蘇宗偉 李 歡 杜 娟

(上海外國語大學(xué)國際工商管理學(xué)院)

1 研究背景

所謂仁慈是指人們天生善良的哲學(xué)信念，即個(gè)體有義務(wù)利用自身的仁愛和慈善天性來幫助他人[1]。仁慈型領(lǐng)導(dǎo)，即強(qiáng)調(diào)領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)注重關(guān)懷與照顧下屬，以此贏得來自下屬的尊重與服從[2]。仁慈型領(lǐng)導(dǎo)以施恩的方式對待下屬[3]，并表現(xiàn)出對下屬生活及家人的關(guān)心[2]，這種角色內(nèi)外的關(guān)懷能夠產(chǎn)生互惠交流，反過來又可為組織創(chuàng)造可觀的效益。

仁慈型領(lǐng)導(dǎo)由于具有潛在的積極作用，已越來越受到理論界和實(shí)踐界的關(guān)注。有關(guān)研究表明，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對下屬的積極影響包括提升工作滿意度、加強(qiáng)任務(wù)績效、提高情感承諾以及組織公民行為，甚至降低離職傾向等[4，5]。由此，學(xué)界開始呼吁亟需提升領(lǐng)導(dǎo)的仁慈度。然而，既有研究對仁慈型領(lǐng)導(dǎo)有效性的理解還較為有限，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)仁慈型領(lǐng)導(dǎo)的積極效應(yīng)的同時(shí)，也開始關(guān)注其是否存在消極影響。例如，李銳等[6]首次提出仁慈型領(lǐng)導(dǎo)具有陰暗面，指出仁慈型領(lǐng)導(dǎo)由于能夠促進(jìn)員工的親社會性規(guī)則違背，激發(fā)員工為實(shí)現(xiàn)群體福祉而打破組織規(guī)則，從而會引出一系列不道德問題。此外，也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)仁慈型領(lǐng)導(dǎo)下的員工更容易誘發(fā)工作場所的欺騙行為[7]。雖然這些研究已經(jīng)證實(shí)仁慈型領(lǐng)導(dǎo)正向影響員工不道德行為，但仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對員工工作偏離行為的影響研究還知之不多。在組織情境中，工作偏離行為會嚴(yán)重影響組織發(fā)展。例如，工作偏離行為被普遍認(rèn)為會危害組織和員工的福利[8]。由此，有必要檢驗(yàn)仁慈型領(lǐng)導(dǎo)與工作偏離行為的關(guān)系。從表面上而言，在工作和非工作領(lǐng)域關(guān)心下屬的仁慈型領(lǐng)導(dǎo)似乎與工作偏離行為沒有直接正向聯(lián)系，甚至這種對下屬的關(guān)心可能促進(jìn)高質(zhì)量的領(lǐng)導(dǎo)成員交換，從而抑制工作偏離行為。但從概念上而言，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)不按照公平原則分配資源的行為可能會引起員工的不滿[2]，保護(hù)下屬免受懲罰的行為甚至?xí)?dǎo)致工作偏離行為。鑒于此，有必要從中介機(jī)制上進(jìn)一步探究這種矛盾關(guān)系，尤其是在新生代員工已成為職場中堅(jiān)力量的背景下。

在進(jìn)行本研究前，本課題組成員對15家企業(yè)的部門領(lǐng)導(dǎo)及其直接下屬進(jìn)行了訪談，訪談內(nèi)容包括“您認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)該對下屬仁慈嗎”“您認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)的仁慈行為是否存在弊端”，以及“您認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)該對什么樣的員工施行仁慈行文”等問題(1)由于篇幅有限，有關(guān)初步訪談內(nèi)容及結(jié)果暫略，有興趣的讀者可聯(lián)系筆者。。訪談結(jié)果發(fā)現(xiàn)：領(lǐng)導(dǎo)的仁慈行為會得到員工一定程度的回報(bào)，使員工產(chǎn)生積極的工作行為，但仁慈行為也會放任員工，導(dǎo)致員工一些不良行為的發(fā)生。鑒于領(lǐng)導(dǎo)對員工的影響因員工的不同而異，因此，本研究認(rèn)為，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對員工工作偏離行為的影響可能存在雙刃劍效應(yīng)，并存在不同的邊界條件。

綜上所述，本研究將通過整合道德推脫理論和社會交換理論，探討仁慈型領(lǐng)導(dǎo)與工作偏離行為的關(guān)系，深入研究以下兩種不同的中介機(jī)制。首先，基于社會交換理論，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)由于關(guān)愛員工而提升領(lǐng)導(dǎo)成員交換關(guān)系(leader member exchange，LMX)，從而抑制員工的工作偏離行為；其次，基于道德推脫理論，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)可能會引起員工的道德推脫，隨后激發(fā)員工的工作偏離行為。此外，考慮到這兩條影響路徑可能存在的邊界條件，本研究還將進(jìn)一步驗(yàn)證仁慈型領(lǐng)導(dǎo)的雙刃劍效應(yīng)如何在互惠信念和員工道德認(rèn)同的作用下?lián)P長避短。本研究的理論模型見圖1。

2 理論基礎(chǔ)和研究假設(shè)

2.1 仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對員工工作偏離行為的影響

工作偏離行為是員工違反工作規(guī)范的期望，傷害同事、主管或組織本身的不道德行為[9]。根據(jù)LIU等[10]的觀點(diǎn)，工作偏離行為是由工作環(huán)境中存在不公平現(xiàn)象或缺乏支持所引起。例如，在工作中個(gè)人可能由于管理者的濫權(quán)行為而產(chǎn)生工作偏離行為[11]。而嚴(yán)格公平的薪酬制度能夠使員工感到組織對他們的肯定以及對其努力的回報(bào)，從而有效降低工作偏離行為[8]。

一般而言，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)會表現(xiàn)出對下屬個(gè)人或家庭福祉的個(gè)性化關(guān)懷[2, 12]。例如，在工作中，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)會為員工提供幫助，指導(dǎo)職業(yè)發(fā)展，避免在公共場合使下屬難堪，甚至包容下屬在工作中的嚴(yán)重失誤；在工作之外，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)也會為下屬提供幫助，乃至關(guān)心其個(gè)人生活。這類仁慈行為會提高員工心理上對領(lǐng)導(dǎo)或組織的負(fù)債感，激發(fā)員工通過努力工作給予真誠回報(bào)而為組織帶來積極效應(yīng)[2]。例如,張新安等[13]發(fā)現(xiàn)，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)促進(jìn)合作性的沖突處理，抑制競爭性的沖突處理，最終提高團(tuán)隊(duì)績效。基于社會認(rèn)同理論，沈伊默等[14]認(rèn)為，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對員工的關(guān)心能夠提高內(nèi)部身份感知，促進(jìn)更高的創(chuàng)新行為；朱其權(quán)等[5]從團(tuán)隊(duì)層次的視角驗(yàn)證了仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對變革情感承諾有顯著正向影響。鑒于此，本研究認(rèn)為，下屬基于感激之情能與仁慈型領(lǐng)導(dǎo)建立高質(zhì)量的LMX[15]，這有利于促進(jìn)員工績效以及抑制工作偏離行為。

但有研究也指出，當(dāng)仁慈型領(lǐng)導(dǎo)行為真正付諸實(shí)踐時(shí)，也可能產(chǎn)生不良后果[2]。例如：遲美娜[16]證實(shí)了領(lǐng)導(dǎo)的過度仁慈會導(dǎo)致員工責(zé)任下降，并降低建言行為；李銳等[6]認(rèn)為，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)為員工營造安全氛圍，使他們不忌憚進(jìn)行非道德行為；李錫元等[7]指出，在存在績效壓力的背景下，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)會更加誘使員工采取職場欺騙行為?；诖?，本研究認(rèn)為，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)按照需求情況而不是公平標(biāo)準(zhǔn)為下屬分配資源，可能造成員工的不公平感而產(chǎn)生工作偏離行為[2, 10]。此外，對于已經(jīng)犯錯(cuò)的下屬不進(jìn)行懲罰有可能導(dǎo)致下屬不在乎犯錯(cuò)，以致提高員工的工作偏離行為傾向[17]。

2.2 路徑1：仁慈型領(lǐng)導(dǎo)的積極作用

2.2.1領(lǐng)導(dǎo)成員交換(LMX)的中介作用

根據(jù)社會交換理論，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)可以產(chǎn)生高質(zhì)量的LMX。首先，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)善待下屬的直接結(jié)果是在同下屬交往中產(chǎn)生了互惠，而互惠能夠維系良好的LMX[2]。其次，領(lǐng)導(dǎo)對員工表現(xiàn)出個(gè)性化關(guān)懷，能使員工感受到自己與領(lǐng)導(dǎo)之間的良好關(guān)系，使員工更信任領(lǐng)導(dǎo)[15]。另外，當(dāng)下屬犯錯(cuò)時(shí)，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)往往會避免進(jìn)行懲罰，反而傾向于了解員工工作方面的問題和需求，幫助他們擺脫工作困境。這些行為都有助于領(lǐng)導(dǎo)將員工視為圈內(nèi)人，同時(shí)激發(fā)員工報(bào)答領(lǐng)導(dǎo)的意愿[18]。

另外，具有高質(zhì)量LMX的領(lǐng)導(dǎo)者與下屬擁有高質(zhì)量的互動，促進(jìn)領(lǐng)導(dǎo)者更全面、更具建設(shè)性地與員工分享建議[19]，并在分析過程中學(xué)習(xí)領(lǐng)導(dǎo)者的優(yōu)良品質(zhì)[20]，從而提升自己的行為水準(zhǔn)。此外，高質(zhì)量的LMX會讓下屬感受到領(lǐng)導(dǎo)對自己的支持并使其產(chǎn)生互惠感[15]，促使下屬想方設(shè)法不辜負(fù)領(lǐng)導(dǎo)的期望。當(dāng)員工意識到領(lǐng)導(dǎo)不愿意員工產(chǎn)生工作偏離行為時(shí)，員工就會降低這種行為傾向[10]。同時(shí)，這種高質(zhì)量的LMX也能夠提高員工對領(lǐng)導(dǎo)的忠誠度，并對領(lǐng)導(dǎo)的仁慈行為產(chǎn)生強(qiáng)烈的感激之情，增加員工的報(bào)恩行為和組織承諾，進(jìn)而減少員工的工作偏離行為[12, 15]。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1仁慈型領(lǐng)導(dǎo)通過LMX負(fù)向影響員工工作偏離行為。

2.2.2互惠信念的調(diào)節(jié)作用

互惠信念長期以來被學(xué)者用來描述員工行為背后的動機(jī)，以及員工積極態(tài)度的形成機(jī)制，并用以解釋領(lǐng)導(dǎo)和員工互動中對員工社會交換認(rèn)可程度的影響[21]?；谏鐣粨Q理論，由于個(gè)體對交換關(guān)系中互惠性的認(rèn)可程度不同，這種互動并不總是以交換的方式發(fā)生。如果個(gè)人認(rèn)可交換關(guān)系中的互惠，那么個(gè)人將與交換伙伴發(fā)展高質(zhì)量的社會交換關(guān)系[22]；反之，則不會。具有強(qiáng)烈積極互惠信念的個(gè)體會試圖通過互惠與交換方建立和維持長期的高質(zhì)量關(guān)系[22, 23]。如前文所述，領(lǐng)導(dǎo)的仁慈行為會激發(fā)下屬為組織貢獻(xiàn)更多的利益，隨著時(shí)間的推移，這種領(lǐng)導(dǎo)成員交換質(zhì)量會不斷提高，這是因?yàn)榻粨Q雙方都帶來了寶貴的交換資源[23]。同時(shí)，由于下屬從社會交換中獲得利益，從而會激勵(lì)其進(jìn)行更多的社會交換，并從交換伙伴那里獲得長期收益[16]。具有強(qiáng)烈的積極互惠信念的員工認(rèn)為不斷地回報(bào)是對仁慈型領(lǐng)導(dǎo)所給予恩惠的適當(dāng)回應(yīng)；反之，互惠信念水平較低的員工可能感覺不到回報(bào)的義務(wù)，即使其能從仁慈型領(lǐng)導(dǎo)處獲取資源或收益。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)2互惠信念在仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對領(lǐng)導(dǎo)成員交換的正向影響中起調(diào)節(jié)作用。當(dāng)互惠信念較高時(shí)，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對LMX的正向影響關(guān)系會增強(qiáng)；當(dāng)互惠信念較低時(shí)，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對LMX的正向影響關(guān)系會減弱。

假設(shè)3通過領(lǐng)導(dǎo)成員交換，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對員工工作偏離行為的負(fù)向間接影響對于互惠信念較高的個(gè)體更強(qiáng)，而對于互惠信念較低的個(gè)體更弱。

2.3 路徑2：仁慈型領(lǐng)導(dǎo)的消極作用

2.3.1道德推脫的中介作用

根據(jù)道德推脫理論，道德推脫是指將個(gè)體的內(nèi)部道德標(biāo)準(zhǔn)與個(gè)體的行為脫離，防止其在做出不道德行為后感到自責(zé)。例如，通過與他人更不道德的行為作比較而讓自身的行為看似合乎道德準(zhǔn)則(有利比較)，甚至把不道德行為的責(zé)任歸因于他人(責(zé)任歸因)[24]。現(xiàn)有相關(guān)研究表明，個(gè)體傾向于將其行為的責(zé)任歸于組織中有權(quán)勢的個(gè)體，或者更喜歡通過集體決策來分散責(zé)任[25]。這些研究都表明，領(lǐng)導(dǎo)以及團(tuán)隊(duì)的情境可能對道德推脫產(chǎn)生影響，從而影響員工的工作偏離行為。仁慈型領(lǐng)導(dǎo)避免當(dāng)眾批評下屬甚至在下屬犯嚴(yán)重錯(cuò)誤時(shí)保護(hù)下屬，雖然可能提高員工的團(tuán)隊(duì)認(rèn)同，但也會促使員工將工作中犯錯(cuò)時(shí)的責(zé)任轉(zhuǎn)移到整個(gè)團(tuán)隊(duì)，甚至?xí)w咎于自己的領(lǐng)導(dǎo)(責(zé)任歸因)。此外，員工觀察到組織中領(lǐng)導(dǎo)不會懲罰自己同事的工作偏離行為，如果員工認(rèn)為自己的不道德行為相比于其他同事的行為更容易接受，也會產(chǎn)生道德推脫機(jī)制(有利比較)[24]。

由于道德推脫通過自我調(diào)節(jié)能夠有選擇的激活，防止個(gè)體做出不道德行為而產(chǎn)生內(nèi)疚感[24]，這可能會激發(fā)員工在工作中產(chǎn)生不道德行為[26]。如前所述，個(gè)體可以通過將不道德的行為與更有害的行為相比較，以使原來看起來不可接受的行為更易接受。例如，員工與比自己工作表現(xiàn)更差的員工比較后，認(rèn)為自己的工作表現(xiàn)是可以接受的(有利比較)，從而促進(jìn)工作偏離。此外，個(gè)體也可能通過將一種不道德行為的主要責(zé)任歸咎于領(lǐng)導(dǎo)而減輕自己的不道德責(zé)任[27]。又如，當(dāng)下屬在工作中犯有嚴(yán)重錯(cuò)誤時(shí)，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)會避免員工受到批評而保護(hù)他們，員工則傾向于把自己錯(cuò)誤的責(zé)任轉(zhuǎn)移給領(lǐng)導(dǎo)，并不擔(dān)心繼續(xù)犯錯(cuò)，甚至犯更嚴(yán)重的錯(cuò)誤。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)4仁慈型領(lǐng)導(dǎo)通過道德推脫正向影響員工工作偏離行為。

2.3.2道德認(rèn)同的調(diào)節(jié)作用

道德認(rèn)同被定義為一種可以激勵(lì)道德行為和態(tài)度的自我調(diào)節(jié)機(jī)制。根據(jù)AQUINO等[28]的觀點(diǎn)，道德認(rèn)同包括兩個(gè)因素：象征(人們對行為的反思程度)和內(nèi)化(道德特質(zhì)是自我概念的核心程度)。較高道德認(rèn)同的個(gè)體具有較高的道德標(biāo)準(zhǔn)，其會進(jìn)行道德自我調(diào)節(jié)以緩解仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對道德推脫的影響[26,29]。

如上所述，在仁慈型領(lǐng)導(dǎo)帶領(lǐng)的團(tuán)隊(duì)中，員工可能更容易產(chǎn)生道德推脫。但如果員工擁有較高的道德認(rèn)同，會考慮道德推脫帶來的工作不道德行為后果是否影響他人，從而抑制道德推脫的產(chǎn)生；反之，如果員工道德認(rèn)同較低，個(gè)人較低的道德標(biāo)準(zhǔn)就更易認(rèn)可這些“看似道德”的正當(dāng)理由?；谏鲜鲎C據(jù)，那些具有較高道德認(rèn)同的員工可以激發(fā)自我調(diào)節(jié)的過程，促使其在違反道德標(biāo)準(zhǔn)時(shí)譴責(zé)自己[24]，因此，員工的道德推脫較低[29]。相比之下，具有較低道德認(rèn)同感的員工在進(jìn)行自我道德辯護(hù)時(shí)不容易產(chǎn)生內(nèi)疚。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)5道德認(rèn)同在仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對道德推脫的正向影響中起調(diào)節(jié)作用。當(dāng)?shù)赖抡J(rèn)同較高時(shí)，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對員工道德推脫的正向影響關(guān)系會減弱；當(dāng)?shù)赖抡J(rèn)同較低時(shí)，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對員工道德推脫的正向影響關(guān)系會增強(qiáng)。

假設(shè)6通過道德推脫，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對員工工作偏離行為的正向間接影響對于道德認(rèn)同較高的人更弱，而對于道德認(rèn)同較低的人更強(qiáng)。

根據(jù)上述分析邏輯，本研究認(rèn)為互惠信念和道德認(rèn)同調(diào)節(jié)仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對工作偏離行為的間接影響。具體而言：由路徑1可知，互惠信念調(diào)節(jié)了仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對工作偏離行為的負(fù)向間接影響；由路徑2可知，道德認(rèn)同調(diào)節(jié)了仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對工作偏離行為的正向間接影響(見圖1)。在此分析框架下，本研究認(rèn)為仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對工作偏離行為的間接影響將同時(shí)取決于互惠信念和道德認(rèn)同。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)7互惠信念與道德認(rèn)同同時(shí)調(diào)節(jié)仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對工作偏離行為的間接影響。在互惠信念較高且道德認(rèn)同較高時(shí)，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對工作偏離行為有顯著負(fù)向間接影響；在互惠信念較低且道德認(rèn)同較低時(shí)，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對工作偏離行為有顯著正向間接影響。

3 研究方法

3.1 研究1：情境實(shí)驗(yàn)

研究1采用被試相互間的情境實(shí)驗(yàn)來驗(yàn)證仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對員工工作偏離行為的影響，以此來檢驗(yàn)道德推脫以及員工互惠信念的中介作用。參考文獻(xiàn)[6]的方法，該情境實(shí)驗(yàn)將仁慈型領(lǐng)導(dǎo)分成高和低兩個(gè)水平，以建立實(shí)驗(yàn)組與對照組。

3.1.1實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

(1)實(shí)驗(yàn)情境開發(fā)具體步驟如下：①情境設(shè)計(jì)。參考文獻(xiàn)[6]的實(shí)驗(yàn)情境，設(shè)計(jì)了符合本研究的仁慈型領(lǐng)導(dǎo)情境：描述了一個(gè)虛擬人物“小王”所在公司及個(gè)人工作信息，并通過實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)多步法來確定情境是否符合要求。②實(shí)驗(yàn)操縱設(shè)計(jì)。對于仁慈型領(lǐng)導(dǎo)的設(shè)計(jì)腳本主要參考樊麗景等[2]對仁慈型領(lǐng)導(dǎo)的描述以及文獻(xiàn)[6]開發(fā)的腳本而編制(2)限于篇幅，具體情境描述和具體變量的操作腳本暫略，有需要的讀者請與筆者聯(lián)系。。③操作性檢驗(yàn)。招募了54名某高校學(xué)生(均有校外實(shí)習(xí)經(jīng)歷)，隨機(jī)分成兩組(實(shí)驗(yàn)組29人，控制組25人)，其中，實(shí)驗(yàn)組閱讀“高仁慈”領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格情境材料，控制組閱讀“低仁慈”領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格情境材料。閱讀完成后請兩組被試就情境的仁慈型領(lǐng)導(dǎo)水平進(jìn)行評價(jià)。

(2)變量測量本次情境實(shí)驗(yàn)中，有關(guān)變量的測量均采用Likert 6點(diǎn)量表，1～6表示從“非常不同意”到“非常同意”。具體如下：①道德推脫。由于該變量的測量談及道德敏感性提問，不宜直接提出，因此，本研究參照文獻(xiàn)[30]的做法，通過被試對“小王”在工作中的不道德行為的評判傾向來衡量他們的道德推脫程度。有關(guān)測量量表改編自PATERSON等[31]設(shè)計(jì)的工作不道德行為量表，包括3個(gè)題項(xiàng)，如“在這個(gè)領(lǐng)導(dǎo)下，您認(rèn)為小王在上班時(shí)間有多大可能處理私事”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.77。②LMX。該變量的測量采用改編自趙可汗等[32]開發(fā)的LMX量表，原量表共7個(gè)題項(xiàng)，經(jīng)方差最大旋轉(zhuǎn)法的主成分分析后，根據(jù)文獻(xiàn)[28]的建議刪除因子載荷小于0.5的題項(xiàng)后，剩余6個(gè)題項(xiàng)，如“李經(jīng)理十分了解小王在工作方面的問題與需求”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.92。③工作偏離行為。由于工作偏離行為涉及到道德敏感性問題，不便直接提問[33]，因此，該變量的測量采用改編自文獻(xiàn)[31]的工作不道德行為量表。在被試回答問題時(shí)，先設(shè)計(jì)一個(gè)“如果我是小王”的情境，這一做法與文獻(xiàn)[30]的做法類似。具體題項(xiàng)如“如果我是小王，我也有可能在上班時(shí)間處理私事”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.85。

(3)注意力檢驗(yàn)本研究使用“指定選項(xiàng)題目方法”進(jìn)行注意力檢驗(yàn)，將“您在本次實(shí)驗(yàn)中是否認(rèn)真作答，如果您是認(rèn)真作答，本題請選擇‘有點(diǎn)不同意’”這一題項(xiàng)插入有關(guān)測量量表中。

3.1.2實(shí)驗(yàn)的主要流程及結(jié)構(gòu)

本研究共招募170個(gè)具有工作經(jīng)驗(yàn)的被試者，隨機(jī)平均分成兩組。在實(shí)驗(yàn)開始前，研究人員會告訴被試本次實(shí)驗(yàn)沒有好壞、對錯(cuò)之分，且采用完全匿名的方式，僅作科研使用。最后刪除注意力檢驗(yàn)不達(dá)標(biāo)的樣本后，得到155個(gè)樣本。 其中，性別方面，男性占52.9%；年齡方面，20～30歲占71%；學(xué)歷方面，本科占27.7%、碩士占31.6%。

課題組成員在實(shí)驗(yàn)組中，為被試提供了關(guān)于“高仁慈型領(lǐng)導(dǎo)”的情境閱讀材料；在控制組中提供了關(guān)于“低仁慈型領(lǐng)導(dǎo)”的情境閱讀材料。然后，請被試者將自身融入到該情境中，并回答關(guān)于道德推脫、領(lǐng)導(dǎo)成員交換以及工作偏離行為的問題。

3.1.3實(shí)驗(yàn)結(jié)果

(1)實(shí)驗(yàn)操縱檢驗(yàn)在刪除了注意力檢驗(yàn)不達(dá)標(biāo)的樣本后獲得實(shí)驗(yàn)組25人樣本和控制組22人樣本。結(jié)果顯示，高仁慈型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格組的平均評分(M=5.26，SD=0.83)顯著高于低仁慈型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格組(M=2.32，SD=1.12，t(38)=-10.10，p<0.001)。由此表明，該情境材料能夠引起仁慈型領(lǐng)導(dǎo)感知變化，可作為本次實(shí)驗(yàn)材料。

(2)驗(yàn)證性因子分析使用R 3.6.3軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析以評估道德推脫、LMX和工作偏離行為的區(qū)分效度。結(jié)果顯示，三因子模型擬合較好(χ2/df=1.77，CFI=0.969，TLI=0.958，RMSEA=0.070，SRMR=0.057)，且比其他替代模型有更好地?cái)M合效果(265.66≤Δχ2(2≤Δdf≤3)≤428.49，p<0.001)，這說明研究1中各變量具有較高的區(qū)分效度。

(3)描述性統(tǒng)計(jì)分析研究1中各變量的描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果見表1。由表1可知，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)與道德推脫呈正相關(guān)(γ=0.57，p<0.01)，與LMX顯著正相關(guān)(γ=0.59，p<0.01)。道德推脫與員工偏離行為顯著正相關(guān)(γ=0.31，p<0.01)，LMX與員工偏離行為呈顯著負(fù)相關(guān)(γ=-0.16，p<0.05)。

表1 變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)(N=155)

(4)研究假設(shè)檢驗(yàn)為檢驗(yàn)道德推脫、LMX在仁慈型領(lǐng)導(dǎo)與員工偏離行為之間的中介作用機(jī)制，本研究使用SPSS軟件中的Process插件進(jìn)行中介效應(yīng)分析(見表2)。本研究選擇Bootstrap進(jìn)行重抽樣回歸，重復(fù)抽樣次數(shù)為5 000，置信區(qū)間水平設(shè)定為95%，Bootstrap檢驗(yàn)的LMX的置信區(qū)間為[-0.50，-0.08]，表明LMX的中介效應(yīng)顯著，且中介效應(yīng)值表示-0.28。由此，假設(shè)1得到支持。道德推脫的置信區(qū)間為[0.21，0.55]，說明道德推脫的中介效應(yīng)顯著，且中介效應(yīng)值表示0.38。由此，假設(shè)4得到支持。

表2 研究1的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果(N=155)

研究1的結(jié)果表明，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對員工的工作偏離行為存在雙刃劍效應(yīng)。通過道德推脫路徑，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)能夠激發(fā)員工產(chǎn)生工作偏離行為；通過LMX路徑，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)則能夠抑制員工產(chǎn)生工作偏離行為，這同本研究的假設(shè)預(yù)期一致。情境實(shí)驗(yàn)的優(yōu)點(diǎn)在于可以檢驗(yàn)因果關(guān)系。但正如李銳等[6]指出，情境實(shí)驗(yàn)也存在一些局限性：①雖然內(nèi)部效度較高，但外部效度不足；②模擬的實(shí)驗(yàn)情境與被試者現(xiàn)實(shí)工作情境存在一定的差異。此外，就研究1而言，還存在如下不足：①測量的雖是員工的工作偏離行為傾向，但卻并非實(shí)際發(fā)生的工作偏離行為；②未考慮領(lǐng)導(dǎo)在團(tuán)隊(duì)層面和邊界條件的影響。針對上述問題，本研究將通過研究2進(jìn)行問卷調(diào)查，對前文提出的研究假設(shè)開展進(jìn)一步檢驗(yàn)，以提高研究結(jié)果的外部效度。

3.2 研究2：問卷調(diào)查

3.2.1研究樣本

在研究2中，有關(guān)調(diào)研數(shù)據(jù)來源于四川省、江蘇省、福建省及上海市的多家盈利性企業(yè)，涉及地產(chǎn)、通信、咨詢、制造業(yè)等多個(gè)行業(yè)，且樣本的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征和背景呈現(xiàn)多元化特點(diǎn)。由于本研究是在團(tuán)隊(duì)層面進(jìn)行的，因此，要求各企業(yè)參與調(diào)研的部門至少有3名員工參加。由于受到疫情防控的影響，相關(guān)問卷調(diào)查只能在線利用即時(shí)通訊工具微信進(jìn)行。

在被調(diào)研企業(yè)的人力資源管理部門的協(xié)助下，課題組聯(lián)系到各部門的領(lǐng)導(dǎo)并發(fā)送有關(guān)微信工作群的二維碼。由各部門的領(lǐng)導(dǎo)本著自愿參與的原則向部門員工告知調(diào)研事宜。在有關(guān)被試(部門員工)成功加入問卷調(diào)研微信群后，對每個(gè)員工備注其所在企業(yè)、部門以及數(shù)字編碼，以此識別員工所在的企業(yè)和團(tuán)隊(duì)，同時(shí)保證問卷調(diào)研的匿名性。為了避免共同方法偏差，本次調(diào)研分3個(gè)時(shí)間階段進(jìn)行。每個(gè)被編號被試通過與其微信編號相同的問卷序列號來匹配3個(gè)時(shí)間階段的調(diào)查問卷。具體如下：①階段1，調(diào)研和測量內(nèi)容包括仁慈型領(lǐng)導(dǎo)、道德推脫、互惠信念和控制變量，總共發(fā)放問卷929份，回收問卷893份。②階段2，調(diào)研和測量內(nèi)容包括道德脫離和LMX，總共發(fā)放問卷893份，回收問卷832份。③階段3，調(diào)研和測量內(nèi)容包括工作偏離行為，總共發(fā)放問卷832份，回收726份，最終問卷回收率為78%。在剔除了少于3個(gè)成員的團(tuán)隊(duì)后，共獲得660名成員，共173個(gè)團(tuán)隊(duì)的有效問卷，問卷回收有效率為71%。在有效樣本中，性別方面，男性占47.1%、女性占52.9%；年齡方面，25歲以下占17.7%、25～35歲占65.2%；教育程度方面，本科及以下占78.9%、碩士研究生及以上占20.6%；工作年限方面，3年以下占34.4%、3～5年占22.2%、6年及以上占43.3%；平均團(tuán)隊(duì)人數(shù)為3.82(SD=1.81)。

3.2.2變量測量

變量測量量表均為國外成熟量表，通過翻譯和反向翻譯程序?qū)⒘勘矸g成中文。除非另有聲明，測量量表大都采用Likert 6點(diǎn)評分法，從1～6表示從“非常不同意”到“非常同意”。

(1)仁慈型領(lǐng)導(dǎo)該量表的測量采用鄭伯壎等[34]編制的量表，共11個(gè)題項(xiàng)，如“我的上司會非常認(rèn)真照顧和他相處了很久的下屬”等。由于仁慈型領(lǐng)導(dǎo)是團(tuán)隊(duì)層面的變量，使用rwg、ICC(1)和ICC(2)指標(biāo)來度量是否具有足夠的組內(nèi)一致性和組間異質(zhì)性。仁慈型領(lǐng)導(dǎo)的ICC(1)和ICC(2)分別為0.39(大于0.05)和0.71(大于0.50)。各個(gè)仁慈型領(lǐng)導(dǎo)團(tuán)隊(duì)的rwg(j)平均值為0.71(大于0.70)。各指標(biāo)表明仁慈型領(lǐng)導(dǎo)是一個(gè)團(tuán)隊(duì)層面構(gòu)念，因此，適合進(jìn)行多層回歸分析。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.93(2)工作偏離行為該量表的測量采用BENNETT等[35]編制的量表，采用Likert 7點(diǎn)評分法，從1～7表示由“從不”到“每天”，共12個(gè)題項(xiàng)，如“我在未經(jīng)允許的情況下上班遲到”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.85。

(3)道德推脫該量表的測量采用MOORE等[36]編制的量表，共8個(gè)題項(xiàng)，如“如果人們只是在做一個(gè)領(lǐng)導(dǎo)吩咐他們做的事，他們就不應(yīng)該為做有問題的事而負(fù)責(zé)”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.83。

(4)領(lǐng)導(dǎo)成員交換該量表的測量采用趙可汗等[32]編制的量表，共7個(gè)題項(xiàng)，如“我很清楚我們團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)是否滿意我的工作表現(xiàn)”等。本研究中，該量表的Cronbach ’sα值為0.86。

(5)道德認(rèn)同該量表的測量采用AQUINO等[30]編制的量表，共10個(gè)題項(xiàng)，如“我強(qiáng)烈渴望擁有這些性格特征”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.87。

(6)互惠信念該量表的測量采用EISENBERGER等[22]編制的量表，共10個(gè)題項(xiàng)，如“如果有人對我提供幫助，我覺得有義務(wù)以某種方式回報(bào)他們”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.91。

(7)控制變量鑒于已有研究證明男性更傾向于不道德行為，以及HOLLINGER等[37]認(rèn)為員工的任期較短更有可能產(chǎn)生工作偏離行為。另外，團(tuán)隊(duì)規(guī)模和職位類別也可能會對本研究的結(jié)果帶來影響。由此，本研究中，將性別、教育程度、年齡、工作年限等作為控制變量。此外，由于工作特征與工作行為有關(guān)，因此，本研究也將其列為控制變量。該變量的測量采用VEN等[38]編制的量表(采用Likert 6點(diǎn)計(jì)分，1～6表示從“非常少”到“非常多”。)，共17個(gè)題項(xiàng)，如“您的部門中工作需要多少技術(shù)知識”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.78。

3.2.3實(shí)證研究結(jié)果

(1)驗(yàn)證性因子分析通過R 3.6.3軟件對本研究中6個(gè)關(guān)鍵變量的區(qū)分效度進(jìn)行分析評估，分析結(jié)果見表3。由表3可知，假設(shè)的六因子模型比其他替代模型有更好的擬合效果(χ2/df=3.28，CFI=0.918，TLI=0.907，RMSEA=0.059，SRMR=0.044)，這說明本研究中各變量具有較高的區(qū)分效度。

表3 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果(N=660，173個(gè)團(tuán)隊(duì))

(2)描述性統(tǒng)計(jì)分析主要變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)系數(shù)見表4。由表4可知，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)分別與道德推脫(γ=0.17，p<0.01)、領(lǐng)導(dǎo)成員交換(γ=0.46，p<0.01)顯著正相關(guān)；道德推脫與工作偏離行為顯著正相關(guān)(γ=0.35，p<0.01)；領(lǐng)導(dǎo)成員交換與員工偏離行為顯著負(fù)相關(guān)(γ=-0.15，p<0.01)；道德認(rèn)同與道德推脫顯著負(fù)相關(guān)(γ=-0.22，p<0.01)；積極互惠信念與LMX顯著正相關(guān)(γ=0.33，p<0.01)。以上結(jié)果與前文提出的研究假設(shè)關(guān)系一致，表明相關(guān)研究假設(shè)得到初步支持。

表4 變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)(N=660)

(3)中介效應(yīng)假設(shè)檢驗(yàn)本研究建立無預(yù)測因子的零模型，以評估工作偏離行為在組間的變異程度。工作偏離行為的ICC(1)為0.34(大于0.06)，表明員工工作偏離行為有34%的差異是由團(tuán)隊(duì)引起的，適合進(jìn)行多層線性回歸分析。使用R 3.6.3軟件進(jìn)行多層線性回歸，有關(guān)結(jié)果見表5。由表5可知，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)與LMX顯著正相關(guān)(模型2，β=0.32，p<0.001)；仁慈型領(lǐng)導(dǎo)與道德推脫顯著正相關(guān)(模型4，β=0.17，p<0.001)；LMX與工作偏離行為顯著負(fù)相關(guān)(模型6，β=-0.17，p<0.001)；道德推脫與工作偏離行為顯著正相關(guān)(模型7，β=0.27，p<0.001)。研究2使用蒙特卡洛模擬進(jìn)行中介檢驗(yàn)，并將模擬次數(shù)設(shè)置為20 000次，結(jié)果顯示仁慈型領(lǐng)導(dǎo)通過領(lǐng)導(dǎo)成員交換對工作偏離行為的間接效應(yīng)不包括0(95% CI[-0.08，-0.03])。由此，假設(shè)1得到支持。仁慈型領(lǐng)導(dǎo)通過道德推脫對工作偏離行為的間接效應(yīng)不包括0(95% CI[0.02，0.07])。由此，假設(shè)4得到支持。

表5 中介作用多層回歸分析(N=660，173個(gè)團(tuán)隊(duì))

(4)調(diào)節(jié)效應(yīng)和被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)首先，將自變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行中心化處理；然后，構(gòu)建交乘項(xiàng)(見表6)。表6中，由模型2可知，互惠信念對仁慈型領(lǐng)導(dǎo)與領(lǐng)導(dǎo)成員交換之間的關(guān)系具有顯著調(diào)節(jié)作用(β=0.12，p<0.01)，因此，假設(shè)2得到支持；由模型4可知，道德認(rèn)同對仁慈型領(lǐng)導(dǎo)與道德推脫之間的關(guān)系具有顯著調(diào)節(jié)作用(β=-0.11，p<0.01)，因此，假設(shè)5得到支持。

表6 調(diào)節(jié)作用多層回歸分析(N=660，173個(gè)團(tuán)隊(duì))

為了直觀顯示互惠信念與道德認(rèn)同的調(diào)節(jié)作用，本研究繪制了交互作用圖(見圖2和圖3)。由圖2可知，當(dāng)下屬的互惠信念較高時(shí)，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)與領(lǐng)導(dǎo)成員交換之間的正向關(guān)系較強(qiáng)；而當(dāng)下屬的互惠信念較低時(shí)，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)與領(lǐng)導(dǎo)成員交換之間的正向關(guān)系較弱。由圖3可知，當(dāng)下屬的道德認(rèn)同較高時(shí)，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)與道德推脫之間的正向關(guān)系較弱；反之，當(dāng)下屬的道德認(rèn)同較低時(shí)，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)與道德推脫之間的正向關(guān)系較強(qiáng)。

本研究使用高于和低于互惠信念均值的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差來操作互惠信念的高低水平，有關(guān)結(jié)果見表7。由表7可知，在互惠信念高的條件下，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)通過領(lǐng)導(dǎo)成員交換對工作偏離行為有顯著的負(fù)向間接影響(M=-0.07，95%的置信區(qū)間不包括0[-0.11，-0.04])；在互惠信念低的條件下，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)通過領(lǐng)導(dǎo)成員對工作偏離行為有顯著的負(fù)向間接影響(M=-0.04，95%的置信區(qū)間不包括0[-0.06，-0.02])。此外，在高低程度的互惠信念下存在顯著差異(Δ=-0.03，95%的置信區(qū)間不包括0：[-0.07，-0.01])。由此，假設(shè)3得到支持。即隨著個(gè)人互惠信念的提高，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)通過LMX對員工工作偏離行為的負(fù)向間接影響變得更強(qiáng)。

表7 較高和較低的互惠信念水平上通過領(lǐng)導(dǎo)成員交換而產(chǎn)生的間接影響

進(jìn)一步，本研究使用高于和低于道德認(rèn)同一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的蒙特卡羅模擬法來檢驗(yàn)道德認(rèn)同的有調(diào)節(jié)的中介作用，有關(guān)結(jié)果見表8。由表8可知，在道德認(rèn)同高的條件下，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)通過道德推脫對工作偏離行為產(chǎn)生的正向間接影響不顯著(M=0.03，95%的置信區(qū)間包括0[-0.00，0.06])；而在道德認(rèn)同低的條件下，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)通過道德推脫對工作偏離行為有顯著地正向間接影響(M=0.07，95%的置信區(qū)間不包括0[0.04，0.11])。此外，在高低程度的道德認(rèn)同下存在顯著差異(Δ=-0.04，95%的置信區(qū)間不包括0[-0.08，-0.01])。由此，假設(shè)6得到支持。

表8 較高和較低的道德認(rèn)同水平上通過道德推脫而產(chǎn)生的間接影響

最后，本研究進(jìn)行多重被調(diào)節(jié)的中介蒙特卡洛模擬檢驗(yàn)(見表9)。由表9可知，在互惠信念高且道德認(rèn)同高的條件下，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對工作偏離行為的負(fù)向間接效應(yīng)顯著(90%的置信區(qū)間不包括0[-0.081，-0.005])；在互惠信念低且道德認(rèn)同低的條件下，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對工作偏離行為的正向間接效應(yīng)顯著(90%的置信區(qū)間不包括0[0.003，0.07])。由此，假設(shè)7得到支持。

表9 較高和較低的互惠信念、道德認(rèn)同水平上的多重中介間接影響

4 結(jié)語

本研究主要得到以下結(jié)論：①LMX和道德推脫在仁慈型領(lǐng)導(dǎo)與員工工作偏離行為的關(guān)系中發(fā)揮著中介作用，即仁慈型領(lǐng)導(dǎo)能通過建立高質(zhì)量的LMX感進(jìn)而抑制員工的工作偏離行為。②仁慈型領(lǐng)導(dǎo)通過增強(qiáng)員工的道德推脫，從而促進(jìn)員工的工作偏離行為。③互惠信念正向調(diào)節(jié)了仁慈型領(lǐng)導(dǎo)與領(lǐng)導(dǎo)成員交換的關(guān)系，即高互惠信念會促進(jìn)仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對領(lǐng)導(dǎo)成員交換的正向影響。④道德認(rèn)同負(fù)向調(diào)節(jié)了仁慈型領(lǐng)導(dǎo)與道德推脫的關(guān)系，即高道德認(rèn)同會減緩仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對道德推脫的正向影響。⑤互惠信念與道德認(rèn)同在仁慈型領(lǐng)導(dǎo)影響工作偏離行為的間接效應(yīng)中發(fā)揮多調(diào)節(jié)作用，當(dāng)互惠信念與道德認(rèn)同都高時(shí)，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)會降低工作偏離行為；當(dāng)互惠信念與道德認(rèn)同都低時(shí)，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)會增高工作偏離行為。這些結(jié)論揭示了仁慈型領(lǐng)導(dǎo)陰暗面的形成機(jī)制，為組織降低工作偏離行為提供了理論依據(jù)。

本研究的理論貢獻(xiàn)在于：①拓展了仁慈型領(lǐng)導(dǎo)的影響后果及其作用機(jī)制的研究?；谏鐣粨Q理論，本研究采用情境實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)仁慈型領(lǐng)導(dǎo)通過領(lǐng)導(dǎo)成員交換對員工的工作偏離行為負(fù)向影響，并采用問卷調(diào)查驗(yàn)證了仁慈型領(lǐng)導(dǎo)作為團(tuán)隊(duì)風(fēng)格與工作偏離行為的負(fù)向間接關(guān)系。從而通過情境實(shí)驗(yàn)和問卷調(diào)查兩種方法，揭示了仁慈型領(lǐng)導(dǎo)與工作偏離行為之間關(guān)系的“黑箱”，提供了僅由截面數(shù)據(jù)無法證明的仁慈型領(lǐng)導(dǎo)與員工的工作偏離行為之間黑箱機(jī)制的因果關(guān)系。②基于道德推脫理論，提出全新視角解釋仁慈型領(lǐng)導(dǎo)存在潛在不良后果的矛盾觀點(diǎn)。以往研究主要強(qiáng)調(diào)仁慈型領(lǐng)導(dǎo)在組織中發(fā)揮的積極作用，通常是基于社會交換、社會認(rèn)同等理論來解釋各變量間的關(guān)系[4,14]。本研究則通過兩個(gè)子研究發(fā)現(xiàn)道德推脫中介了仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對工作偏離行為的正向影響，為揭示仁慈型領(lǐng)導(dǎo)與工作偏離行為的關(guān)系提供新的理論視角。③豐富了仁慈型領(lǐng)導(dǎo)影響的邊界條件。鑒于仁慈型領(lǐng)導(dǎo)在組織有效性的研究存在不同觀點(diǎn)[2,4,6]，本研究引入互惠信念和道德認(rèn)同作為調(diào)節(jié)變量，從理論上說明仁慈型領(lǐng)導(dǎo)何時(shí)以及為何正向或負(fù)向影響工作偏離行為，有助于理清仁慈型領(lǐng)導(dǎo)對工作偏離行為的作用機(jī)理。

本研究的實(shí)踐啟示如下：①領(lǐng)導(dǎo)者通常向員工表現(xiàn)出仁慈，以樹立令人滿意的形象，并賦予跟隨者展示的權(quán)力。然而，這種嘗試取決于兩個(gè)條件，即領(lǐng)導(dǎo)者表現(xiàn)出的仁慈程度以及追隨者的態(tài)度。但當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)為避免批評懲罰下屬而展現(xiàn)仁慈時(shí)，卻可能會誘導(dǎo)員工進(jìn)一步犯更大的錯(cuò)誤。由此，根據(jù)本研究的結(jié)果可知，管理人員可以對下屬表現(xiàn)出仁慈，但必須保持適當(dāng)?shù)乃?。②領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)該在與下屬工作相處的過程中，了解員工的互惠信念水平。與具有較高互惠信念的員工相比，領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)該避免對互惠信念水平較低的員工過度仁慈。這是因?yàn)檩^低互惠信念水平的員工并不會因此產(chǎn)生強(qiáng)烈的LMX，這反而可能會通過道德推脫路徑增強(qiáng)他們的工作偏離行為。③領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)根據(jù)員工的道德認(rèn)同水平的不同，采取不同的行為，而不是以相同的方式對待所有下屬。與具有較高道德認(rèn)同的下屬相比，應(yīng)避免對道德認(rèn)同較低的員工過分仁慈。例如當(dāng)員工犯錯(cuò)時(shí)，還是應(yīng)適當(dāng)給予批評。此外，在招聘員工時(shí)，領(lǐng)導(dǎo)者必須重視員工是否擁有更高的道德認(rèn)同感。

本研究也存在一些局限性：①僅在中國組織情境下收集的數(shù)據(jù)，這可能限制了研究結(jié)果的普適性。由于仁慈型領(lǐng)導(dǎo)在中西方環(huán)境下會有一定的區(qū)別，因此，除中國外，一些亞洲國家也非常重視仁慈型領(lǐng)導(dǎo)。由此，未來研究可從多個(gè)國家收集樣本以提高研究的外部有效性。②在研究2中，通過直接測量員工一年中工作偏離行為的頻率來衡量員工在工作中的不道德水平。但員工偏離行為的最終平均值相對較低(均值=1.60，標(biāo)準(zhǔn)差=0.71)。這可能是由于測量問題包括道德敏感性問題并涉及被試的隱私，從而導(dǎo)致不真實(shí)回答。在測量實(shí)際不道德行為時(shí)，還有一種方法是使用他人評價(jià)。在未來的研究中，可以嘗試由領(lǐng)導(dǎo)來評價(jià)員工過去一年的非道德行為，以更進(jìn)一步驗(yàn)證有關(guān)研究假設(shè)。