王曉辰，石夢圓，張卉佳

(1.浙江工商大學(xué)工商管理學(xué)院，浙江 杭州 310018；2.浙江工商大學(xué)杭州商學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

組織公民行為(Organizational Citizenship Behavior，以下簡稱OCB)作為利于組織卻不在正式規(guī)章制度范疇內(nèi)的個體助人行為[1]，一直受到學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。在組織中，從事OCB的員工常被稱為“好員工”[2]，但我們不難發(fā)現(xiàn)，“好員工”也會做出對組織不利的行為，如不道德行為，即個體違背社會道德規(guī)范且不被社會成員所接受的行為[3]。譬如，工作中常常主動幫助他人的“好好先生”，背地里卻私拿公司財物或收受賄賂；國企高管在職時盡心盡責(zé)，退休前卻想著要撈一筆，謀取利益。這一系列事件讓人們不解，究竟是什么因素驅(qū)使“好員工做壞事”呢？

以往研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)員工被迫參與OCB時(如被捐款、被加班)，他們會相應(yīng)滋生心理權(quán)力，從而實施偏差行為[2]。也有學(xué)者指出，員工可能會因為從事OCB卻未被組織獎勵而心生怨恨，對組織做出報復(fù)行為[5]。關(guān)于OCB到不道德行為或反生產(chǎn)行為的衍變機制，以往研究通常從某一特定視角(情緒或認知)加以闡釋，并且還不能很好地解釋自發(fā)性的OCB緣何導(dǎo)致“有意為之”的不道德行為[5]。鑒于此，我們引入道德許可理論和自我損耗理論，分別從道德信譽和自我損耗兩個視角來探討公司中的“老好人”表現(xiàn)出道德“黑暗面”的內(nèi)在機制。

道德許可理論(Moral License Theory)認為，當(dāng)個體對后續(xù)實施的行為是否符合道德而猶豫不決時，往往會從先前做出的善行中獲取信心，進而增加從事不道德行為的傾向[6]。根據(jù)該理論，當(dāng)個體實施善行后，會允許自己在之后的一段時間內(nèi)從事不道德行為，其中道德信譽在善行轉(zhuǎn)變過程中發(fā)揮了重要作用[7]。簡言之，組織中員工參與OCB相當(dāng)于實施善行，這會為其道德銀行賬戶儲存道德信譽資產(chǎn)，當(dāng)資產(chǎn)超過其所感知的道德平衡點后，員工可能會產(chǎn)生道德許可，允許自己在工作場所做“壞事”，并通過支取道德信譽資產(chǎn)抵消產(chǎn)生的消極后果。研究表明，道德信譽讓個體表現(xiàn)出非倫理行為卻不懼損害其正面形象[8]。此外，自我損耗理論指出，個體執(zhí)行意志活動會消耗自我控制資源，而該資源在一定時間內(nèi)是有限的，當(dāng)前短暫的損耗會對后續(xù)的自我控制行為造成負面影響。基于此，OCB作為一類角色外行為，需要員工額外投入大量時間、精力，這勢必會加速自我控制資源的消耗，引起自我損耗，而自我損耗可能會驅(qū)使員工做出違規(guī)行為(如欺詐、作弊)[20]。譬如，X寶員工在起初管理商家的交易中還能盡職盡責(zé)，秉公辦事，但在商家為了沖量一次又一次的賄賂中，逐漸迷失自我、損耗了自我控制資源，表現(xiàn)出不道德行為，甚至是“集體腐敗”。根據(jù)自我損耗理論，這可能是由于能量的消耗削弱了個體的意志與自控意識，導(dǎo)致個體經(jīng)受不起“糖衣炮彈”的誘惑，而從事不道德行為[9]。

“好員工做壞事”除了受到內(nèi)在機制的影響(譬如道德信譽和自我損耗)，還受到外部因素的調(diào)節(jié)。其中，辱虐管理作為組織中的一種頗為重要的環(huán)境變量，會增加員工消極情緒，使員工表現(xiàn)出更多的敵對行為以及職場偏差行為[10]。當(dāng)感知到上級的辱虐管理時，個體會出現(xiàn)抵觸心理甚至伺機報復(fù)的想法，產(chǎn)生從事非倫理行為的動機，這在道德信譽過剩的情況下，會表現(xiàn)得尤為突出；此外，辱虐管理會給員工帶來消極情緒，而消極情緒的控制與調(diào)節(jié)又會加快員工的自我損耗[11]，從而引發(fā)不道德行為。據(jù)此，辱虐管理可能在員工道德信譽(自我損耗)與不道德行為之間起到調(diào)節(jié)作用。

綜上，本文將結(jié)合道德許可理論和自我損耗理論，通過道德信譽和自我損耗的中介機制來探討“好員工做壞事”的心理路徑，并考察辱虐管理的調(diào)節(jié)作用。雖然當(dāng)前已有研究表明OCB與不道德行為或反生產(chǎn)行為之間并非以往認為的簡單負向或?qū)α㈥P(guān)系[5]，但是關(guān)于OCB到不道德行為衍變機制的實證研究仍較少，因此本文聚焦于探討“好員工做壞事”的中介機制，進一步豐富組織倫理研究，幫助企業(yè)正確調(diào)整員工心理狀態(tài)，促進企業(yè)對員工的積極管理，為預(yù)防員工不道德行為提供新的思考。

二、理論基礎(chǔ)與假設(shè)提出

(一)道德信譽的中介作用

道德許可理論指出，之前做出的善行可能會使個體產(chǎn)生優(yōu)越感，放松自我道德約束，并實施敗德行為[12]。作為道德許可理論的一條解釋路徑，道德信譽的增加或減少對個體OCB的衍變發(fā)揮了重要的機制作用。依據(jù)該理論，從事道德上值得稱許的行為是個體積累道德信譽的重要途徑。具體而言，OCB作為工作職責(zé)以外的積極行為，不僅有助于組織的運作效能，還能為構(gòu)建健康的組織環(huán)境提供有力的支撐。同時，在現(xiàn)實生活中，從事OCB的員工也被公認為“好員工”，享有較高的聲譽。由此可見，OCB是在道德上被個體和組織所稱許的行為，從事OCB也會為個體積累道德信譽。

有學(xué)者指出，當(dāng)個體將從前善行中所積累的道德信譽用來抵消之后的不道德行為產(chǎn)生的道德債務(wù)時，隨后產(chǎn)生的不道德行為可能會被自己和他人認可[6]。即當(dāng)個體的道德賬戶出現(xiàn)“盈余”時，會相應(yīng)產(chǎn)生道德許可，從而允許自己做“壞事”。具體而言，當(dāng)個體的信譽額度處于“富余”狀態(tài)時，個體就可能認為自己沒有必要再做更多的好事，并且還會用這種“富余”的道德信譽來“交換”偏離道德準(zhǔn)則的權(quán)利[13]。盡管他們也會認為做出偏差行為是不道德的，但只要能夠保持道德賬戶中的信譽平衡，他們就不用擔(dān)心自我形象受損[7]。同時，研究發(fā)現(xiàn)，道德信譽會誘發(fā)員工參與偏差行為或反生產(chǎn)行為等[14]。即當(dāng)員工通過OCB贏得道德信譽后，就可能在當(dāng)下或以后做出違反公司利益等不道德行為?；谝陨戏治?，本研究提出以下假設(shè)：

H1：OCB通過道德信譽的中介作用與不道德行為存在間接的正向關(guān)系。

(二)自我損耗的中介作用

根據(jù)自我損耗理論，當(dāng)個體有意識地改變當(dāng)前狀態(tài)時會消耗自我控制資源，而個體的自我控制資源是有限的，一旦損耗，之后的行為就很難被控制[15]。此類自我控制資源缺乏的狀態(tài)被界定為自我損耗。Baumeister等人(2013)認為，那些能被人們所意識，而又消耗自我控制資源的行為都會引起個體的自我損耗[16]。比如，情緒調(diào)控、思維抑制、抵制誘惑等都會占用個體的自我控制資源[17]，進而引起自我損耗。據(jù)此，OCB作為角色外的利他行為，常常消耗個體更多的時間、精力，犧牲自身利益。而個體的精力和資源有限，當(dāng)被過度消耗時，會引起短暫性的資源枯竭，即自我損耗。因此，OCB對個體資源的過度使用最終會導(dǎo)致自我損耗。

自我損耗是一種過程，同時也是一種狀態(tài)，即個體在自我活動過程中會損耗心理能量，而能量消耗后會出現(xiàn)一種執(zhí)行能力受損的狀態(tài)。根據(jù)自我損耗理論，當(dāng)個體處于自我損耗的狀態(tài)時，其社會適應(yīng)能力會遭受破壞并導(dǎo)致效率低下[18]。同時，研究發(fā)現(xiàn)，個體的資源一旦耗盡，就很難再持續(xù)性地進行自我控制[18]。此時，個體警覺性和注意能力降低，風(fēng)險偏好增加，自我控制力明顯下降，個體就很可能屈服于誘惑，從事不道德行為[19]。有學(xué)者指出，自我損耗的個體更容易謊報工作績效從而獲得更高的金錢獎勵，并導(dǎo)致其欺騙和作弊等非倫理行為的增加[20]?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H2：OCB通過自我損耗的中介作用與不道德行為存在間接的正向關(guān)系。

(三)辱虐管理的調(diào)節(jié)作用

作為一種消極領(lǐng)導(dǎo)行為，辱虐管理指員工感受到領(lǐng)導(dǎo)不斷做出除身體觸碰之外的有敵意的言語或非言語行為，如公然嘲笑、指責(zé)或孤立下屬等[21]。研究指出辱虐管理會傷害下屬自尊,降低下屬自我效能感,增加偏差行為[22]。

在上級的辱虐管理下，員工會產(chǎn)生報復(fù)傾向，但考慮到管理者擁有較高的組織身份和權(quán)力，出于畏懼心理，下屬對主管的敵對可能會轉(zhuǎn)化為更隱蔽的報復(fù)組織的行為，如非倫理行為[23]。道德信譽使員工產(chǎn)生做壞事的心理許可，加之辱虐管理所帶來的非倫理行為動機，二者的結(jié)合帶來雙重推動作用，增加員工從事不道德行為的可能性；當(dāng)辱虐管理水平較低時，員工會感到身心愉悅，情緒較平穩(wěn)，即使之前積累了很多道德信譽，之后亦不會或僅提取較少的信譽來從事不道德行為。

此外，辱虐管理還可能調(diào)節(jié)自我損耗與員工不道德行為之間的關(guān)系。研究表明，頻繁的辱虐管理會給員工帶來壓力。員工通過實施外部行為或?qū)?nèi)在認知的調(diào)整來恢復(fù)平衡[10]。由此，在高辱虐管理下，為釋放心理壓力，員工可能會選擇對外實施一定的報復(fù)行為(譬如工作場所不道德行為)[24]。這在自我損耗情況下，更易誘發(fā)不道德行為。相反，低辱虐管理下，員工不會有較大的情緒及壓力波動，心理狀態(tài)趨于穩(wěn)定，亦不會產(chǎn)生“做壞事”的念頭，弱化了自我損耗對不道德行為的影響?；谝陨戏治觯覀冋J為：

H3：辱虐管理調(diào)節(jié)了道德信譽與不道德行為之間的正向關(guān)系，即當(dāng)辱虐管理的程度越高時，道德信譽與不道德行為之間的關(guān)系越強，反之則越弱。

H4：辱虐管理調(diào)節(jié)了自我損耗與不道德行為之間的正向關(guān)系，即當(dāng)辱虐管理的程度越高時，自我損耗與不道德行為之間的關(guān)系越強，反之則越弱。

綜合H1和H3以及H2和H4，可以進一步解釋為被調(diào)節(jié)的中介模型。具體來說，當(dāng)辱虐管理水平較高時，道德信譽對個體不道德行為的影響較大，增強了OCB通過道德信譽衍變?yōu)椴坏赖滦袨榈目赡苄裕欢枧肮芾硭捷^低時，OCB較少通過道德信譽產(chǎn)生不道德行為。在高水平辱虐管理下，自我損耗對不道德行為的影響較大，此時OCB向不道德行為的衍變較多地通過自我損耗傳遞；而辱虐管理水平較低時，OCB通過自我損耗衍變?yōu)椴坏赖滦袨榈目赡苄詼p弱。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H5：辱虐管理調(diào)節(jié)了道德信譽在OCB向不道德行為衍變的中介作用，即辱虐管理越高，道德信譽的中介作用越強，反之則越弱。

H6：辱虐管理調(diào)節(jié)了自我損耗在OCB向不道德行為衍變的中介作用，即辱虐管理越高，自我損耗的中介作用越強，反之則越弱。

綜合上述假設(shè),本文的理論模型見圖1。

三、研究設(shè)計

(一)樣本與數(shù)據(jù)

研究樣本取自浙江省杭州市4家互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)的員工，為了降低共同方法偏差，本研究分別在4個時間點向員工發(fā)放問卷，每個時間點間隔3天。時間點1(某周一上午)，測量員工前四周的道德信譽、自我損耗、不道德行為、辱虐管理以及大五人格等變量，并將其作為控制變量；時間點2(該周的周四下午)，測量員工當(dāng)天的OCB；時間點3(下周一上午)，測量員工當(dāng)前的道德信譽、自我損耗和辱虐管理；時間點4(下周四下午)，測量員工當(dāng)天的不道德行為。共計發(fā)放問卷350份，回收問卷328份，剔除無效問卷后，最終有效問卷308份，有效回收率為88%。其中，66%的被試介于21～30歲之間；54.30%為男性；73%的員工教育程度處于本科及以上水平。平均年齡為26.72歲(SD=6.22)，平均工齡為1.73(SD=1.98)。

(二)測量工具

本研究所涉及變量的測量均參考國內(nèi)外學(xué)者使用的成熟量表，并且采用“翻譯-回譯”的方法以確保所測題項的準(zhǔn)確性和易讀性。(1)OCB：采用Lee和Allen(2002)的16題項量表[25]，如“我會幫助缺勤的同事”，本研究中Cronbach’s α值為0.92。(2)道德信譽：采取Lin,Ma和Johnson(2016)的5題項量表[26]，如“做善行建立了我的道德信用賬戶”，本研究中Cronbach’s α值為0.81。(3)自我損耗：采用Lin和Johnson(2015)的5題項量表[27]，如“我感到筋疲力盡”，本研究中Cronbach’s α值為0.80。(4)不道德行為：采取Mayer等(2012)的17題項量表[28]，如“我經(jīng)常泄露機密信息”，本研究中Cronbach’s α值為0.94。(5)辱虐管理：采取Tepper(2000)的15題項量表[21]，如“我的領(lǐng)導(dǎo)嘲笑我”，本研究中Cronbach’s α值為0.93。(6)大五人格：采取Costa和Mccrae(1992)的60題項量表[29]，如“我不是一個憂慮的人”，本研究中Cronbach’s α值為0.83。以上量表均為5點量表。此外，參照以往研究，將員工的性別、年齡、工齡、教育程度等人口統(tǒng)計學(xué)變量，以及時間點1測量的道德信譽、自我損耗、辱虐管理、不道德行為和大五人格[35]作為控制變量。

四、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

(一)共同方法偏差檢驗

為了檢驗可能存在的共同方法偏差，本研究主要采用了兩種方法。首先采用Harman單因素檢驗法，將所有題項進行組合，利用主成分分析法進行探索性因子分析，結(jié)果顯示第一因子解釋了25.777%的方差變異，遠低于建議值的50%。其次，本研究還對主要變量(OCB、道德信譽、自我損耗、辱虐管理、不道德行為)進行了驗證性因子分析，以評估變量測量之間的區(qū)分效度。表1顯示，五因子模型(χ2/df=1.56，df=112，RMSEA=0.04，NFI=0.82，RFI=0.80，IFI=0.93，CFI=0.93，GFI=0.82)的擬合效果優(yōu)于其他替代模型。本研究的共同方法偏差并不嚴重。

表1 驗證性因子分析比較及共同方法偏差

(二)描述統(tǒng)計與相關(guān)性分析

變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、相關(guān)系數(shù)如表2所示，OCB與道德信譽(r=0.31，p<0.01)、自我損耗(r=0.23，p<0.01)正相關(guān)；道德信譽(r=0.53，p<0.01)、自我損耗(r=.51，p<0.01)與不道德行為正相關(guān)。

表2 描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析

(三)假設(shè)檢驗

1.中介效應(yīng)檢驗

根據(jù)中介效應(yīng)檢驗程序進行分析，結(jié)果見表3，M2顯示OCB對道德信譽有顯著的正向影響(β=0.20，p<0.001)，M7表明道德信譽對不道德行為有顯著的正向影響(β=0.37，p<0.001)，M4表明OCB對自我損耗有顯著的正向影響(β=0.15，p<0.05)，M8表明自我損耗對不道德行為有顯著的正向影響(β=0.37，p<0.001)，回歸分析的結(jié)果初步支持了H1和H2。為了進一步驗證道德信譽和自我損耗在OCB與不道德行為之間的中介作用，本文采用Process程序?qū)Φ赖滦抛u和自我損耗的中介作用進行Bootsrtap檢驗，置信區(qū)間均不包含0(LLCI(1)=0.03,ULCI(1)=0.10；LLCI(2)=0.01,ULCI(2)=0.09)，H1和H2得到進一步的驗證。

表3 道德信譽、自我損耗和不道德行為的回歸分析結(jié)果

2.調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

如表3所示，M9表明道德信譽和辱虐管理的交互項對員工的不道德行為的回歸系數(shù)顯著(β=0.17，p<0.01)。圖2表明，在高辱虐管理水平時，道德信譽對OCB的影響更強，H3成立。M10表明自我損耗和辱虐管理的交互項對不道德行為的影響也是顯著的(β=0.20，p<0.001)，圖3顯示了辱虐管理對自我損耗與不道德行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，在高辱虐管理水平下，自我損耗對不道德行為的影響更強，H4成立。

3.有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗

本文采取Preacher等(2008)的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗程序檢驗H5和H6[30]，如表4所示，當(dāng)辱虐管理水平處于均值及以上時，OCB對不道德行為的間接效應(yīng)在95%水平上的置信區(qū)間分別為[0.03，0.10]和[0.04，0.15](通過道德信譽)以及[0.01，0.07]和[0.02，0.11](通過自我損耗)，置信區(qū)間均不包含0，間接效應(yīng)顯著，表明當(dāng)辱虐管理較高時，OCB經(jīng)由道德信譽(自我損耗)對不道德行為產(chǎn)生的影響更高；當(dāng)辱虐管理水平處于均值以下時，OCB對不道德行為的間接效應(yīng)在95%水平上的置信區(qū)間分別為[0.00，0.07](通過道德信譽)以及[0.00，0.05](通過自我損耗)，置信區(qū)間均包含0，間接效應(yīng)不顯著，表明當(dāng)辱虐管理較低時，道德信譽(自我損耗)的中介作用弱且不顯著，H5和H6得到驗證。

表4 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析結(jié)果

五、結(jié)論與討論

(一)結(jié)論與討論

首先，本研究發(fā)現(xiàn)OCB會通過道德信譽衍變?yōu)椴坏赖滦袨?，這與以往研究結(jié)果比較一致，即自我道德許可(獲得道德信譽、道德證書)的個體會允許自己做出不道德行為[31]。這可能是因為OCB增加了其道德信譽，道德信譽較高時，員工或許會過于自我標(biāo)榜，自認為擁有了從事偏差行為而不懼損害其形象的權(quán)利，從而更易表現(xiàn)出不道德行為。此外，根據(jù)自我損耗理論，自我控制是一種個體對于自身思維、情緒與行為的控制或調(diào)節(jié)的能力[32]。員工持續(xù)參與OCB時，不可避免會在意識、情緒、行為上產(chǎn)生資源消耗，導(dǎo)致控制資源枯竭[33]。自我控制資源的不足很有可能使員工喪失自控能力，進而從事不道德行為。最后，研究發(fā)現(xiàn)，辱虐管理顯著調(diào)節(jié)了道德信譽(自我損耗)與不道德行為之間的關(guān)系。作為一種負向領(lǐng)導(dǎo)行為，辱虐管理會強化員工的沮喪、焦慮、情緒耗竭等情緒體驗，甚至使員工表現(xiàn)出非倫理行為[34]。當(dāng)員工感知到較強的辱虐管理時，會影響其情緒狀態(tài)，強化其實施不道德行為的動機，從而增強道德信譽(自我損耗)對不道德行為的影響。

(二)理論意義

本文的理論意義主要有三點：第一，豐富了OCB向不道德行為轉(zhuǎn)變的內(nèi)在機制研究，目前學(xué)術(shù)界主要從認知和情緒的角度對二者的關(guān)系進行理論分析[5]，本文引入道德信譽和自我損耗，展開實證研究，有助于更好地理解組織中“好員工偶爾做壞事”的發(fā)生機制，具有較大的理論貢獻。第二，不同的領(lǐng)導(dǎo)方式會對員工心理和行為產(chǎn)生較大影響，本文引入辱虐管理，對不道德行為產(chǎn)生機制的外在約束條件進行了進一步的探索，在理論上有助于拓展不道德行為的研究邊界，在實踐上為組織領(lǐng)域員工道德研究提供新視角。第三，道德許可在組織領(lǐng)域的研究尚處于理論探索階段，較少有實證研究的支持，本研究基于該理論，探討了道德信譽在OCB向不道德行為轉(zhuǎn)變的過程中發(fā)揮的中介作用，不僅將該理論付諸實踐，也對今后的管理有一定的理論借鑒作用。

(三)管理啟示

首先，本研究發(fā)現(xiàn)，好員工不一定永遠做好事，當(dāng)員工道德信譽較高時，就自認為有足夠的信譽額度去抵消不道德行為產(chǎn)生的消極后果。據(jù)此，管理者在實踐中應(yīng)該多與員工進行溝通和交流，提高其思想道德素質(zhì)，從而減少不道德行為。其次，針對好員工可能通過增加道德信譽和自我損耗從事不道德行為的現(xiàn)象，管理者應(yīng)當(dāng)給員工充分的工作自由和溝通交流平臺，讓員工可以在組織中及時向自己的上級表達意見、提供一些合理化的建議。此外，領(lǐng)導(dǎo)還應(yīng)該多汲取員工的建議以提升自我，從而增強組織的有效性。最后，就高辱虐管理可能讓員工產(chǎn)生更多的不道德行為而言，管理者應(yīng)努力改變自己的領(lǐng)導(dǎo)方式，提高領(lǐng)導(dǎo)素質(zhì)，減少辱虐管理現(xiàn)象。

(四)研究不足與展望

首先，在研究方法上，雖然使用日志追蹤法，在一定程度上避免了隱藏行為和夸大行為的現(xiàn)象，但自我評價的形式依舊會被個體情緒以及社會因素所影響，可能導(dǎo)致數(shù)據(jù)內(nèi)容與實際情況存在偏差。未來研究可以通過實驗的方法對不道德行為加以考察，提高問卷的有效性。其次，道德許可效應(yīng)包含道德證書和道德信譽。本研究出于需要，只取道德信譽進行解釋分析。后續(xù)研究中可將兩者結(jié)合起來，以便更清楚厘清OCB衍變的作用機制。最后，在領(lǐng)導(dǎo)情境上，本文僅選取了辱虐管理，但是組織中存在多種其他類型的負面領(lǐng)導(dǎo)模式，并且都有可能會導(dǎo)致員工產(chǎn)生消極心理和偏差行為。因此，后續(xù)研究可以對其他負面領(lǐng)導(dǎo)模式進行整合，進一步拓展關(guān)于組織中不合理領(lǐng)導(dǎo)方式的理解。