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)
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(rèn)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(rèn)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?;诖?,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(rèn)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。
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(rèn)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(rèn)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(rèn)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(rèn)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。
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(rèn)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。
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(rèn)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。基于以上分析,我們認(rèn)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?;而辱虐管理水平較低時,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。
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)。
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。
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(yán)重。
表1 驗證性因子分析比較及共同方法偏差
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
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
首先,本研究發(fā)現(xiàn)OCB會通過道德信譽衍變?yōu)椴坏赖滦袨椋@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(rèn)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。
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(rèn)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。
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(rèn)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。
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。