào)節(jié)內(nèi)部人身份與怠惰行為之間的關(guān)系。具體而言，當(dāng)?shù)赖抡J(rèn)同水平高時，內(nèi)部人身份與怠惰行為存在負(fù)向關(guān)系，此時道德水平越高，負(fù)向關(guān)系越強(qiáng)；當(dāng)?shù)赖抡J(rèn)同水平低時，內(nèi)部人身份與怠惰行為存在正向關(guān)系，此時道德水平越低，正向關(guān)系越強(qiáng)。

綜合上述理論推導(dǎo)，集體主義人力資源管理有助于員工內(nèi)部人身份的提高，并通過內(nèi)部人身份影響員工的怠惰行為，內(nèi)部人身份在集體主義人力資源管理和怠惰行為之間發(fā)揮中介作用，構(gòu)成一個中介模型。而在中介模型的第二階段，即內(nèi)部人身份對員工怠惰行為的影響中，內(nèi)部人身份的作用受到道德認(rèn)同的調(diào)節(jié)，道德認(rèn)同高時，內(nèi)部人身份與怠惰行為負(fù)相關(guān)；道德認(rèn)同低時，內(nèi)部人身份與怠惰行為正相關(guān)。因此，從整體上看，中介模型受到了調(diào)節(jié)，是一個被調(diào)節(jié)的中介模型，具體屬于第二階段被調(diào)節(jié)的中介模型（Preacher等，2007）。圖1是本研究的理論模型圖：

圖1 理論模型

三、研究方法

（一）研究樣本

本研究的樣本來自于人力資源開發(fā)與管理相關(guān)培訓(xùn)課程的學(xué)員及其所在企業(yè)的部分員工。問卷以鏈接的形式單獨發(fā)送給被試，由被試在自己的移動終端獨自填寫，共回收問卷441份。為保證數(shù)據(jù)的質(zhì)量，問卷中多次強(qiáng)調(diào)數(shù)據(jù)的保密性；回收后首先通過填答時間進(jìn)行判斷，時間過短的不予采用，然后通過反向題整理識別無效問卷，共獲得373份有效問卷。樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果為：男性占38.3%；管理崗位占37.0%；大專占28.7%，本科占46.1%，研究生及以上占22.5%；46.6%來自民營企業(yè)，34.9%來自國有企業(yè)，18.5%來自外企。員工在企業(yè)的工作時間平均為42.2個月，標(biāo)準(zhǔn)差為56.5。

（二）測量工具

調(diào)查問卷包含集體主義人力資源管理、內(nèi)部人身份、道德認(rèn)同和怠惰行為等變量。由員工對企業(yè)的集體主義人力資源管理情況進(jìn)行描述認(rèn)可式考評，盡管企業(yè)管理屬于企業(yè)層的共性問題，但管理模式對于每個個體而言的感知不同其作用也不同，當(dāng)群體無法被驗證其聚合性時，本研究將之視為個體對管理實踐描述的判斷。內(nèi)部人身份、道德認(rèn)同屬于員工個人的感受，均由個人視自身實際情況打分。由于怠惰行為較為隱蔽，且個人主觀性較強(qiáng)，因此對其的測量采取員工自評的形式，由被試在自己的移動端獨自填答，回答不記名，問卷內(nèi)容強(qiáng)調(diào)保證其獨立性與保密性，以求被試客觀填答。問卷以6點量表測量，即存在1—6點評價刻度，1表示“非常不同意”，6表示“非常同意”。由于采用的量表為西方量表，本研究在分析前對各構(gòu)念題項進(jìn)行了檢驗，并根據(jù)載荷情況剔除個別不佳題項。由于構(gòu)念題項為反映型指標(biāo)，因此某個題項的刪除不會影響構(gòu)念本身的內(nèi)容（Diamantopoulos和Winklhofer，2001；Jarvis等，2003）。

（1）集體主義人力資源管理。采用Ji等（2011）的量表，該量表包含6個題項，如“企業(yè)設(shè)計的薪酬和獎金體系旨在實現(xiàn)集體績效的最大化”“企業(yè)中員工個人的影響力取決于其對企業(yè)的貢獻(xiàn)度”等。本研究中剔除了載荷較低的1項，采用其中5項，Cronbach’s Alpha為0.725。

（2）內(nèi)部人身份。采用Stamper和Masterson（2002）開發(fā)的內(nèi)部人身份量表，包含6個題項，如“對于我所在的企業(yè)，我有極強(qiáng)的歸屬感”“我認(rèn)為，我并沒有成為這個企業(yè)的一員（R）”等。本研究中Cronbach’s Alpha為0.918。

（3）道德認(rèn)同。采用May等（2015）開發(fā)的道德認(rèn)同量表，包含一段道德特征導(dǎo)語與5個題項，如“若某組織的員工都有上述特點，那么成為其中一員對我而言很重要”“每次想到員工具有上述特點的組織，我都以自己成為其中一員為傲”等。本研究中剔除了載荷較低的1項，采用其中4項，Cronbach’s Alpha為0.889。

（4）怠惰行為。延續(xù)Christian等（2015）對怠惰行為的研究設(shè)計，關(guān)注在組織中最為普遍的怠惰行為表現(xiàn)，采用2個題項，即“我有時故意放慢做工作的速度”“我有時會比規(guī)定時間多休息一會兒或多休息一次”，本研究中Cronbach’s Alpha為0.803。

（三）分析方法

本研究的數(shù)據(jù)分析過程如下：（1）通過單因素檢驗、虛擬因子等方法進(jìn)行同源誤差檢驗，判斷數(shù)據(jù)是否具有嚴(yán)重的同源誤差；（2）通過驗證性因子分析檢驗變量的區(qū)分效度；（3）對研究變量進(jìn)行初步描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析，為假設(shè)驗證獲得初步證據(jù)；（4）采用Bootstrap法對中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗，并通過Sobel檢驗進(jìn)行驗證；（5）對調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗，并用Johnson-Neyman技術(shù)確定效應(yīng)規(guī)模；（6）采用系數(shù)乘積法的判定指標(biāo)（index of moderated mediation）對被調(diào)節(jié)的中介完整路徑進(jìn)行驗證分析。

四、數(shù)據(jù)分析

（一）共同方法偏差檢驗

由于本研究的變量類型分別為組織對員工的管理情況、員工個人感受與個人的隱蔽行為，最佳評價者均是員工本身，因此為研究所限，不可否認(rèn)本研究的數(shù)據(jù)為同源數(shù)據(jù)，有可能存在共同方法偏差，本研究特進(jìn)行事后檢驗。采用Harman單因素檢驗方法（Podsakoff和Organ，1986），共得到四個因子，沒有出現(xiàn)單一因素解釋了所有變異的情況（第一個因子未經(jīng)旋轉(zhuǎn)的解釋方差為37.222%），說明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。此外，根據(jù)Podsakoff等（2003）的建議，本研究采用Widaman（1985）的方法檢驗共同方法偏差的嚴(yán)重程度，構(gòu)建了一個虛擬因子，結(jié)果顯示模型配適度的確得到了提升（參見表1），但是此時虛擬因子對總變異貢獻(xiàn)很?。?0%），比Williams等（1989）觀測到的25%的一半還要少，也就是說，盡管本研究中存在共同方法偏差，但共同方法偏差并不是本研究的普遍問題（Carlson和Kacmar，2000）。

（二）區(qū)分效度檢驗

本研究采用驗證性因子分析考察變量的區(qū)分效度。如表1所示，基本模型的配適指標(biāo)χ2/df接近3.00，小于5.00；CFI、TLI大于0.900，GFI接近0.900；RMSEA為0.080，小于0.100，基本符合配適指標(biāo)的要求（Hooper等，2008），具有較好的擬合度，而且明顯優(yōu)于其他備選模型，因此研究中的四個因子可以較好地代表不同的四個變量，區(qū)分效度較高，這也從側(cè)面說明本研究存在的共同方法偏差對結(jié)果的解釋不會產(chǎn)生嚴(yán)重影響。

表1 驗證性因子分析結(jié)果（N=373）

（三）描述性統(tǒng)計與相關(guān)系數(shù)

表2是主要變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)?？梢钥闯黾w主義人力資源管理與內(nèi)部人身份顯著正相關(guān)（r=0.553，p＜0.01），但與怠惰行為的相關(guān)性并不顯著；而內(nèi)部人身份與怠惰行為顯著負(fù)相關(guān)（r= –0.221，p＜0.01）。此外道德認(rèn)同與其他變量也存在顯著的相關(guān)關(guān)系，例如與怠惰行為負(fù)相關(guān)（r= –0.217，p＜0.01）。這為本研究論證假設(shè)提供了初步的方向和依據(jù)。

表2 變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)矩陣

（四）假設(shè)檢驗

1. 中介效應(yīng)

本研究采用PROCESS程序（Hayes，2013）對內(nèi)部人身份在集體主義人力資源管理與怠惰行為間的中介效應(yīng)進(jìn)行Bootstrap（設(shè)為5 000）分析，置信區(qū)間為95%。如表3所示，集體主義人力資源管理與內(nèi)部人身份存在正向關(guān)系，系數(shù)為0.704，且達(dá)到99%的顯著水平，假設(shè)1得證。內(nèi)部人身份的中介效應(yīng)為–0.225，置信區(qū)間為（LLCI= –0.336，ULCI= –0.129），不包含0，達(dá)到了顯著水平，說明內(nèi)部人身份起中介作用（Preacher和Hayes，2004）。此外，本研究通過Sobel Test確認(rèn)中介效果，結(jié)果顯示Z= –4.387，絕對值大于1.96，且p＜0.001，說明中介效應(yīng)的確存在。更為具體地，如不考慮內(nèi)部人身份，集體主義人力資源管理對怠惰行為的直接效應(yīng)（即控制中介效應(yīng)后）為0.163，但是置信區(qū)間為（LLCI= –0.007，ULCI=0.334），包含0，并不顯著；而此時中介效應(yīng)顯著，因此內(nèi)部人身份的中介作用為完全中介（Preacher和Hayes，2004；Zhao等，2010），即集體主義人力資源管理通過提高員工的內(nèi)部人身份而降低其怠惰行為，假設(shè)2得證。需要說明的是，本處集體主義人力資源管理對怠惰行為的總效應(yīng)并不顯著，按照Baron和Kenny（1986）傳統(tǒng)的中介檢驗，即不存在進(jìn)行中介分析的前提。但近年中介效應(yīng)研究的眾多結(jié)果已經(jīng)證實，總效應(yīng)不存在并不意味著中介效應(yīng)無意義，總效應(yīng)不是中介效應(yīng)檢驗的前提，研究者應(yīng)當(dāng)直接關(guān)注中介效應(yīng)本身的檢驗，并關(guān)注未控制中介變量與控制中介變量后的差異（MacKinnon等，2002；Preacher和Hayes，2004；Hayes，2009；Zhao等，2010），并推薦本研究采用的Preacher和Hayes（2004）的Bootstrap方法進(jìn)行中介檢驗（Hayes，2009；Zhao等，2010）。值得補(bǔ)充的是，總效應(yīng)不存在的原因可能是存在另一個競爭中介變量，與本文所設(shè)中介變量作用方向相反，因此抵消了部分中介效果（Zhao等，2010）；也可能是中介作用受到了調(diào)節(jié)（Preacher等，2007），這也預(yù)示著假設(shè)3可能成立。本研究發(fā)現(xiàn)了內(nèi)部人身份的完全中介作用，并且提示可能存在另一作用方向相反的競爭中介。不過因為總效應(yīng)不顯著，所以盡管內(nèi)部人身份的中介系數(shù)為負(fù)值，但得出集體主義人力資源管理通過內(nèi)部人身份如何控制怠惰行為的結(jié)論還為時尚早。

表3 內(nèi)部人身份的中介效應(yīng)檢驗

2. 調(diào)節(jié)效應(yīng)與規(guī)模

本研究同樣采用PROCESS程序（Hayes，2013）對道德認(rèn)同在內(nèi)部人身份與怠惰行為之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行Bootstrap（設(shè)為5 000）分析，置信區(qū)間為95%。如表4所示，道德認(rèn)同、內(nèi)部人身份的乘積項系數(shù)為–0.200，置信區(qū)間為（LLCI= –0.325，ULCI= –0.074），不包含0，達(dá)到顯著水平。此外，加入乘積項后，R2更改同樣達(dá)到顯著水平（p＜0.01），說明道德認(rèn)同的調(diào)節(jié)作用存在，系數(shù)為負(fù)，意味著道德認(rèn)同干擾了內(nèi)部人身份對怠惰行為的影響。需要關(guān)注的是，此時內(nèi)部人身份、道德認(rèn)同的系數(shù)均為正，且顯著，似乎意味著越鼓勵歸屬，道德認(rèn)同越高，員工怠惰程度也越高（這一結(jié)果并不符合一般的實踐邏輯）；但是調(diào)節(jié)作用分析應(yīng)關(guān)注交互項的系數(shù)顯著性，調(diào)節(jié)的方向應(yīng)該通過調(diào)節(jié)變量不同取值時的變量間關(guān)系去判斷，而不是變量的系數(shù)（羅勝強(qiáng)和姜嬿，2012）。已知道德認(rèn)同存在干擾作用，意味著完整地看，在不同道德認(rèn)同水平下內(nèi)部人身份的系數(shù)應(yīng)該也不相同，甚至可能有符號即作用方向差異。因此，傳統(tǒng)的方法已經(jīng)不能對調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行準(zhǔn)確分析，有必要對調(diào)節(jié)效應(yīng)及其規(guī)模做精細(xì)化研究。

表4 道德認(rèn)同的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

為了更精細(xì)地檢驗道德認(rèn)同的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本研究采用Johnson-Neyman技術(shù)計算調(diào)節(jié)效應(yīng)的規(guī)模范圍（Preacher等，2006），部分結(jié)果如表5所示，顯示調(diào)節(jié)規(guī)模存在兩個閾值，2.240與4.693，即調(diào)節(jié)作用在道德認(rèn)同小于2.240或者大于4.693時顯著存在，并且作用方向相反。也就是說，道德認(rèn)同越強(qiáng)，內(nèi)部人身份越能控制怠惰行為；道德認(rèn)同弱時，內(nèi)部人身份甚至將促成怠惰行為。具體地，在道德認(rèn)同水平高的顯著區(qū)（大于4.693，占總體的59.517%），內(nèi)部人身份與怠惰行為存在負(fù)向關(guān)系，員工內(nèi)部人身份越高，怠惰行為越低，內(nèi)部人身份能為組織帶來正效果；在道德認(rèn)同水平低的顯著區(qū)（小于2.240，占總體的0.536%），內(nèi)部人身份與怠惰行為存在正向關(guān)系，員工內(nèi)部人身份越高，怠惰行為也越高，內(nèi)部人身份一反預(yù)期，會給組織帶來負(fù)效果。值得關(guān)注的是，盡管低顯著區(qū)占群體比例并不高，但是系數(shù)絕對值（平均為0.490）卻高于高顯著區(qū)（平均為–0.214），甚至超過兩倍（這或許解釋了上文提出的系數(shù)符號為負(fù)的問題），說明當(dāng)?shù)赖抡J(rèn)同水平低時，內(nèi)部人身份的危害程度甚至超過其有益程度。道德認(rèn)同的這一調(diào)節(jié)效果非常值得注意，假設(shè)3得證。

表5 道德認(rèn)同的調(diào)節(jié)規(guī)模（Johnson-Neyman檢驗）

圖2繪制了道德認(rèn)同的調(diào)節(jié)效應(yīng)（a）與調(diào)節(jié)規(guī)模（b）。為了簡潔呈現(xiàn)對于多數(shù)群體的情況，圖2（a）繪制了在道德認(rèn)同處于高水平（Mean+SD）與低水平（Mean–SD）時內(nèi)部人身份與怠惰行為的關(guān)系，表明內(nèi)部人身份與怠惰行為的關(guān)系并不單純，而是隨道德認(rèn)同水平的改變而改變。更完整的情況是，道德認(rèn)同水平處于高位時，內(nèi)部人身份會降低怠惰行為，且道德認(rèn)同越高，對怠惰行為控制越好；但是道德認(rèn)同水平處于低位時，內(nèi)部人身份則會促進(jìn)怠惰行為，且道德認(rèn)同越低，怠惰行為越嚴(yán)重：內(nèi)部人身份是一把“雙刃劍”。然而實際上，這把“雙刃劍”確乎鋒利，在調(diào)節(jié)效應(yīng)置信區(qū)間為95%的顯著區(qū)，即圖2（b）的上行區(qū)與下行區(qū)，道德認(rèn)同的調(diào)節(jié)反差更為明顯，內(nèi)部人身份對低道德認(rèn)同者的負(fù)面程度（即與怠惰行為關(guān)系為正）是對高道德認(rèn)同者正面程度的兩倍有余。也就是說，如若放縱道德認(rèn)同不顧，在員工的道德認(rèn)同處于低水平時鼓勵員工歸屬，即提升其內(nèi)部人身份，則不僅不能減少怠惰，反而會帶來更嚴(yán)重的危害。

圖2 道德認(rèn)同的調(diào)節(jié)效應(yīng)與規(guī)模

3. 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)

上文分別從局部檢驗了內(nèi)部人身份在集體主義人力資源管理與怠惰行為間的中介效應(yīng)以及道德認(rèn)同對內(nèi)部人身份與怠惰行為間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，接下來本研究將對管理實踐（集體主義人力資源管理）到員工行為（怠惰行為）的完整路徑進(jìn)行檢驗，結(jié)果如表6所示。本研究采用系數(shù)乘積法進(jìn)行驗證。研究證明，采用系數(shù)乘積法的被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)的判定指標(biāo)（index of moderated mediation）作為判斷標(biāo)準(zhǔn)比以往的亞組分析法、差異分析法具有明顯的優(yōu)勢，驗證結(jié)果更為精確（Hayes，2015）。本研究中集體主義人力資源管理、內(nèi)部人身份、道德認(rèn)同、怠惰行為的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)的判定指標(biāo)Index= –0.155，不為0，且95%的置信區(qū)間為（LLCI= –0.266，ULCI= –0.038），不包含0，即判定指標(biāo)Index顯著不為0，因此被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)存在。

表6 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗

再通過亞組分析法觀察具體的被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)情況：關(guān)注從集體主義人力資源管理出發(fā)的路徑，集體主義人力資源管理對怠惰行為的直接效應(yīng)（即控制內(nèi)部人身份的中介后）為正，并顯著，而總效應(yīng)（即直接效應(yīng)加內(nèi)部人身份的中介效應(yīng)后）在道德認(rèn)同水平相對中、高（Mean、Mean+SD）時為負(fù)值（–0.007；–0.012），在道德認(rèn)同水平相對低（Mean–SD）時為正值（0.054），進(jìn)一步說明從總效應(yīng)看，當(dāng)?shù)赖抡J(rèn)同水平高時，集體主義人力資源管理可以控制怠惰行為的發(fā)生，對組織產(chǎn)生正作用；當(dāng)?shù)赖抡J(rèn)同水平低時，集體主義人力資源管理將促進(jìn)怠惰行為的發(fā)生，對組織產(chǎn)生負(fù)作用。具體地，當(dāng)員工的道德認(rèn)同水平相對較高（Mean+SD）時，內(nèi)部人身份在集體主義人力資源管理與怠惰行為之間的中介作用顯著，且系數(shù)為負(fù)，說明此時控制了怠惰。由于樣本整體的道德認(rèn)同水平中上（現(xiàn)實中也是如此，道德低下的員工畢竟是少數(shù)），在表6中以均值和一個標(biāo)準(zhǔn)差為界的亞組分析中道德認(rèn)同低組（Mean–SD）未到顯著區(qū)的低位（3.917遠(yuǎn)未到2.240），因此當(dāng)員工的道德認(rèn)同水平相對較低（Mean–SD）時系數(shù)顯著性并未達(dá)標(biāo)（因為3.917也未到4.693的高位），因為本處的相對較低并非顯著意義的低。不過，輔以通過Johnson-Neyman技術(shù)計算調(diào)節(jié)效應(yīng)規(guī)模時得出的當(dāng)?shù)赖抡J(rèn)同水平處于絕對低位（小于2.240）時內(nèi)部人身份負(fù)效應(yīng)極大的結(jié)論，道德水平越低，集體主義人力資源管理將帶來越大程度的員工怠惰行為，說明道德認(rèn)同低時要對集體主義人力資源管理尤為謹(jǐn)慎，換言之，集體主義人力資源管理對于道德認(rèn)同低者要審慎進(jìn)行。

五、結(jié)論與討論

本研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的集體主義人力資源管理通過員工內(nèi)部人身份的中介作用對員工的怠惰行為產(chǎn)生影響，并且這一中介作用受到員工自身道德認(rèn)同水平的調(diào)節(jié)。也就是說，集體主義人力資源管理有助于員工對組織產(chǎn)生歸屬感，感到自己是組織的“自己人”，但“自己人”感知只有在道德認(rèn)同水平高時，才會減少員工的怠惰行為，而在道德認(rèn)同水平低時，反而會使員工更為怠惰。

（一）理論意義

首先，本研究關(guān)注中國情境下的管理實踐，以集體主義人力資源管理為對象，發(fā)現(xiàn)了其與內(nèi)部人身份、怠惰行為之間的關(guān)系，驗證了內(nèi)部人身份被道德認(rèn)同調(diào)節(jié)的中介作用。在集體主義人力資源管理與內(nèi)部人身份的關(guān)系上，與Li等（2015）、Liu等（2013）的研究結(jié)論基本相似，本研究發(fā)現(xiàn)集體主義人力資源管理可以提升員工的內(nèi)部人身份，從而在組織認(rèn)同、團(tuán)隊認(rèn)同之外，豐富了集體主義人力資源管理的作用變量。此外本研究從管理實踐出發(fā)，回歸員工的實踐行為，驗證了實際管理中一個從企業(yè)管理到員工行為的完整路徑，與其他研究相比具有明顯的實踐精神。

其次，本研究關(guān)于內(nèi)部人身份與怠惰行為關(guān)系的結(jié)論，既與Stamper和Masterson（2002）等人的結(jié)論一致，也存在相反的部分，具體取決于員工的道德認(rèn)同水平。在道德認(rèn)同水平高時，內(nèi)部人身份可以降低怠惰行為，這與已有研究得出的內(nèi)部人身份可以降低工作場所偏離行為的結(jié)論是一致的；但是在道德認(rèn)同水平低時，內(nèi)部人身份反而會促進(jìn)怠惰。這可能是因為，怠惰行為僅是工作場所偏離行為的一種，并且與破壞合作、散布謠言等其他行為相比，工作偷懶并不會直接影響工作中的其他人，不會產(chǎn)生對組織的重大破壞；此外僅就個人行為而言，怠惰與其他偏離行為相比也在可以被接受的范圍，甚至相對顯得“微不足道”。而怠惰行為究竟是否可以被接受，是否“微不足道”，取決于員工的道德認(rèn)同水平，內(nèi)部人身份的作用方向隨之也會發(fā)生變化。正如本研究的數(shù)據(jù)所顯示的，總體而言，員工的道德認(rèn)同水平是較高的，如果研究樣本的道德認(rèn)同水平普遍較高，并且研究中并未考慮道德認(rèn)同這一變量，研究則存在偏差，這或許是Stamper和Masterson等人得出單方面結(jié)論的原因。從另一個側(cè)面來說，本研究也說明了道德認(rèn)同研究的重要價值。

最后，在分析技術(shù)方面，在中介作用分析上，本研究沒有拘泥于傳統(tǒng)的中介驗證方法對主效應(yīng)的迷思，發(fā)現(xiàn)了完全中介效應(yīng)，并預(yù)示了可能存在競爭中介或被調(diào)節(jié)的中介。尤為重要的是，在調(diào)節(jié)作用分析上，本研究采用Johnson-Neyman技術(shù)對調(diào)節(jié)作用的效果進(jìn)行了精細(xì)化分析，這一方法使得調(diào)節(jié)作用分析可以從各個層次進(jìn)行，調(diào)節(jié)規(guī)模分析更為精細(xì)，從而較為準(zhǔn)確地發(fā)現(xiàn)了道德認(rèn)同在內(nèi)部人身份與怠惰行為間方向相反的調(diào)節(jié)作用，以及具體的作用顯著范圍，這也是本研究發(fā)現(xiàn)道德認(rèn)同在內(nèi)部人身份與怠惰行為關(guān)系中兩個方向調(diào)節(jié)效應(yīng)的技術(shù)保證。而在被調(diào)節(jié)的中介檢驗方面，本研究分別進(jìn)行了中介、調(diào)節(jié)檢驗，對模型的局部先進(jìn)行分析，從而理清變量的局部關(guān)系，最后再通過系數(shù)乘積法的被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)的判定指標(biāo)對整體效應(yīng)進(jìn)行了驗證。

（二）實踐意義

從實踐的角度，本研究的結(jié)論對于企業(yè)的員工行為管理實踐具有重要的啟示：一方面，本研究肯定了集體主義人力資源管理的積極意義，即集體主義人力資源管理可以提升員工對組織的歸屬感。以往的研究表明，員工對組織的歸屬感強(qiáng)，有利于其工作滿意度的提升，并且能夠促使員工更加盡職盡責(zé)，為企業(yè)出謀劃策，與同事合作互助。這都反映了企業(yè)進(jìn)行集體主義人力資源管理的優(yōu)勢，這是對東亞集體主義管理實踐的肯定。

但是另一方面，具體到怠惰行為，本研究也從員工道德的角度發(fā)現(xiàn)了集體主義人力資源管理的隱憂。本研究創(chuàng)造性地揭示了關(guān)注員工道德的重要性，提醒組織注意提高員工的道德認(rèn)同。盡管研究結(jié)論是道德認(rèn)同水平不同時，集體主義人力資源管理的作用不同，需要謹(jǐn)慎對待，但實踐中集體主義管理風(fēng)格是難以改變的，組織也不可能先調(diào)查員工的道德認(rèn)同水平再分別施以不同的管理方式，最為簡便也行之有效的方式就是提高員工的道德認(rèn)同水平。正如前文所述，由于員工的道德認(rèn)同水平一般均處于中上，加之先前的研究并未將道德認(rèn)同充分納入考慮，因此道德問題的重要性似乎被諸多研究掩蓋了。但不可否認(rèn)，即使是小比例群體，在員工基數(shù)較大的組織，尤其是我國眾多的勞動密集型企業(yè)中，其人數(shù)依舊是龐大的；加之怠惰行為盡管不如其他偏離行為危害大，但更為普遍和難以察覺，其嚴(yán)重性不容小覷，因此調(diào)控這部分人的行為對于企業(yè)同樣具有重大意義。道德可能在眾多方面發(fā)揮著重要作用，企業(yè)有必要在選拔、培訓(xùn)等方面關(guān)注員工的道德相關(guān)內(nèi)容。

（三）研究局限性與未來研究方向

本研究存在一些明顯的局限性：首先，盡管本研究的變量特點決定了自評的適宜性，但如前文所述，本研究的共同方法偏差雖達(dá)到了可接受的標(biāo)準(zhǔn)，但依然存在，這影響了研究結(jié)論的可靠性。對于共同方法偏差，事前控制是極為必要的，因此后續(xù)研究可以通過追蹤研究的方法，選擇不同的時點進(jìn)行變量測量。其次，本研究的對象來自培訓(xùn)學(xué)員及其所在企業(yè)的員工，雖然整體上涉及廣泛但也難以均衡，后續(xù)研究可進(jìn)行更為嚴(yán)格的抽樣設(shè)計，選取組織作為研究實驗點，這樣也便于追蹤研究。最后，本研究為集體主義情境下的研究，未來的研究可以更深入地進(jìn)行跨文化考察，對比集體主義人力資源管理與相應(yīng)的個人主義人力資源管理的情形。本研究發(fā)現(xiàn)集體主義人力資源管理鼓勵員工的歸屬，但這并不意味著個人主義就不鼓勵員工歸屬，或是會降低歸屬感。事實上個人主義的寬松氛圍同樣在實踐中得到了肯定，因此有必要對不同情境下的機(jī)制進(jìn)行研究分析。此外，后續(xù)研究還可以在以下方面進(jìn)一步深化：其一，本研究發(fā)現(xiàn)主效應(yīng)不存在而中介效應(yīng)顯著，除了被調(diào)節(jié)，這也意味著可能存在另一個中介變量與目前的中介變量中介方向相反，因此探尋這樣的競爭中介變量是否存在以及其競爭機(jī)制是怎樣的，是非常有意義的。其二，歸屬與認(rèn)同是不同的概念，本研究以內(nèi)部人身份發(fā)現(xiàn)了歸屬的作用，而重要的調(diào)節(jié)變量道德認(rèn)同屬于認(rèn)同的范疇，因此可以進(jìn)一步納入其他認(rèn)同概念，如組織認(rèn)同、關(guān)系認(rèn)同等，并探討歸屬與認(rèn)同的作用差異以及認(rèn)同間的交互關(guān)系。

[1]劉小平. 企業(yè)員工的組織歸屬感及形成研究[J]. 管理現(xiàn)代化, 2002,（6）: 36–40.

[2]汪林, 儲小平, 倪婧. 領(lǐng)導(dǎo)—部屬交換、內(nèi)部人身份認(rèn)知與組織公民行為——基于本土家族企業(yè)視角的經(jīng)驗研究[J]. 管理世界, 2009,（1）: 97–107, 188.

[3]王雁飛, 蔡如茵, 林星馳. 內(nèi)部人身份認(rèn)知與創(chuàng)新行為的關(guān)系——一個有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型研究[J]. 外國經(jīng)濟(jì)與管理, 2014,（10）: 40–53.

[4]徐淑英. 科學(xué)精神和對社會負(fù)責(zé)的學(xué)術(shù)[J]. 管理世界, 2015,（1）: 156–163.

[5]Aquino K, Reed Ⅱ A. The self-importance of moral identity[J]. Journal of Personality and Social Psychology, 2002, 83（6）: 1423–1440.

[6]Ashforth B E, Mael F. Social identity theory and the organization[J]. Academy of Management Review, 1989, 14（1）: 20–39.

[7]Aycan Z, Kanungo R, Mendonca M, et al. Impact of culture on human resource management practices: A 10-country comparison[J]. Applied Psychology, 2000, 49（1）: 192–221.

[8]Beehr T A, Gupta N. A note on the structure of employee withdrawal[J]. Organizational Behavior and Human Performance, 1978, 21（1）: 73–79.

[9]Bommer M, Gratto C, Gravander J, et al. A behavioral model of ethical and unethical decision making[J]. Journal of Business Ethics, 1987, 6（4）: 265–280.

[10]Bowen D E, Ostroff C. Understanding HRM–firm performance linkages: The role of the “strength” of the HRM system[J]. Academy of Management Review, 2004, 29（2）: 203–221.

[11]Carlson D S, Kacmar K M. Work-family conflict in the organization: Do life role values make a difference?[J]. Journal of Management, 2000, 26（5）: 1031–1054.

[12]Carmeli A. The relationship between organizational culture and withdrawal intentions and behavior[J]. International Journal ofManpower, 2005, 26（2）: 177–195.

[13]Chen S, Zhang G L, Zhang A F, et al. Collectivism-oriented human resource management and innovation performance: An examination of team reflexivity and team psychological safety[J]. Journal of Management & Organization, 2016, 22（4）: 535–548.

[14]Chen Z X, Aryee S. Delegation and employee work outcomes: An examination of the cultural context of mediating processes in China[J]. Academy of Management Journal, 2007, 50（1）: 226–238.

[15]Christian M S, Eisenkraft N, Kapadia C. Dynamic associations among somatic complaints, human energy, and discretionary behaviors: Experiences with pain fluctuations at work[J]. Administrative Science Quarterly, 2015, 60（1）: 66–102.

[16]Diamantopoulos A, Winklhofer H M. Index construction with formative indicators: An alternative to scale development[J]. Journal of Marketing Research, 2001, 38（2）: 269–277.

[17]Ellemers N, Barreto M. Categorization in everyday life: The effects of positive and negative categorizations on emotions and self-views[J]. European Journal of Social Psychology, 2006, 36（6）: 931–942.

[18]Farley J U, Hoenig S, Yang J Z. Key factors influencing HRM practices of overseas subsidiaries in China’s transition economy[J]. The International Journal of Human Resource Management, 2004, 15（4–5）: 688–704.

[19]Gelfand M J, Raver J L, Nishii L, et al. Differences between tight and loose cultures: A 33-nation study[J]. Science, 2011, 332（6033）: 1100–1104.

[20]Hanisch K A, Hulin C L. Job attitudes and organizational withdrawal: An examination of retirement and other voluntary withdrawal behaviors[J]. Journal of Vocational Behavior, 1990, 37（1）: 60–78.

[21]Hayes A F. Beyond Baron and Kenny: Statistical mediation analysis in the new millennium[J]. Communication Monographs, 2009, 76（4）: 408–420.

[22]Hayes A F. Introduction to mediation, moderation, and conditional process analysis: A regression-based approach[M]. New York: Guilford Press, 2013.

[23]Hayes A F. An index and test of linear moderated mediation[J]. Multivariate Behavioral Research, 2015, 50（1）: 1–22.

[24]Hofstede G. Cultural constraints in management theories[J]. Academy of Management Perspectives, 1993, 7（1）: 81–94.

[25]Ilies R, Scott B A, Judge T A. The interactive effects of personal traits and experienced states on intraindividual patterns of citizenship behavior[J]. Academy of Management Journal, 2006, 49（3）: 561–575.

[26]Jarvis C B, MacKenzie S B, Podsakoff P M. A critical review of construct indicators and measurement model misspecification in marketing and consumer research[J]. Journal of Consumer Research, 2003, 30（2）: 199–218.

[27]Ji L, Tang G Y, Wang X R, et al. Collectivistic-HRM, firm strategy and firm performance: An empirical test[J]. The International Journal of Human Resource Management, 2011, 23（1）: 190–203.

[28]Kilduff G J, Galinsky A D, Gallo E, et al. Whatever it takes to win: Rivalry increases unethical behavior[J]. Academy of Management Journal, 2016, 59（5）: 1508–1534.

[29]Lebreton J M, Binning J F, Adorno A J, et al. Importance of personality and job-specific affect for predicting job attitudes and withdrawal behavior[J]. Organizational Research Methods, 2004, 7（3）: 300–325.

[30]Li Y Q, Zhang G L, Yang X, et al. The influence of collectivist human resource management practices on team-level identification[J]. International Journal of Human Resource Management, 2015, 26（14）: 1791–1806.

[31]Liu Z Q, Cai Z Y, Li J, et al. Leadership style and employee turnover intentions: A social identity perspective[J]. Career Development International, 2013, 18（3）: 305–324.

[32]Masterson S S, Stamper C L. Perceived organizational membership: An aggregate framework representing the employee–organization relationship[J]. Journal of Organizational Behavior, 2003, 24（5）: 473–490.

[33]May D R, Chang Y K, Shao R D. Does ethical membership matter? Moral identification and its organizational implications[J]. Journal of Applied Psychology, 2015, 100（3）: 681–694.

[34]O’Reilly C, Chatman J. Organizational commitment and psychological attachment: The effects of compliance, identification, and internalization on prosocial behavior[J]. Journal of Applied Psychology, 1986, 71（3）: 492–499.

[35]Pelled L H, Xin K R. Down and out: An investigation of the relationship between mood and employee withdrawal behavior[J].Journal of Management, 1999, 25（6）: 875–895.

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

[37]Preacher K J, Hayes A F. SPSS and SAS procedures for estimating indirect effects in simple mediation models[J]. Behavior Research Methods, Instruments, & Computers, 2004, 36（4）: 717–731.

[38]Preacher K J, Rucker D D, Hayes A F. Addressing moderated mediation hypotheses: Theory, methods, and prescriptions[J]. Multivariate Behavioral Research, 2007, 42（1）: 185–227.

[39]Ramamoorthy N, Kulkarni S P, Gupta A, et al. Individualism-collectivism orientation and employee attitudes: A comparison of employees from the high-technology sector in India and Ireland[J]. Journal of International Management, 2007, 13（2）: 187–203.

[40]Randall D M, Fernandes M F. The social desirability response bias in ethics research[J]. Journal of Business Ethics, 1991, 10（11）: 805–817.

[41]Rest J R. Moral development: Advances in research and theory[M]. New York: Praeger, 1986.

[42]Robinson S L, Bennett R J. A typology of deviant workplace behaviors: A multidimensional scaling study[J]. Academy of Management Journal, 1995, 38（2）: 555–572.

[43]Sparks J R, Hunt S D. Marketing researcher ethical sensitivity: Conceptualization, measurement, and exploratory investigation[J]. Journal of Marketing, 1998, 62（2）: 92–109.

[44]Stamper C L, Masterson S S. Insider or outsider? How employee perceptions of insider status affect their work behavior[J]. Journal of Organizational Behavior, 2002, 23（8）: 875–894.

[45]Stets J E, Burke P J. Identity theory and social identity theory[J]. Social Psychology Quarterly, 2000, 63（3）: 224–237.

[46]Trevi?o L K. Ethical decision making in organizations: A person-situation interactionist model[J]. Academy of Management Review, 1986, 11（3）: 601–617.

[47]Trevi?o L K, Weaver G R, Reynolds S J. Behavioral ethics in organizations: A review[J]. Journal of Management, 2006, 32（6）: 951–990.

[48]Trevi?o L K, Youngblood S A. Bad apples in bad barrels: A causal analysis of ethical decision-making behavior[J]. Journal of Applied Psychology, 1990, 75（4）: 378–385.

[49]Van Knippenberg D, Sleebos E. Organizational identification versus organizational commitment: Self-definition, social exchange, and job attitudes[J]. Journal of Organizational Behavior, 2006, 27（5）: 571–584.

[50]Wang J, Kim T Y. Proactive socialization behavior in China: The mediating role of perceived insider status and the moderating role of supervisors’ traditionality[J]. Journal of Organizational Behavior, 2013, 34（3）: 389–406.

[51]Zhao X S, Lynch J G Jr, Chen Q M. Reconsidering Baron and Kenny: Myths and truths about mediation analysis[J]. Journal of Consumer Research, 2010, 37（2）: 197–206.

Is Encouraging Employees’ Belonging Really a Good Thing? Collectivism-oriented HRM, Perceived Insider Status and the Withdrawal Behavior under Moral Identification’s Moderation

Guo Shenghao1,2, Xiao Mingzheng1,2

（1. School of Government, Peking University, Beijing 100871, China；2. Research Center of Human Resource Development and Management, Peking University, Beijing 100871, China）

This paper mainly discusses the effect of collectivism-oriented human resourcemanagement on employees’ withdrawal behavior in the context of Chinese management practice, and confirms the moderated mediation effect though coefficient product method. The empirical results reveal collectivism-oriented human resources management can improve employees’ sense of belonging, making employees perceive themselves to be people on organizations’ own side, but the reduction of perceived being people on organizations’ own side in employees’ withdrawal behavior is moderated by the level of moral identification. For employees with higher moral identification（higher than 4.693, 6 points）, the sense of perceived insider status can control the withdrawal behavior, and the higher the moral identification is, the stronger the effect will be; but for those employees whose moral identification is lower（less than 2.240, 6 points）, the sense of perceived insider status will have a negative effect, that is, to promote withdrawal behavior, and the lower the moral identification is, the stronger the effect will be. Plus, the degree of negative effect is stronger than that of positive effect. Therefore, although the collectivism-oriented human resource management can improve the employees’sense of belonging, but to control employees’ withdrawal behavior, one must also enhance the moral identification, otherwise it will be counterproductive. This paper studies the effect of management practice in specific situation on employees’ behavior and has a delicacy analysis on moderation effect.

collectivism-oriented HRM; perceived insider status; moral identification; withdrawal behavior

C930

：A

：1001-4950(2017)08-0040-16

（責(zé)任編輯：蘇 寧）

10.16538/j.cnki.fem.2017.08.004

2016-11-08

國家留學(xué)生基金委留學(xué)基金項目（201606010206）；教育部人文社會科學(xué)重點研究基地重大項目（51910209-092）；北京大學(xué)博士研究生校長獎學(xué)金（1501111109）

郭晟豪（1991—），男，北京大學(xué)政府管理學(xué)院博士研究生，美國哥倫比亞大學(xué)聯(lián)合培養(yǎng)博士生，北京大學(xué)人力資源開發(fā)與管理研究中心助理研究員；蕭鳴政（1957—），男，北京大學(xué)政府管理學(xué)院教授，北京大學(xué)人力資源開發(fā)與管理研究中心主任。