孫 旭 馮鏡銘 張海霞 李文秀

(1.廣東工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院；2.廣東金融學(xué)院經(jīng)貿(mào)學(xué)院)

1 研究背景

倫理是大眾普遍認可和接受的判斷、標準和行為準則[1]。在組織運營過程中，引導(dǎo)企業(yè)、領(lǐng)導(dǎo)和員工遵守倫理規(guī)范對于維護企業(yè)聲譽、實現(xiàn)可持續(xù)成長具有重要意義[2]。然而，近年來有關(guān)明星企業(yè)和高層管理者的倫理丑聞不斷涌現(xiàn)(如大眾“尾氣門”事件、神戶鋼鐵集體造假事件等)。2018年發(fā)布的全球商業(yè)倫理報告指出，近三分之一的中國員工在工作中經(jīng)常目睹非倫理行為發(fā)生(1)見https://www.ethics.org/knowledge-center/2018-gbes-2/。。

非倫理行為在組織中為什么如此高頻率發(fā)生，理論和實務(wù)界通常認為，主要是員工為了自身利益做出非倫理行為，而眾多員工則聲稱他們的非倫理行為是服務(wù)于組織或組織成員的利益[3]。為了進一步研究這種非自利型的非倫理行為，學(xué)界發(fā)展出親組織非倫理行為(unethicalpro-organizational behavior，UPB)的概念，即代表組織成員做出有益于組織運轉(zhuǎn)，但違反社會核心價值觀、道德、法律或行為規(guī)范的行為。例如，隱瞞有損公司聲譽的信息、故意夸大地向顧客宣傳產(chǎn)品或服務(wù)等[4]。親組織非倫理行為描述了組織與外部利益相關(guān)者在利益沖突的道德困境中，基于有利組織的利他動機而展現(xiàn)的非倫理行為。與利己型非倫理行為[5]相比，親組織非倫理行為的利他屬性為員工的非倫理行為找到了道德推脫的借口[6]，更容易獲得員工的認同，并被學(xué)習(xí)模仿、在組織中傳播擴散[7]。雖然親組織非倫理行為對組織有利，但其侵占了外部利益相關(guān)者的利益，破壞了組織與外部利益相關(guān)者之間的利益共同體關(guān)系[8]，因此，損害組織外部聲譽和可持續(xù)成長[9]。

為了有效治理非倫理行為，學(xué)界嘗試從情境、個體特質(zhì)和倫理問題特征3個方面探索非倫理行為的成因[10,11]。這些研究以員工為中心很好地解釋了員工非倫理行為的各種心理動機和影響因素[12]。但作為監(jiān)督者的領(lǐng)導(dǎo)也可能進行非倫理行為，且領(lǐng)導(dǎo)的非倫理行為具有放大效應(yīng)，會造成非倫理行為在組織內(nèi)自上而下大面積地擴散，其危害更為嚴重、監(jiān)管治理也更為困難。目前，現(xiàn)有研究除了關(guān)注非倫理行為在同事之間“平行傳播”的現(xiàn)象外[13]，鮮有研究聚焦領(lǐng)導(dǎo)非倫理行為“自上而下”傳播的現(xiàn)象，探索非倫理行為“自上而下”擴散傳播的作用機制和干預(yù)措施。鑒于此，依據(jù)涓滴模型的領(lǐng)導(dǎo)行為引發(fā)員工相似行為的研究框架，本研究聚焦親組織非倫理行為由領(lǐng)導(dǎo)到員工的“垂直傳播”現(xiàn)象，即中國俗話講的“上梁不正，下梁歪”。

聚焦“壞的領(lǐng)導(dǎo)行為為什么引發(fā)員工上行下效？”這一核心問題，涓滴模型使用社會學(xué)習(xí)和社會認同理論解釋“上梁不正，下梁歪”背后的心理機制。依據(jù)社會學(xué)習(xí)理論，領(lǐng)導(dǎo)投入親組織非倫理行為，員工會通過觀察、模仿“領(lǐng)導(dǎo)如何行事”的替代性學(xué)習(xí)機制，耳濡目染地展現(xiàn)出相似的行為[13]。從社會認同視角看，領(lǐng)導(dǎo)作為團隊原型，在工作中不斷地投入親組織非倫理行為，會使觀察到的員工改變對所屬團隊身份屬性的認知和理解，認同和接納“非倫理行為是與團隊身份契合的、是團隊身份屬性的一部分”[15]。對于團隊身份屬性的認同，會促使員工在后續(xù)工作中自覺與團隊身份保持一致，展現(xiàn)與團隊身份契合的親組織非倫理行為[5]。即員工通過認知與團隊身份契合的機制，認同和內(nèi)化非倫理行為為團隊身份屬性，而后自覺展現(xiàn)出與團隊身份一致的非倫理行為[3]。上述研究都認為，員工是自愿主動學(xué)習(xí)或認同遵循領(lǐng)導(dǎo)的非倫理行為，即假定員工是自愿“做壞事”——投入非倫理行為。雖然該假定具有一定合理性，但是否存在“上梁不正，下梁被迫歪”的情況？本研究認為，員工并非愿意主動模仿或認同追隨“壞的”非倫理行為，員工更多的是出于被動自我保護的心理需要被迫展現(xiàn)非倫理行為。依據(jù)自我保護動機理論，由于領(lǐng)導(dǎo)通過在員工面前不斷展現(xiàn)出與組織倫理規(guī)范不符的不端行為，傳遞出“強烈期望員工展現(xiàn)類似壞行為”與領(lǐng)導(dǎo)保持一致的信號[16]。作為一個威脅道德自我(“我是講道德的人”)的威脅場景，會激活員工的自我保護動機，迫使員工在保持道德自我同與領(lǐng)導(dǎo)行為一致之間做出選擇。若員工堅持倫理原則拒絕投入非倫理行為，則可能被領(lǐng)導(dǎo)歸類為倫理價值觀不一致的“圈外人”，從而受到排斥甚至處罰[17]。由此，處于自我保護的心理需要，員工很可能是被迫順從性地展現(xiàn)與領(lǐng)導(dǎo)類似的親組織非倫理行為。鑒于此，本研究嘗試在控制替代性學(xué)習(xí)的社會學(xué)習(xí)機制以及認知與團隊身份契合的社會認同機制的前提下，進一步探索親組織非倫理行為由領(lǐng)導(dǎo)到下屬“自上而下”傳播的被迫遵從機制，檢驗是否存在一個出于自我保護動機、非自愿投入非倫理行為的產(chǎn)生機制，并基于自我保護理論視角開展被迫遵從機制的研究。

以往研究大都關(guān)注認同機制在領(lǐng)導(dǎo)行為上行下效中的調(diào)節(jié)作用[7]，檢驗員工的領(lǐng)導(dǎo)認同、組織認同和道德認同等個體認同水平的差異，如何增強或弱化親組織非倫理行為由領(lǐng)導(dǎo)到員工的傳播效應(yīng)[3]。本研究認為，非倫理行為的傳播是一個基于自我保護被迫遵從的心理過程，但時至今日鮮有研究探索被迫遵從機制發(fā)揮作用的邊界條件?；谌?境互動視角，在中國情境下研究領(lǐng)導(dǎo)-下屬的行為互動，不能脫離華人企業(yè)特有的威權(quán)管理情境[18,19]。延續(xù)ARYEE等[19]的威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)情境調(diào)節(jié)“領(lǐng)導(dǎo)行為涓滴效應(yīng)”研究框架，本研究探索威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)情境在非倫理行為上行下效傳遞過程中的調(diào)節(jié)作用。具體而言，非倫理行為的發(fā)生和傳播擴散具有顯著的情境敏感性[20]，而華人企業(yè)中強調(diào)“權(quán)威-服從”的威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)情境[21]，可能在“壞行為”由領(lǐng)導(dǎo)到下屬“自上而下”傳播的過程中發(fā)揮著推波助瀾作用。進一步，基于自我保護的視角，組織中威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)水平越高，員工被迫遵從和追隨領(lǐng)導(dǎo)者展現(xiàn)親組織非倫理行為的壓力和威脅也越大，這將激活員工更高水平的自我保護動機，并激勵員工更大可能性投入親組織非倫理行為，以便緩解自我面臨的威脅，達到自我保護的目的[22]。本研究進一步探索被迫遵從機制發(fā)揮作用的邊界條件，模型化威權(quán)管理發(fā)揮情境增強作用，加速親組織非倫理行為在組織內(nèi)傳播擴散的過程和機制。通過聚焦華人企業(yè)特有的威權(quán)文化情境，拓展情境增強效應(yīng)的研究，有助于明確華人企業(yè)中非倫理行為加速傳播擴散的關(guān)鍵情境，并為情境如何加速非倫理行為傳播擴散的調(diào)節(jié)機制提供理論解釋，助力企業(yè)界以此為切入點治理非倫理行為在組織內(nèi)的加速擴散的現(xiàn)象。本研究的研究框架見圖1。

圖1 研究框架

2 理論基礎(chǔ)和研究假設(shè)

2.1 自我保護動機理論

自我保護動機理論由ROGERS[23]最早提出，被廣泛用于解釋人們?nèi)绾握J知威脅并規(guī)避威脅產(chǎn)生的負面結(jié)果[17]。DEJOY[24]首次將自我保護動機理論應(yīng)用于工作場所，解釋工作中人們?yōu)槭裁春腿绾芜x擇自我保護行為。該理論的主要邏輯是，面對工作中可能對自身造成傷害的各種威脅，個體通過一個威脅評價過程激活自我保護動機，自我保護動機激勵、維持和引導(dǎo)個體投入自我保護行為以規(guī)避負面?zhèn)Y(jié)果[24]。基于自我保護動機理論，本研究認為，面對領(lǐng)導(dǎo)期望員工展現(xiàn)非倫理行為的威脅場景，員工雖然不愿意但是出于自我保護的心理需要，仍會迫不得已地投入非倫理行為，以便規(guī)避來自領(lǐng)導(dǎo)的可能傷害。

2.2 領(lǐng)導(dǎo)UPB對員工UPB的影響

依據(jù)涓滴模型，領(lǐng)導(dǎo)行為會被員工模仿，并上行下效地展現(xiàn)出相似行為[25]。由于領(lǐng)導(dǎo)行為具有示范和引領(lǐng)作用[13]，在組織利益與外部相關(guān)者利益沖突的倫理困境下，對于不知如何行動的員工而言，領(lǐng)導(dǎo)倫理困境下的行為表現(xiàn)，作為示范和榜樣具有參考價值和指導(dǎo)意義。領(lǐng)導(dǎo)經(jīng)常投入親組織非倫理行為，不僅會被員工觀察、模仿，耳濡目染地展現(xiàn)出相似的行為[13]，而且會促使員工認為“親組織非倫理行為是合理的”，以及“親組織非倫理行為是與團隊身份相契合的”，從而自覺地在工作中與團隊身份保持一致，展現(xiàn)出相似行為[15]。此外，領(lǐng)導(dǎo)通過有意展現(xiàn)與倫理規(guī)范不符的親組織非倫理行為，傳遞出“期望員工展現(xiàn)類似行為”的信號[13]。為了與領(lǐng)導(dǎo)的期望一致，員工也可能被迫順從展現(xiàn)出相似行為。鑒于此，領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為會引發(fā)員工模仿、追隨展現(xiàn)類似的親組織非倫理行為。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為與員工親組織非倫理行為顯著正相關(guān)。

2.3 出于自我保護動機的UPB傳染機制

工作中各種工作環(huán)境因素和事件(如加班、與領(lǐng)導(dǎo)沖突、不友好的同事等)經(jīng)常對員工身體、心理、健康造成傷害。工作場所中各種可能對員工產(chǎn)生傷害的因素，均構(gòu)成對員工的威脅因素[24]。根據(jù)自我保護動機理論，工作場所威脅因素激活自我保護動機的過程是一個威脅評價的過程。員工將從面對威脅不投入應(yīng)對行為的收益或者損失、威脅造成傷害的程度、威脅造成傷害實現(xiàn)的可能性這3個方面進行評價，并依據(jù)評價結(jié)果決定自我保護動機水平激活的高低狀況[20]。

領(lǐng)導(dǎo)有意在員工面前展現(xiàn)出與組織倫理規(guī)范不符的非倫理行為，傳遞出“強烈期望員工展現(xiàn)類似行為”并與其保持一致的期望。這作為一個威脅道德自我(“我是講道德的人”)的威脅場景，會激活員工的自我保護動機，迫使員工在保持道德自我和與領(lǐng)導(dǎo)同流合污之間做出選擇。若員工堅持倫理原則不愿意展現(xiàn)相似行為，則可能直接受到領(lǐng)導(dǎo)的批評甚至處罰。由此，面對領(lǐng)導(dǎo)要求展現(xiàn)非倫理行為的期望，一方面，若員工不能順從性地迎合，對員工而言更多的是傷害而非獲益；另一方面，員工反抗性地堅持倫理原則拒絕開展非倫理行為，則容易被領(lǐng)導(dǎo)歸類為倫理價值觀取向不一致的“圈外人”。在差序格局氛圍濃厚的華人企業(yè)中，“圈內(nèi)人”和“圈外人”在資源獲得、升職、職業(yè)發(fā)展上存在顯著差異，若被領(lǐng)導(dǎo)歸類為“圈外人”，將對員工個人的考核、升職甚至職業(yè)發(fā)展產(chǎn)生負面影響。此外，由于領(lǐng)導(dǎo)直接負責(zé)員工的考核、晉升，其對員工實施排斥和傷害相對容易。由此，綜合評價收益/損失、傷害程度、傷害可能性這3個方面，領(lǐng)導(dǎo)非倫理行為的期望將被員工建構(gòu)為威脅場景，激活員工自我保護動機。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)2領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為與員工自我保護動機顯著正相關(guān)。

自我保護動機理論認為，自我保護動機反映了個體內(nèi)心世界強烈的自我保護意愿，最終導(dǎo)致自我保護行為的產(chǎn)生[17]。自我保護行為指工作中發(fā)揮保護作用規(guī)避負面?zhèn)Φ慕巧珒?nèi)和角色外行為的集合[20]。面對領(lǐng)導(dǎo)向員工提出非倫理行為的期望和要求，最有效的保護措施就是順應(yīng)性地投入非倫理行為，即自我保護動機理論中的適應(yīng)性自我保護行為。換言之，回應(yīng)領(lǐng)導(dǎo)提出的非倫理行為要求，員工投入非倫理行為是自身回應(yīng)自我保護心理需要的一種適應(yīng)性自我保護行為，因此，領(lǐng)導(dǎo)非倫理行為的期望，作為一個威脅場景激活員工自我保護動機，自我保護動機激勵、維持和引導(dǎo)個體投入自我保護行為規(guī)避負面?zhèn)Φ慕Y(jié)果，即投入親組織非倫理行為。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)3員工自我保護動機與員工親組織非倫理行為顯著正相關(guān)。

依據(jù)自我保護動機理論“威脅場景-自我保護動機-自我保護行為”的框架[22]，領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為具有信號作用，傳遞出組織和領(lǐng)導(dǎo)對于員工非倫理行為的期望和要求，考慮到不履行期望或要求可能對員工造成的傷害，作為一個潛在威脅場景會激活員工自我保護動機。自我保護動機反映出員工自我保護的心理需求和行為意愿，激勵、維持和引導(dǎo)個體投入適應(yīng)性自我保護行為——親組織非倫理行為，因此，領(lǐng)導(dǎo)非倫理行為通過自我保護動機的中介影響員工非倫理行為。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)4領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為通過自我保護動機的中介作用正向影響員工親組織非倫理行為。

2.4 威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)作用

威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)是華人企業(yè)特有的領(lǐng)導(dǎo)方式，它包含了專權(quán)作風(fēng)、貶抑部屬能力、形象整飭以及教誨行為等領(lǐng)導(dǎo)力行為[21]。威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)勾勒出了華人企業(yè)中領(lǐng)導(dǎo)與員工之間“上尊下卑”的關(guān)系情境，這與西方領(lǐng)導(dǎo)力理論中強調(diào)上下平等的立場截然不同?；谌?境互動視角，在中國情境下研究領(lǐng)導(dǎo)-下屬的行為互動，不能脫離華人企業(yè)特有的威權(quán)管理情境[18,19]?；诖?，本研究拓展威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)情境在親組織非倫理行為上行下效傳遞過程中的調(diào)節(jié)作用。

威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)構(gòu)建了一個上下級之間權(quán)力不對稱的工作情境，強調(diào)上級領(lǐng)導(dǎo)的集權(quán)控制和個人主導(dǎo)[26]，下級員工因畏懼受到處罰和不當(dāng)對待更多表現(xiàn)為權(quán)威遵從和無條件服從[27]。由此來看，在高威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的工作情境下，上級領(lǐng)導(dǎo)對下級員工展現(xiàn)非倫理行為的期望和要求，將激活員工更高水平的自我保護動機，進而更大可能順從性地展現(xiàn)期望的非倫理行為。具體而言，由于自我保護動機的激活是一個威脅-評價的過程，在高威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的工作情境下，若下級員工不履行上級領(lǐng)導(dǎo)的期望和要求，領(lǐng)導(dǎo)將利用集權(quán)優(yōu)勢和不對稱地位實施訓(xùn)斥、處罰甚至開除等報復(fù)性傷害行動。鑒于此，無論從收益/損失、傷害程度、傷害可能性哪個方面評價，員工認知受到處罰或不當(dāng)對待的威脅程度均大幅提升，因此，自我保護動機也將處于高水平激活狀態(tài)。相反，在低威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的工作情境下，員工受到處罰和不當(dāng)對待的威脅程度均大幅下降，因此，自我保護動機也將處于低水平激活狀態(tài)。由此，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)在領(lǐng)導(dǎo)非倫理行為與自我保護動機之間發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。

結(jié)合前文中介機制的假設(shè)和上述調(diào)節(jié)機制的研究假設(shè)，本研究提出一個第一階段被調(diào)節(jié)的中介假設(shè)[28]。即，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)正向調(diào)節(jié)領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為與員工親組織非倫理行為之間經(jīng)由自我保護動機的間接效應(yīng)。在高威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的工作情境下，領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為與員工親組織非倫理行為之間經(jīng)由自我保護動機的間接效應(yīng)更強；在低威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的工作情境下，領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為與員工親組織非倫理行為之間經(jīng)由自我保護動機的間接效應(yīng)更弱。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)5威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)在領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為與自我保護動機之間發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。即在高威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的工作情境下，領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為與自我保護動機之間關(guān)系更強；在低威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的工作情境下，領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為與自我保護動機之間關(guān)系更弱。

假設(shè)6威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)正向調(diào)節(jié)領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為與員工親組織非倫理行為之間經(jīng)由自我保護動機的間接關(guān)系。即在高威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的工作情境下，領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為與員工親組織非倫理行為之間經(jīng)由自我保護動機的間接效應(yīng)更強；在低威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的工作情境下，領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為與員工親組織非倫理行為之間經(jīng)由自我保護動機的間接效應(yīng)更弱。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本和調(diào)研過程

本研究的樣本取自廣州、深圳、鄭州、溫州4地的20多家企業(yè)，涉及互聯(lián)網(wǎng)、銀行理財、零售快銷、保險、生產(chǎn)性服務(wù)等行業(yè)。首先，課題組通過與企業(yè)高層領(lǐng)導(dǎo)取得聯(lián)系，說明本次調(diào)研的目的和意義，爭得同意后開展問卷調(diào)查、收集研究數(shù)據(jù)。然后，在企業(yè)的人力資源管理部門的協(xié)助下進行問卷調(diào)研，采用現(xiàn)場發(fā)放和回收問卷的方式完成。由于研究主題敏感，為了保證被試真實填寫問卷，問卷填寫前由課題組成員向被試說明研究目的和保密性，盡量消除被試的各種顧慮。為了避免數(shù)據(jù)的共同來源偏差，本研究采用3個時點(間隔4周)上下級兩個來源的研究設(shè)計來收集數(shù)據(jù)。具體如下：①時點1，由領(lǐng)導(dǎo)報告自己的親組織非倫理行為；②時點2，從上級的下屬中隨機抽取1人，請下級評價自身的自我保護動機、替代性學(xué)習(xí)、認知與團隊身份契合、威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)及其人口特征變量；③時點3，由下級報告自身的親組織非倫理行為。

本研究共發(fā)放問卷400套，嚴格按照1∶1的上下級配對，刪除填寫隨意、信息不完整和前后3次不匹配的無效問卷，第一輪收回問卷360份，第二輪收回問卷302份，第三輪收回問卷256份，最終領(lǐng)導(dǎo)-下屬有效配對問卷256套，整體問卷有效回收率為71%。在樣本中，性別方面，男性占56.6%、女性占43.4%；年齡方面，30歲以下員工占15.6%、31～40歲占64.4%、41～50歲占17.9%、51歲以上占2.1%；教育程度方面，高中、大專占5.9%、本科占83.2%、研究生占10.9%；上下級共事年限方面，1年以下占9%、1～3年占39.1%、4～6年占23.4%、6年以上28.5%。

3.2 測量工具

本研究的測量量表均為國內(nèi)外成熟量表，對于國外量表還嚴格按照翻譯-回譯的方式以保證量表的嚴謹性和可讀性。除人口特征變量外，本研究的其他變量均采用Likert 5點計分。

(1)領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為(U1)該變量的測量采用UMPHRESS等[4]開發(fā)的量表，要求被試評價工作情境中典型非倫理行為的展現(xiàn)頻率，共6個題項，如“如果有利于公司，我會對消費者或客戶夸大宣傳公司的產(chǎn)品和服務(wù)”等。有研究表明，該量表在中國情境下具有良好的信效度[9]。由于非倫理行為較為隱蔽，自評方式比較準確[2]，因此，本研究采用自評方式由領(lǐng)導(dǎo)評價自己的非倫理行為展現(xiàn)。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.88，平均變異萃取量(AVE=0.54),各題項的因子負載顯著(M=0.73SD=0.05)，具有較好的信效度。

(2)自我保護動機(S)該變量的測量采用POSEY等[22]開發(fā)的自我保護動機量表，共3個題項，如“我意圖保護自己避免得罪領(lǐng)導(dǎo)”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.95，平均變異萃取量(AVE=0.88)，各題項的因子負載顯著(M=0.94SD=0.01),具有較好的信效度。

(3)員工親組織非倫理行為(U2)該變量的測量同領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為一樣，使用UMPHRESS等[4]開發(fā)的6個題項的量表。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.82，平均變異萃取量(AVE=0.49)，各題項的因子負載顯著(M=0.67SD=0.22)，具有較好的信效度。

(4)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)(A)該變量的測量采用鄭伯塤等[29]開發(fā)的威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)量表，共13個題項，如“與領(lǐng)導(dǎo)一起工作時，他/她帶給我很大壓力”。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.93，平均變異萃取量(AVE=0.53)，各題項的因子負載顯著(M=0.72SD=0.14),具有較好的信效度。

(5)替代性學(xué)習(xí)(V)該變量的測量采用鄭顯偉[25]開發(fā)的量表，評價旁觀者學(xué)習(xí)模仿焦點目標的程度，共5個題項，如“我通過觀察領(lǐng)導(dǎo)來學(xué)習(xí)如何行事”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.85，平均變異萃取量(AVE=0.55)，各題項的因子負載顯著(M=0.70SD=0.25),具有較好的信效度。

(6)認知與團隊身份契合(P)該變量的測量采用O’FALLON等[13]開發(fā)的量表，測量員工認知的領(lǐng)導(dǎo)不道德行為與團隊身份的契合程度，共4個題項，如“領(lǐng)導(dǎo)的這些行為在多大程度上是與你的團隊身份契合的”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.91，平均變異萃取量(AVE=0.68)，各題項的因子負載顯著(M=0.82SD=0.07),具有較好的信效度。

(7)控制變量本研究選擇下屬的性別、年齡、教育程度以及與領(lǐng)導(dǎo)的共事時間作為控制變量。另外，已有研究分別從社會學(xué)習(xí)理論和社會認同理論視角將替代性學(xué)習(xí)和認知與團隊身份契合作為中介變量[13]，以檢驗非倫理行為在組織內(nèi)傳播的機制。鑒于此，本研究將上述變量也作為控制變量納入分析模型。

3.3 數(shù)據(jù)分析方法

本研究使用SPSS 25.0和MPLUS 7.4兩種軟件對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。具體如下：①步驟1，使用SPSS軟件進行探索性因子分析和共同方法偏差檢驗。②步驟2，使用MPLUS軟件進行驗證性因子分析檢驗構(gòu)念之間的區(qū)分效度。③步驟3，使用SPSS軟件進行描述性統(tǒng)計分析、相關(guān)分析，為了對比呈現(xiàn)控制變量和各解釋變量加入前后模型整體的解釋力，采用分步回歸檢驗假設(shè)1～假設(shè)3的直接效應(yīng)。④步驟4，使用MPLUS軟件構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，采用Bootstrap方法檢驗本研究提出的多中介模型和帶調(diào)節(jié)的中介模型[30]。

4 數(shù)據(jù)分析和假設(shè)檢驗

4.1 共同方法偏差

雖然本研究采用上下級配對的研究設(shè)計從上級和下級兩個來源收集數(shù)據(jù)，但中介變量、結(jié)果變量和調(diào)節(jié)變量均由下級評價，這可能存在同源誤差問題。由于共同方法變異可能夸大變量之間的相互關(guān)系，因此，參照PODSAKOFF等[31]建議的事前控制和事后檢驗的方法，盡量控制共同方法偏差的影響，保證研究結(jié)果的可靠性。具體如下：①在問卷調(diào)查中，使用問卷隨機編排、匿名問卷等對可能的同源誤差進行控制；②在數(shù)據(jù)收集后，采用Harman單因子檢驗方法進行共同方法偏差檢驗，將5個下級評價變量的所有測量題項并入一個變量，進行探索性因子分析。結(jié)果表明，不存在可以解釋大多數(shù)變異的單一因子，第一主成分解釋的變異為33.7%，小于提出的臨界標準40%[31]。這也說明，本研究中的數(shù)據(jù)同源誤差問題并不嚴重。

4.2 驗證性因子分析

本研究使用MPLUS 7.4軟件進行驗證性因子分析，檢驗?zāi)Ｐ椭凶兞恐g的區(qū)分效度。由于樣本量有限而測量題目較多，采用項目構(gòu)念平衡法簡化測量模型，即依據(jù)因子負載大小對題項進行打包組合，取平均值作為觀測指標[32]。首先，將領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為、員工親組織非倫理行為、威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)和替代性學(xué)習(xí)的觀察指標簡化為3個；然后，進行驗證性因子分析，檢驗構(gòu)念之間的區(qū)分效度。驗證性因子分析的結(jié)果見表1。由表1可知，六因子模型χ2(137)=279.92，p<0.01、CFI=0.96、TLI=0.95、SRMR=0.05。這說明六因子模型擬合數(shù)據(jù)較好，并且所有因子的因子負載均顯著，支持了聚合效度。而單因子模型χ2(152)=2 237.80，p<0.01、CFI=0.34、TLI=0.26、SRMR=0.20，因此，單因子模型的各項擬合指標均不被接受。通過比較六因子模型和單因子模型，可知六因子模型的各項擬合指標顯著優(yōu)于單因子模型。這說明本研究的6個主要變量之間存在一定的區(qū)分效度。

表1 驗證性因子分析的結(jié)果(N=256)

4.3 描述統(tǒng)計與相關(guān)分析

本研究中，所有變量的均值、標準差及其相關(guān)系數(shù)見表2。由表2可知，從相關(guān)系數(shù)來看，領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為(U1)與員工親組織非倫理行為(U2)顯著正相關(guān)(r=0.29，p<0.01)；領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為(U1)與自我保護動機(S)顯著正相關(guān)(r=0.41，p<0.01)；自我保護動機(S)與員工親組織非倫理行為(U2)顯著正相關(guān)(r=0.37，p<0.01)。

表2 變量的均值、標準差及其相關(guān)系數(shù)(N=256)

4.4 假設(shè)檢驗

4.4.1主效應(yīng)檢驗

采用階層回歸模型檢驗主效應(yīng)(見表3)。表3中，由模型3可知，在控制性別、年齡、教育程度、共事時間和威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)后，領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為(U1)對下屬親組織非倫理行為(U2)有顯著正向影響(β=0.24，p<0.01)。由此，假設(shè)1得到支持。

表3 主效應(yīng)及中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果(N=256)

4.4.2中介效應(yīng)檢驗

具體步驟如下：①步驟1，檢驗中介變量與自變量之間的關(guān)系。表3中，由模型5可知，自變量領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為(U1)對中介變量自我保護動機(S)有顯著正向影響(β=0.37，p<0.01)。由此，假設(shè)2得到支持。②步驟2，檢驗中介變量與結(jié)果變量之間的關(guān)系。表3中，由模型7可知，中介變量自我保護動機(S)對結(jié)果變量員工親組織非倫理行為(U2)有顯著正向影響(β=0.32，p<0.01)。由此，假設(shè)3得到支持。③步驟3，加入控制性中介變量替代性學(xué)習(xí)和認知與團隊身份契合后，3個中介變量——自我保護動機(S，β=0.27，p<0.01)、替代性學(xué)習(xí)(V，β=0.18，p<0.01)和認知與團隊身份契合(P，β=0.19，p<0.01)均對結(jié)果變量員工親組織非倫理行為有顯著正向影響(見表3中模型8)，且自變量領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為對員工親組織非倫理行為的影響，由模型7的顯著變?yōu)槟Ｐ?的不顯著。這說明3條中介路徑完全中介了領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為對員工親組織非倫理行為產(chǎn)生的影響。④步驟4，使用MPLUS軟件構(gòu)建一個3條中介路徑平行的結(jié)構(gòu)方程模型，使用Bootstrap方法(Bootstrap=5 000次)估計領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為通過3條路徑影響員工親組織非倫理行為的間接效應(yīng)(見表4)。由表4可知，U1→S→U2的間接效應(yīng)值為0.11，95%的置信區(qū)間為[0.05,0.18]，不包含零值。這說明自我保護動機在領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為與員工親組織非倫理行為之間發(fā)揮部分中介作用，因此，假設(shè)4得到支持；同時，U1→V→U2的間接效應(yīng)值為0.06，95%的置信區(qū)間為[0.03,0.11]，不包含零值；U1→P→U2的間接效應(yīng)值為0.04，95%的置信區(qū)間為[0.01,0.08]，不包含零值。這說明替代性學(xué)習(xí)和認知與團隊身份契合在領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為與員工親組織非倫理行為之間也發(fā)揮部分中介作用，且3條中介路徑的間接效應(yīng)總和為0.21，95%的置信區(qū)間為[0.13,0.30]。此外，在3條中介路徑平行的結(jié)構(gòu)方程模型中，這3條間接效應(yīng)均顯著的結(jié)果，也說明假設(shè)2中領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為(U1)與自我保護動機(S)的關(guān)系，以及假設(shè)3中自我保護動機(S)與員工親組織非倫理行為(U2)的關(guān)系在全模型結(jié)構(gòu)方程中仍然成立，獲得數(shù)據(jù)支持。

表4 3條中介路徑全模型Bootstrap分析結(jié)果(N=256)

4.4.3被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)

本研究提出一個第一階段帶調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，按照EDWARDS等[33]的建議，首先，檢驗自變量和中介變量間的調(diào)節(jié)效應(yīng)是否顯著。結(jié)果表明，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)(A)與領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為(U1)的乘積項顯著正向影響員工的自我保護動機(β=0.13，p<0.05)(見表3中模型6)。即威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)在領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為與員工親組織非倫理行為之間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。由此，假設(shè)5得到支持。為了更直觀地展示威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本研究在高于和低于均值一個標準差的水平上，繪制調(diào)節(jié)效應(yīng)效果圖(見圖2和圖3)。由圖2可知，在威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)水平較高的情境下，領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為對自我保護動機的影響較強(β=0.49，p<0.01)；在威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)水平較低的情境下，領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為對自我保護動機的影響較弱(β=0.36，p<0.01)。

圖2 威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對親組織非倫理行為和自我保護動機間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

進一步，檢驗被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)(見表5)。由表5可知，在低威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)和高威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)下，兩條間接路徑的差異值顯著(β=0.04，p<0.05)，且Bootstrap=5 000、95%的置信區(qū)間為[0.01,0.10]，不包含零值。當(dāng)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)高時，自我保護動機在領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為和員工親組織非倫理行為之間的間接效應(yīng)較強(β=0.08，p<0.05)，且Bootstrap=5 000下95%的置信區(qū)間為[0.03,0.15]，不包含零值；當(dāng)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)低時，自我保護動機在領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為和員工親組織非倫理行為之間的間接效應(yīng)較弱(β=0.04，p<0.05)，且Bootstrap=5 000時95%的置信區(qū)間為[0.01,0.11]，不包含零值。由此，假設(shè)6得到支持。圖3進一步展示了自我保護動機在高水平和低水平威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)時的中介效應(yīng)。即在威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)水平較高的情境下，領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為經(jīng)自我保護的間接效應(yīng)對員工親組織非倫理行為的影響較強；在威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)水平較低的情境下，領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為經(jīng)自我保護的間接效應(yīng)對員工親組織非倫理行為的影響較弱。

圖3 威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為和員工親組織非倫理行為之間中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表5 被調(diào)節(jié)的中介路徑Bootstrap分析結(jié)果

5 討論與分析

通過聚焦組織中非倫理行為的“垂直傳播”現(xiàn)象，本研究從自我保護理論的視角，探索了親組織非倫理行為由領(lǐng)導(dǎo)到下屬“自上而下”擴散的被迫遵從機制及其邊界條件。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①非倫理行為不僅存在同事之間的“平行傳播”，還存在由領(lǐng)導(dǎo)到員工“自上而下”的擴散；②員工并非自愿追隨領(lǐng)導(dǎo)投入非倫理行為，自我保護的心理需要迫使員工投入與領(lǐng)導(dǎo)類似的非倫理行為；③華人企業(yè)中“權(quán)威-服從”的威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)工作情境發(fā)揮著情境增強效應(yīng)，強化親組織非倫理行為在組織中“自上而下”的擴散。

本研究的理論貢獻在于：①聚焦親組織非倫理行為“上梁不正，下梁歪”的現(xiàn)象，拓展了該行為“垂直傳播”的研究。這有助于學(xué)界全面認識組織中親組織非倫理行為的行動者和傳播擴散方向。②從自我保護理論的新視角，解釋親組織非倫理行為人際間傳播的內(nèi)在機制，拓展了親組織非倫理行為“上梁不正，下梁被迫歪”的被迫遵從機制研究，澄清了“員工追隨領(lǐng)導(dǎo)投入這類行為是自愿還是被迫”的問題，明確了該行為背后員工“為什么追隨”的心理機制；同時，驗證了社會學(xué)習(xí)、社會認同、自我保護3個心理機制的有效性，有助于完整準確地把握親組織非倫理行為傳播的內(nèi)在機理。③依據(jù)自我保護理論，基于中國情境探索了非倫理行為“自上而下”傳播擴散的邊界條件，拓展了此類行為在中國情境下傳播擴散邊界條件的認識。④“威脅場景-自我保護-行為”的研究框架，對從自我保護視角研究領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為具有借鑒意義。

本研究的實踐啟示主要在于：①親組織非倫理行為的行動者并不局限于員工，領(lǐng)導(dǎo)也可能投入非倫理行為。鑒于此，組織需要訂立明確的倫理準則，并將倫理考核作為考核指標納入組織對各級領(lǐng)導(dǎo)的考核之中。②面對領(lǐng)導(dǎo)對員工的親組織非倫理要求，員工常常出于自我保護的心理被迫遵從。組織應(yīng)明確提出此類行為的一票否決原則，鼓勵員工將倫理原因作為正當(dāng)理由，拒絕領(lǐng)導(dǎo)的有關(guān)非倫理要求；同時，組織還可通過有效的制度建設(shè)，及時獲取組織中個別害群之馬的非倫理行為的反饋信息，以此制衡和約束領(lǐng)導(dǎo)的非倫理行為，逐步消除員工抗?fàn)幏莻惱硇袨榈淖晕冶Ｗo心理。③鑒于威權(quán)工作情境發(fā)揮情境強化效應(yīng)。組織應(yīng)采取扁平化策略，縮小組織內(nèi)部的等級差異，更多地向組織一線員工賦權(quán)賦能，并通過推行參與式管理，改變威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)“集權(quán)控制，個人主導(dǎo)”的管理模式，降低員工工作中的威權(quán)感知。

本研究也存在一定的局限性：①雖然研究假設(shè)得到樣本數(shù)據(jù)支持，但研究結(jié)果能否適用其他地區(qū)或企業(yè)，其外部效度還有待進一步檢驗。②雖然自評方法在非倫理行為研究領(lǐng)域被廣泛使用，但員工他評方式可能更準確地測量員工感知到的親組織非倫理行為期望，呈現(xiàn)更為準確的變量間關(guān)系，因此，未來研究可采用自評和他評結(jié)合的方式，以更好地驗證研究結(jié)果的有效性。③領(lǐng)導(dǎo)親組織非倫理行為也可能是一個團隊層面的構(gòu)念，因此，配對數(shù)據(jù)可能無法驗證團隊層面此類行為的影響。雖然采用整個團隊方式的收集領(lǐng)導(dǎo)、下屬數(shù)據(jù)的方法難度較大，但仍可嘗試以此方式收集數(shù)據(jù)，以驗證在團隊層面親組織非倫理行為“自上而下”的傳播擴散。④僅指出了領(lǐng)導(dǎo)可能投入親組織非倫理行為的問題，對于如何監(jiān)控領(lǐng)導(dǎo)的此類行為則尚無具體分析，該問題值得后續(xù)研究進一步探討。⑤采用自我保護框架研究領(lǐng)導(dǎo)非倫理行為，但“威脅-自我保護-行為”的研究框架是否適用于其他非倫理領(lǐng)導(dǎo)行為的研究，還需要后續(xù)進一步的研究進行檢驗。