劉雪梅 于瑋瑋 賀雨婧

(中南財經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院)

1 研究背景

在瞬息萬變、高度競爭和不確定性較強(qiáng)的社會環(huán)境中，面對風(fēng)險和挑戰(zhàn)的能力成為組織必不可少的競爭力，而員工對于這一組織競爭力的形成具有重要作用。在以往有關(guān)員工主動性行為的研究中，員工主動擔(dān)責(zé)行為因其屬于角色外行為，且具有情境可變性的特點而受到廣泛關(guān)注[1]。已有研究表明，員工主動擔(dān)責(zé)行為能對組織以及員工個人帶來積極影響。但在現(xiàn)實的組織情境中，因受“安分守己”和“不求有功但求無過”等傳統(tǒng)觀念的限制[2]，員工不愿或不敢在組織中主動付出。由此，如何激發(fā)員工主動擔(dān)責(zé)行為已成為理論界與實踐界關(guān)注的焦點問題之一?，F(xiàn)有研究對員工主動擔(dān)責(zé)行為的前因變量進(jìn)行了廣泛探討，除常見的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格及工作特征外，也有研究關(guān)注了團(tuán)隊成員間的相互作用與主動擔(dān)責(zé)行為的關(guān)系，指出團(tuán)隊成員交換及心理集體主義對員工主動承擔(dān)也存在積極作用[3]。但整體而言，從團(tuán)隊角度探討員工主動擔(dān)責(zé)行為影響因素的研究目前仍不多見。隨著互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展，扁平化結(jié)構(gòu)已成為更多組織的選擇，以團(tuán)隊為單位開展工作成為一種常態(tài)。鑒于此，企業(yè)和團(tuán)隊管理者需要認(rèn)識到團(tuán)隊成員在塑造個體的看法、態(tài)度和行為的過程中發(fā)揮著不可忽視的作用；同時，團(tuán)隊成員間平等地交流看法和觀點，亦有助于團(tuán)隊提出新穎有效的問題解決方案。

道德是組織競爭力的內(nèi)生變量，能夠在很大程度上影響組織未來的發(fā)展。團(tuán)隊道德環(huán)境是組織道德水平的重要組成部分，維護(hù)良好的團(tuán)隊道德環(huán)境不僅需要領(lǐng)導(dǎo)者的力量，還需要團(tuán)隊成員的共同努力。

在綜合團(tuán)隊的工作模式以及以往有關(guān)個體道德所有權(quán)和心理所有權(quán)研究的基礎(chǔ)上，HANNAH等[4]提出了團(tuán)隊的集體道德所有權(quán)的概念，將其定義為“對自身行為、周圍人的行為、組織行為或其他集體行為的道德本質(zhì)的個人自主性和感知到心理責(zé)任的程度”。集體道德所有權(quán)對營造和維護(hù)團(tuán)隊環(huán)境發(fā)揮著重要作用，不僅表達(dá)了團(tuán)隊成員對事情的看法，還體現(xiàn)了團(tuán)隊成員善良、真誠和利他的品質(zhì)，創(chuàng)造了較佳的團(tuán)隊環(huán)境?，F(xiàn)有道德所有權(quán)的相關(guān)研究主要從個人角度出發(fā)，且其結(jié)果變量多與道德直接相關(guān)，從團(tuán)隊層面出發(fā)探討集體道德所有權(quán)對員工主動性行為影響的研究相對較為缺乏。

基于以上兩個方面的原因，本研究擬對集體道德所有權(quán)對員工主動擔(dān)責(zé)行為的影響機(jī)制進(jìn)行分析，以期通過相關(guān)探究打開兩者之間的“黑箱”。在中介機(jī)制方面，本研究主要關(guān)注了責(zé)任感知這一變量。當(dāng)團(tuán)隊成員認(rèn)為自己有責(zé)任修正組織中的不道德行為時，其將會在與團(tuán)隊其他成員進(jìn)行社會互動的過程中，通過各種積極信息提升責(zé)任感知，而責(zé)任感知將進(jìn)一步驅(qū)動個體做出有利于組織的行為[5]。區(qū)別于以往研究中從組織情境出發(fā)的社會交換視角，本研究選擇團(tuán)隊層面的社會信息加工理論這一全新的理論視角來探討責(zé)任感知[6]。這其中的主要原因在于：首先，相較于組織整體，個體與所在團(tuán)隊的互動是更為直接且更為充分的，從所在團(tuán)隊獲得的道德信息將更明顯地影響到其責(zé)任感知及后續(xù)行為；其次，團(tuán)隊作為一種社會環(huán)境，包含著一系列的社會信息，團(tuán)隊成員通常會受到團(tuán)隊內(nèi)部信息的影響而調(diào)節(jié)自己的行為和態(tài)度，這一過程始終伴隨著信息的加工與反饋。鑒于此，本研究推斷，當(dāng)個體責(zé)任感知增強(qiáng)時，員工將調(diào)整自己的行為以符合團(tuán)隊和企業(yè)發(fā)展要求[7]，并產(chǎn)生更多的主動性的角色外行為(如主動擔(dān)責(zé)行為)。

在調(diào)節(jié)機(jī)制方面，本研究主要關(guān)注了聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注這一變量。個人的聲譽(yù)是尊重需求之一，也是無形且有價值的資源。聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注反映了個體維護(hù)自己在他人心中正面形象的愿望，衡量了個人對自己在組織中聲譽(yù)的關(guān)注程度，并且個體對聲譽(yù)的關(guān)注會使其更在意他人或組織整體對自己的評價和態(tài)度。已有研究表明，員工主動性行為可能導(dǎo)致領(lǐng)導(dǎo)和同事產(chǎn)生負(fù)面評價，這是因為員工過分表現(xiàn)自己將使領(lǐng)導(dǎo)感到威脅以及讓同事產(chǎn)生嫉妒[8]。相較于一般的員工主動性行為，員工主動擔(dān)責(zé)行為更具有變革導(dǎo)向性和挑戰(zhàn)性的特點[1]，但由于改變現(xiàn)有狀態(tài)有可能損害到組織中部分成員的利益，因此，會使主動擔(dān)責(zé)者在他人心中留下負(fù)面印象，造成個體聲譽(yù)的損害。就本研究而言，高責(zé)任感知程度的員工認(rèn)為自己有責(zé)任去執(zhí)行更多有益于團(tuán)隊的行為，但當(dāng)責(zé)任感知與聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注共同作用時，則可能并不會對員工的主動變革和建設(shè)性行為產(chǎn)生1+1≥2的疊加效應(yīng)。這是因為相應(yīng)的主動擔(dān)責(zé)行為可能造成個人聲譽(yù)的損害。此外，為了維護(hù)個人聲譽(yù)，個體可能采取保守型的策略，即“不求有功但求無過”。由此，聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注可能影響責(zé)任感知對員工主動擔(dān)責(zé)行為的作用強(qiáng)弱。鑒于此，本研究將聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注作為調(diào)節(jié)變量引入研究。

基于以上分析，本研究將結(jié)合社會信息加工理論，探討集體道德所有權(quán)對員工主動擔(dān)責(zé)行為的影響，并引入責(zé)任感知(中介變量)以及聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注(調(diào)節(jié)變量)這兩個變量，以期在現(xiàn)有集體道德環(huán)境與員工主動擔(dān)責(zé)相關(guān)研究的基礎(chǔ)上開展更進(jìn)一步的探究。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 集體道德所有權(quán)與員工主動擔(dān)責(zé)行為

以往關(guān)于道德的影響結(jié)果相關(guān)研究主要集中在道德和不道德行為兩個方面，而影響過程研究多集中在上下級之間，是“自上而下”進(jìn)行的。但在管理實踐中，組織內(nèi)除了上下級之間的互動影響外，員工與其他團(tuán)隊成員之間的互動也是影響組織運(yùn)作的關(guān)鍵因素之一[9]。

道德所有權(quán)代表了一種意念，即認(rèn)為自己有責(zé)任維護(hù)自己所處環(huán)境中的道德水平，并愿意為之挺身而出[10]。道德所有權(quán)可以幫助員工個體在實施道德相關(guān)行為之前進(jìn)行責(zé)任判斷，使其認(rèn)識到自己要逐步采取適當(dāng)?shù)男袆覽11]。已有道德所有權(quán)的研究主要聚焦在個體層面，但隨著團(tuán)隊工作形式的發(fā)展，學(xué)者們認(rèn)為道德所有權(quán)也在團(tuán)隊層面存在。例如，HANNAH等[4]指出，道德所有權(quán)可以從個人層面延伸到集體層面。這是因為道德所有權(quán)可能通過社會認(rèn)同等機(jī)制從個體傳導(dǎo)至同一個團(tuán)隊或組織，它代表一種可以受環(huán)境因素影響的共享的群體心理狀態(tài)。該概念的延伸有助于進(jìn)一步理解集體層面心理狀態(tài)的產(chǎn)生及影響，豐富社會系統(tǒng)互動影響員工工作的相關(guān)研究。在高集體道德所有權(quán)的團(tuán)隊中，維護(hù)道德環(huán)境是團(tuán)隊的共同目標(biāo)。當(dāng)不道德行為出現(xiàn)時，團(tuán)隊成員會及時采取相應(yīng)的行動，以負(fù)責(zé)任的態(tài)度解決團(tuán)隊中的道德問題。

在個體層面，由心理責(zé)任狀態(tài)引發(fā)的行為是個體自發(fā)產(chǎn)生的，屬于主動的角色外行為。員工主動擔(dān)責(zé)行為是個體為改進(jìn)和變革其所處的崗位、團(tuán)隊和組織的運(yùn)作方式，主動超越崗位角色和職責(zé)而付出的建設(shè)性的努力。例如，引進(jìn)新技術(shù)和新程序、修正錯誤的做法以及主動改變原有的工作方式等[12]。社會信息加工理論認(rèn)為，在社會交往和活動過程中，個體會主動收集并分析環(huán)境中與自身相關(guān)的信息，這些收集到的信息會改變個體看待事物的方式，對信息的分析和加工也會使個體重新調(diào)整自己，做出適應(yīng)性的行為決定[6]。由此，團(tuán)隊成員的行為表現(xiàn)和態(tài)度會影響員工個體的認(rèn)知，而認(rèn)知的變化則會影響到員工行為的變化。

已有研究表明，道德所有權(quán)能夠正向影響組織中的道德鼓勵性行為，這類行為在一定程度上超出了道德本身的范疇，將道德所有權(quán)的正向溢出體現(xiàn)在一般工作行為之中。集體道德所有權(quán)是通過社會互動產(chǎn)生的，是集體中個體關(guān)于道德相關(guān)目標(biāo)所有權(quán)意識的一個共享思維模型[13]，主要從參考、目標(biāo)和風(fēng)險3個方面對員工主動擔(dān)責(zé)行為起著積極作用。首先，當(dāng)已有團(tuán)隊成員基于集體道德所有權(quán)做出道德行為時，團(tuán)隊中其他成員便會認(rèn)為該類行為符合團(tuán)隊標(biāo)準(zhǔn)，具有較高的參與價值，即個體會依據(jù)集體道德所有權(quán)伴隨的道德信號來相應(yīng)地調(diào)整自己的看法以及行為，使自身與環(huán)境相融合[6]。其次，團(tuán)隊成員的自主道德監(jiān)督和修正行為有利于讓員工感受到強(qiáng)烈的“主人翁”意識和責(zé)任感，并且認(rèn)為自身有義務(wù)通過主動工作或者超越崗位職責(zé)的行為來實現(xiàn)團(tuán)隊目標(biāo)[14]。最后，團(tuán)隊的集體道德所有權(quán)可以在一定程度上降低團(tuán)隊成員受到質(zhì)疑和負(fù)面評價的風(fēng)險，進(jìn)而促使員工做出主動擔(dān)責(zé)行為[15]。一般而言，高道德所有權(quán)的團(tuán)隊成員會關(guān)注什么是正確或不正確的事情，以及如何處理不正確的事情，而員工主動擔(dān)責(zé)行為則能對團(tuán)隊有幫助，是“正確的事情”，因此，該行為應(yīng)當(dāng)?shù)玫街С趾凸膭?。基于此，這便會向員工傳遞出一種信號，即由員工主動擔(dān)責(zé)造成的團(tuán)隊變革或建設(shè)性行為的失敗不會受到團(tuán)隊成員的排斥和批評，從而降低了員工對有關(guān)風(fēng)險的感知。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1集體道德所有權(quán)顯著正向影響員工主動擔(dān)責(zé)行為。

2.2 集體道德所有權(quán)與員工責(zé)任感知

責(zé)任感知是指個體在心理上認(rèn)為自己對組織發(fā)展負(fù)有責(zé)任，并需要為之努力工作、積極參與各種有利于組織的行為[16]。根據(jù)社會信息加工理論，員工在接受到環(huán)境中傳遞的社會信息時，會對信息進(jìn)行認(rèn)知和評價等一系列的加工過程，進(jìn)而產(chǎn)生心理反應(yīng)。團(tuán)隊的環(huán)境狀態(tài)會產(chǎn)生一種一致性要求，并進(jìn)一步塑造個體對于重要行為的認(rèn)知，團(tuán)隊中其他成員的態(tài)度也會對員工感知外部環(huán)境的方式產(chǎn)生影響[17]。在團(tuán)隊內(nèi)部的社會交往過程中，團(tuán)隊集體的道德心理責(zé)任狀態(tài)能使團(tuán)隊成員堅持進(jìn)行正確和規(guī)范得體的行為，并且贊賞和支持其他成員表現(xiàn)出同樣的行為[18]，從而創(chuàng)造了良好的團(tuán)隊環(huán)境。

集體道德所有權(quán)可視為在工作環(huán)境中，個體與他人或組織進(jìn)行社會交往的過程中所形成的關(guān)于道德本質(zhì)的集體自主性和心理責(zé)任感，即集體認(rèn)為自己對于道德行為負(fù)有責(zé)任，且這種心理狀態(tài)是可延伸的，對員工責(zé)任感知的影響并不局限于道德層面。高集體道德所有權(quán)的團(tuán)隊成員具有強(qiáng)烈的責(zé)任感，以提升團(tuán)隊效能而非個人利益為目標(biāo)，從而向其他員工傳遞了為團(tuán)隊發(fā)展而主動承擔(dān)責(zé)任的信號[18]。另外，團(tuán)隊成員在團(tuán)隊內(nèi)部的互動過程中，彼此對自身的決策和行為相互監(jiān)督和督促，并通過相關(guān)的認(rèn)同或排斥行為來強(qiáng)化自身對這一問題的認(rèn)知[19]。根據(jù)社會信息加工理論，員工會對作為重要情境信息的團(tuán)隊成員的行為進(jìn)行解讀，并會因此深刻認(rèn)識到應(yīng)為團(tuán)隊的發(fā)展而承擔(dān)責(zé)任[20]，從而產(chǎn)生更多的責(zé)任感知。此外，高集體道德所有權(quán)的團(tuán)隊成員會被認(rèn)為是值得信賴的、誠實和善良的，因此，在這類團(tuán)隊中，員工能在同其他成員的互動過程中接收到積極的信息，并通過觀察和學(xué)習(xí)其他團(tuán)隊成員的行為，逐漸內(nèi)化積極的道德價值觀，從而強(qiáng)化自身的責(zé)任感知。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)2集體道德所有權(quán)顯著正向影響員工責(zé)任感知。

2.3 員工責(zé)任感知與員工主動擔(dān)責(zé)行為

以往有關(guān)研究表明，員工責(zé)任感知是員工的積極心理狀態(tài)。在此心理狀態(tài)的指導(dǎo)下，員工會主動履行更多的負(fù)責(zé)任活動，采取有利于團(tuán)隊內(nèi)外部其他人的角色外行為(如創(chuàng)新行為[21]和建言行為等)。當(dāng)員工的責(zé)任感知水平較高時，其不僅會愿意投入時間和精力來完成自己的分內(nèi)工作，也會自愿主動地通過各種方式改進(jìn)自身和團(tuán)隊的工作效率，從而為團(tuán)隊做出貢獻(xiàn)[22]。

社會信息加工理論指出，員工的心理感知會對其后續(xù)的行為情況產(chǎn)生影響。即當(dāng)員工感知到自己所肩負(fù)的團(tuán)隊責(zé)任時，便會調(diào)整自身的行為[7]以適應(yīng)組織或團(tuán)隊的需要。由于員工主動擔(dān)責(zé)行為本身就是一種主動的、不在組織規(guī)定范圍之內(nèi)的角色外行為，因此，本研究推測該行為是個體責(zé)任感知的一種外在表現(xiàn)形式[22]。此外，員工責(zé)任感知可促使負(fù)責(zé)任的個體對自身的行為和決策進(jìn)行反思[23]。例如，在良好的工作關(guān)系中，員工的責(zé)任感知可以促使其感知到更高水平的心理可用性，并以更高水平的工作投入作為對心理可用性的反饋[24]。即當(dāng)個體感知到團(tuán)隊責(zé)任后，會愿意為此付出更多的精力和努力(如為了改善現(xiàn)狀而提出改進(jìn)方案和創(chuàng)新觀點、為解決阻礙團(tuán)隊發(fā)展的問題提出解決方案和采取行動等)。反之，如果員工的責(zé)任感知程度降低，就不愿意額外付出來進(jìn)行回報。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)3員工責(zé)任感知顯著正向影響員工主動擔(dān)責(zé)行為。

鑒于個體對社會信息加工的處理過程為“獲取信息—形成認(rèn)知—行為反應(yīng)”[25]，同時，結(jié)合假設(shè)2和假設(shè)3的內(nèi)容，本研究基于社會信息加工理論推測，員工責(zé)任感知在集體道德所有權(quán)和員工主動擔(dān)責(zé)行為之間發(fā)揮了中介作用。即責(zé)任感知可能是連接集體道德所有權(quán)和員工主動擔(dān)責(zé)行為之間的“橋梁”。對于高集體道德所有權(quán)的團(tuán)隊，其道德行為標(biāo)準(zhǔn)和監(jiān)督責(zé)任等信息會在社會交往過程中傳遞給員工，以增強(qiáng)員工的心理感知。進(jìn)一步地，員工所處的團(tuán)隊環(huán)境也會對其內(nèi)部認(rèn)知產(chǎn)生影響。即團(tuán)隊成員作為一種重要的環(huán)境因素影響員工的內(nèi)在認(rèn)知，會對員工主動擔(dān)責(zé)行為產(chǎn)生重要作用[20]。此外，當(dāng)團(tuán)隊中的成員都能為了團(tuán)隊的發(fā)展而共同努力維護(hù)良好的道德環(huán)境時，個人的訴求便會同團(tuán)隊的期望以及其他成員的行為保持一致，進(jìn)而形成為團(tuán)隊做貢獻(xiàn)的責(zé)任感知[26]，并能積極主動地促進(jìn)團(tuán)隊的建設(shè)性或變革性行為。上述員工積極行為的來源便是團(tuán)隊整體釋放出的道德信息。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)4員工責(zé)任感知在集體道德所有權(quán)影響員工主動擔(dān)責(zé)行為的過程中具有中介作用。

2.4 聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注的調(diào)節(jié)作用

聲譽(yù)是團(tuán)隊對其成員的一系列的看法和評價，作為一種強(qiáng)有力的團(tuán)隊管理工具，它能引導(dǎo)人們在互動前產(chǎn)生對其他個體的行為預(yù)期。好的聲譽(yù)能使人們避免潛在的破壞性伙伴，選擇適合的合作伙伴，從而促使更多的社會交往發(fā)生，進(jìn)而能給個人帶來權(quán)力、社會地位和職業(yè)成功等諸多收益[27]。鑒于此，聲譽(yù)是社會生活中的一種重要資源，聲譽(yù)的價值體現(xiàn)在它能夠影響個體的社會交往過程以及自尊水平。結(jié)合積極聲譽(yù)的形成因素及影響結(jié)果可知，好的聲譽(yù)是個體追求的目標(biāo)，因此，個體往往會對聲譽(yù)非常關(guān)注和維護(hù)。

聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注在本研究模型中的調(diào)節(jié)作用主要可基于以下幾個理論視角進(jìn)行解釋。首先，已有研究指出，當(dāng)考慮引發(fā)建言行為的動機(jī)時，印象管理動機(jī)對建言行為的預(yù)測作用比認(rèn)知動機(jī)的預(yù)測作用更為強(qiáng)烈[28]。由此，可以推論，個人由于關(guān)注他人對自身評價而產(chǎn)生的行為動機(jī)的作用要強(qiáng)于對環(huán)境產(chǎn)生的認(rèn)知動機(jī)的作用?；谡{(diào)節(jié)焦點理論，個體的調(diào)節(jié)焦點系統(tǒng)會影響其對信息的加工，導(dǎo)致不同的行為傾向。例如，高促進(jìn)調(diào)節(jié)焦點的員工更關(guān)注個人收獲和發(fā)展，勇于承擔(dān)風(fēng)險；相反，如果員工的防御調(diào)節(jié)焦點系統(tǒng)占主導(dǎo)地位，其便會更傾向于關(guān)注是否受到損失以及如何規(guī)避風(fēng)險。當(dāng)個體對聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注程度較高時，防御調(diào)節(jié)焦點占據(jù)主導(dǎo)，使其謹(jǐn)慎行動以避免造成聲譽(yù)損失[29]。員工主動擔(dān)責(zé)行為具有變革性、挑戰(zhàn)性和風(fēng)險性的特點，這類行為可能使團(tuán)隊其他成員產(chǎn)生質(zhì)疑，進(jìn)而使此類行為的實施者遭受潛在的聲譽(yù)損失[1]。鑒于此，高聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注的員工不太可能進(jìn)行主動擔(dān)責(zé)行為。其次，與低聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注的員工相比，高聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注的員工對潛在風(fēng)險會更多關(guān)注，更希望維持現(xiàn)狀和穩(wěn)定。盡管責(zé)任感知使個體認(rèn)為對提升組織效能負(fù)有責(zé)任，但當(dāng)員工對聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注程度較高時，其仍然會認(rèn)為需要主動擔(dān)責(zé)的變革性、建設(shè)性行為具有風(fēng)險，不太可能利用現(xiàn)有資源去予以實施，而更有可能采取保守的職責(zé)內(nèi)行為，以避免聲譽(yù)損失。由此，責(zé)任感知和員工主動擔(dān)責(zé)行為之間的正向關(guān)系受到限制。與之相反，當(dāng)員工并不十分關(guān)注自身聲譽(yù)的損失與否時，便會更加敢于承擔(dān)風(fēng)險，對自身負(fù)有有責(zé)任的事情給予更多的行動理由，進(jìn)而產(chǎn)生更多的主動擔(dān)責(zé)行為。

綜合以上基于防御調(diào)節(jié)焦點理論和多種動機(jī)的博弈角度分析可知，聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注可能會負(fù)向影響員工責(zé)任感知和員工主動擔(dān)責(zé)行為之間的關(guān)系[16]。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)5聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注對員工責(zé)任感知和員工主動擔(dān)責(zé)行為之間的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。具體而言，聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注程度越高，員工責(zé)任感知對員工主動擔(dān)責(zé)行為的正向作用越弱；反之，則越強(qiáng)。

本研究的理論模型見圖1。

圖1 研究理論模型

3 研究方法

3.1 數(shù)據(jù)收集與樣本概況

本研究的調(diào)研對象主要是來自于山東、湖北、北京、浙江等省市企、事業(yè)單位的81個工作團(tuán)隊的領(lǐng)導(dǎo)和員工，涉及餐飲、房地產(chǎn)、制造業(yè)、新能源、教育、金融等行業(yè)。調(diào)查問卷主要以線上和現(xiàn)場兩種形式發(fā)放，均以團(tuán)隊為單位實施，采用兩階段的方式收集數(shù)據(jù)，時間間隔為1個月。具體闡述如下：①第一階段，主要收集調(diào)查對象的個人信息和集體道德所有權(quán)、責(zé)任感知和聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注變量的數(shù)據(jù)；②第二階段，向參與第一階段的被試發(fā)放員工主動擔(dān)責(zé)行為調(diào)查問卷。

本研究在第一階段和第二階段中各回收398份問卷和346份問卷，經(jīng)過兩階段數(shù)據(jù)匹配后，初步篩選出完整問卷342份。進(jìn)一步地，在保留匹配后團(tuán)隊內(nèi)部有效問卷數(shù)大于等于3份的數(shù)據(jù)后，共有65個團(tuán)隊符合要求，最終有效問卷為329份，問卷有效回收率約為96.2%。在有效樣本的個體層面中，性別方面，女性占57.4%、男性占42.6%；年齡方面，25歲及以下占59.6%、26～35歲占34.7%，36～45歲占4.5%，46歲及以上占1.2%；職位級別方面，普通員工占82.4%、基層管理者占11.9%，中高層管理者占5.7%。在有效樣本的團(tuán)隊層面中，團(tuán)隊人數(shù)為10人及以下的占67.2%，團(tuán)隊人數(shù)為11人及以上的占比32.8%。團(tuán)隊任期(指個體在所屬團(tuán)隊中工作的時間)方面，3年及以下占83.6%，4～5年的占10.0%，5年以上的員工占6.4%。這一結(jié)果與員工的級別和年齡分布有相似的規(guī)律。

3.2 研究工具

本研究中，相關(guān)核心變量的測量量表均為被廣泛使用且具有良好信效度的國外成熟量表，并嚴(yán)格按照翻譯-回譯方式，先將其翻譯成漢語，隨后將其翻譯回英文與原量表進(jìn)行對比，以確保表達(dá)的一致性和在國內(nèi)文化情境下的適用性。所有量表均采用Likert 5點計分方法，1～5表示從“非常不符合”到“非常符合”。

(1)集體道德所有權(quán)該變量的測量采用ZHANG等[30]在HANNAH等[4]開發(fā)的個人道德所有權(quán)量表基礎(chǔ)上進(jìn)行修訂的量表，并借鑒以往學(xué)者使用的參照轉(zhuǎn)移一致模型，將參照點由個體轉(zhuǎn)換到團(tuán)隊，即將原量表中的“我/他”改為“他們”，以測量集體道德所有權(quán)。該量表共3個題項，如“當(dāng)看到不道德的行為時，他們(團(tuán)隊成員)會承擔(dān)起采取行動的責(zé)任”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.825。

(2)員工責(zé)任感知該變量的測量采用EISENBERGER 等[31]開發(fā)的量表，共6個題項，如“我覺得盡最大努力幫助團(tuán)隊完成目標(biāo)是我的義務(wù)”等。由于本研究的問卷調(diào)研中并非所有調(diào)查對象都需要為客戶服務(wù)，因此，本研究將原量表中的“我盡我所能確保為顧客提供良好的服務(wù)并使其滿意”修改為“我會盡最大努力保證為客戶/團(tuán)隊提供良好的服務(wù)/工作，并使其對我的服務(wù)/工作感到滿意”。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.858。

(3)聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注該變量的測量采用BAER 等[32]開發(fā)的量表，共4個題項，如“我致力于保護(hù)我的聲譽(yù)不受影響”。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.928。

(4)員工主動擔(dān)責(zé)行為該變量的測量采用MORRISON等[1]開發(fā)的量表，共10個題項，如“我經(jīng)常努力解決一些緊急的組織問題”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.953。

(5)控制變量本研究參考以往研究(如文獻(xiàn)[3])的做法，選擇一些常規(guī)的人口統(tǒng)計學(xué)變量作為控制變量(如性別、年齡、教育背景和職位級別等)。此外，團(tuán)隊特征(如團(tuán)隊任期和團(tuán)隊規(guī)模)對于員工態(tài)度和行為將產(chǎn)生一定的影響，因此，也將其納入考量。

4 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

4.1 共同方法偏差檢驗

由于本研究中集體道德所有權(quán)、責(zé)任感知、員工主動擔(dān)責(zé)行為和聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注的測量均采用員工自我報告的方式，雖然本研究已采取兩時段方法收集數(shù)據(jù)，但仍可能出現(xiàn)同源誤差的問題。由此，本研究采用Harman單因素檢測方法針對該問題進(jìn)行檢驗。通過對整個相關(guān)測量量表的23個題項進(jìn)行探索性因子分析，得出4個初始特征值大于1的因子，第一個主成分載荷量占比為27.14%，未超過50%的占比，說明未旋轉(zhuǎn)的單一因子不能解釋大部分變異，即本研究不存在嚴(yán)重的同源方法偏差問題。

4.2 描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析

本研究運(yùn)用SPSS 26.0軟件對329個有效樣本的人口統(tǒng)計學(xué)變量、集體道德所有權(quán)、員工責(zé)任感知、員工主動擔(dān)責(zé)行為和聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注等各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析，各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、變量之間的Perason相關(guān)系數(shù)和顯著性見表1。由表1可知：職位級別(r=0.118，p<0.05)與聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注顯著正相關(guān)，即在團(tuán)隊中職位級別越高越希望能夠保持聲譽(yù)不受損害。團(tuán)隊任期與員工主動擔(dān)責(zé)行為(r=0.166，p<0.01)、聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注(r=0.112，p<0.05)兩個核心變量顯著相關(guān)，即個體在團(tuán)隊任期時間越長，就能夠越快地準(zhǔn)確地接收團(tuán)隊傳遞的信息，進(jìn)而迅速對這些信息做出準(zhǔn)確的判斷并采取相應(yīng)的行動；同時，個體在該團(tuán)隊的時間越長，就越希望維護(hù)自己在團(tuán)隊中的形象和聲譽(yù)。

由表1還可知：集體道德所有權(quán)同員工主動擔(dān)責(zé)行為(r=0.478，p<0.01)和員工責(zé)任感知(r=0.527，p<0.01)都顯著正相關(guān)；員工責(zé)任感知同員工主動擔(dān)責(zé)行為(r=0.507，p<0.01)顯著正相關(guān)。由此，假設(shè)1～假設(shè)3得到了初步支持。同時，本研究對于各個核心變量進(jìn)行了多重共線性診斷，具體參考方差膨脹因子0～10的指標(biāo)。經(jīng)過檢驗發(fā)現(xiàn)，集體道德所有權(quán)(1.634)、責(zé)任感知(1.696)和聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注(1.442)各個核心變量的VIF值均在0～10的標(biāo)準(zhǔn)范圍內(nèi)，因此，本研究中的各變量之間不存在多重共線性。

表1 變量描述性統(tǒng)計及相關(guān)性分析結(jié)果(N個體=329，N團(tuán)隊=65)

4.3 驗證性因子分析

本研究在借鑒競爭模型的基礎(chǔ)上，采用AMOS 21.0分析軟件檢驗變量之間的差異性，進(jìn)行驗證性因子分析，主要涉及集體道德所有權(quán)、員工責(zé)任感知、聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注和員工主動擔(dān)責(zé)行為4個核心變量。首先，對上述4個因子進(jìn)行檢驗；其次，分別合并不同的相關(guān)系數(shù)較大的因子，并對由此獲得的三因子模型、兩因子模型和單因子模型進(jìn)行檢驗，相關(guān)驗證性因子分析結(jié)果見表2。由表2可知，四因子模型的整體擬合程度都符合要求(χ2/df=3.033<5、TLI=0.906>;0.90、CFI=0.917>;0.90、RMSEA=0.079<0.10)。由此，本研究的4個變量之間具有比較好的區(qū)分效度。

4.4 數(shù)據(jù)聚合檢驗

由于本研究需要通過個體評價的形式來測量集體道德所有權(quán)這一團(tuán)隊層面的變量，因此，要將對團(tuán)隊成員中個體的測量數(shù)據(jù)聚合到團(tuán)隊層面，以展開進(jìn)一步分析。首先，借助SPSS 26.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行方差分析獲得組內(nèi)與組間的方差、自由度和F值等；其次，利用所獲得的方差分析結(jié)果計算ICC(1)和ICC(2)，并分別檢驗組內(nèi)成員評分信度和組間平均評分信度(ICC(1)>;0.05，ICC(2)>;0.50)；最后，采用Rwg(j)指標(biāo)來檢驗各個團(tuán)隊內(nèi)部成員回答的組內(nèi)一致性(Rwg(j)≥0.70)，進(jìn)而判斷個體層面數(shù)據(jù)是否能聚合成團(tuán)隊層面數(shù)據(jù)[33]。

表2 驗證性因子分析結(jié)果(N個體=329，N團(tuán)隊=65)

相關(guān)統(tǒng)計結(jié)果顯示：①集體道德所有權(quán)的ICC(1)=0.213，高于0.05的閾值；ICC(2)=0.578，高于0.50的閾值[34]。②集體道德所有權(quán)的Rwg(j)取值范圍為[0.94，1]，且其均值和中位數(shù)分別為0.964、0.971，均高于0.70的閾值。這些數(shù)據(jù)表明，集體道德所有權(quán)在同一團(tuán)隊內(nèi)具有較高的同質(zhì)性，而在團(tuán)隊之間具有顯著的差異性，因此，可以將個體層面數(shù)據(jù)聚合到團(tuán)隊層面。

4.5 假設(shè)檢驗

4.5.1控制變量篩選

已有研究表明，如果選擇的控制變量與結(jié)果變量之間幾乎不相關(guān)(|r|<0.1)，會導(dǎo)致控制變量的自由度降低，進(jìn)而夸大預(yù)測變量和結(jié)果變量之間的關(guān)系[35]。鑒于此，本研究根據(jù)相關(guān)性分析結(jié)果(見表1)，在假設(shè)檢驗部分排除了控制變量中幾乎與核心變量不相關(guān)的兩個變量——教育背景和年齡。

4.5.2直接效應(yīng)與中介效應(yīng)檢驗

本研究采用多層線性模型方法(HLM)，考察不同層次變量間的跨層次關(guān)系，采用分層回歸分析和簡單斜率檢驗聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注的調(diào)節(jié)作用。

首先，由于自變量集體道德所有權(quán)是團(tuán)隊層面變量，對中介變量責(zé)任感知和因變量員工主動擔(dān)責(zé)行為的影響具有跨層次效應(yīng)，因此，本研究首先分析了員工責(zé)任感知和員工主動擔(dān)責(zé)行為的隨機(jī)效應(yīng)(空模型)的單因素方差分析模型，得出組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC值分別為0.278和0.249，符合標(biāo)準(zhǔn)。由此，本研究適合采用考慮到組間差異特性的HLM方法進(jìn)行分析。

其次，由于本研究的研究模型是包含65個團(tuán)隊，共329個員工樣本的跨層次中介模型，因此，需使用帶有限制性最大似然估計法(REML)的MLmed宏插件對集體道德所有權(quán)對員工的責(zé)任感知和主動擔(dān)責(zé)行為的跨層次直接效應(yīng)進(jìn)行檢驗，對員工責(zé)任感知和員工主動擔(dān)責(zé)行為這兩個變量進(jìn)行組內(nèi)和組間固定效應(yīng)的回歸分析。具體結(jié)果分析見表3。

表3 員工主動擔(dān)責(zé)行為的多層次建模結(jié)果

由表3可知，在控制員工的職位類型、目前所在團(tuán)隊的任期以及其團(tuán)隊規(guī)模等變量的影響后，集體道德所有權(quán)跨層次正向影響員工主動擔(dān)責(zé)行為(γ=0.36，S.E.=0.12，p<0.01)和員工的責(zé)任感知(γ=0.68，S.E.=0.07，p<0.001)，因此，假設(shè)1和假設(shè)2得到支持；員工責(zé)任感知對員工主動擔(dān)責(zé)行為具有顯著正向影響(γ=0.49，S.E.=0.14，p<0.001)，因此，假設(shè)3得到支持。

以往研究(如文獻(xiàn)[36])指出了中介效應(yīng)成立的3個條件，即預(yù)測變量X對結(jié)果變量Y有顯著影響；預(yù)測變量X對中介變量M有顯著影響；中介變量M對結(jié)果變量Y有顯著影響來驗證中介變量責(zé)任感知的中介效應(yīng)。由表3可知，本研究已對假設(shè)1(集體道德所有權(quán)→員工主動擔(dān)責(zé)行為)、假設(shè)2(集體道德所有權(quán)→員工責(zé)任感知)和假設(shè)3(員工責(zé)任感知→員工主動擔(dān)責(zé)行為)進(jìn)行了驗證，有關(guān)影響顯著?；诖?，本研究進(jìn)一步通過蒙特卡洛重復(fù)抽樣方法來估計員工責(zé)任感知的中介效應(yīng)，有關(guān)結(jié)果見表3。由表3可知，員工責(zé)任感知在集體道德所有權(quán)與員工主動擔(dān)責(zé)行為間的中介效應(yīng)達(dá)到顯著水平(γ=0.33，S.E.=0.10，p<0.001)。由此，假設(shè)4得到支持。此外，由表3還可知，集體道德所有權(quán)對員工主動擔(dān)責(zé)行為直接作用顯著(γ=0.36，S.E.=0.12，p<0.01)，表示員工責(zé)任感知在模型中起部分中介的作用。本研究對集體道德所有權(quán)與員工主動擔(dān)責(zé)行為之間的跨層次間接效應(yīng)進(jìn)行蒙特卡洛重復(fù)抽樣20 000次，置信區(qū)間結(jié)果為[0.15, 0.54]，該區(qū)間不包含0，再次驗證了中介效應(yīng)顯著。由此，假設(shè)4進(jìn)一步得到支持。

4.5.3聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

本研究中，聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注調(diào)節(jié)了員工責(zé)任感知和員工主動擔(dān)責(zé)行為之間的關(guān)系，核心變量均在同一層面上(Level-1)，因此，采用SPSS 26.0統(tǒng)計分析軟件進(jìn)行分層回歸檢驗簡單調(diào)節(jié)效應(yīng)，有關(guān)結(jié)果見表4。具體步驟如下：首先，對員工責(zé)任感知和聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注兩個變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，以消除多重共線性影響；其次，計算標(biāo)準(zhǔn)化后的兩者交乘項(標(biāo)準(zhǔn)化責(zé)任感知×標(biāo)準(zhǔn)化聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注)；最后，依次將Level-1的控制變量、員工責(zé)任感知和聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注以及交乘項放入進(jìn)行回歸分析。表4中，由模型3可知，標(biāo)準(zhǔn)化后的員工責(zé)任感知和聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注的交乘項對員工主動擔(dān)責(zé)行為有顯著負(fù)向影響(β=-0.288，p<0.001)，且模型3的方差變異量解釋由30.1%上升到37.3%(ΔR2=0.073，p<0.001)，即交乘項的加入增加了對員工主動擔(dān)責(zé)行為的解釋。由此，假設(shè)5得到支持。

表4 聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析(N個體=329，N團(tuán)隊=65)

為了直觀展示聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注的調(diào)節(jié)作用，本研究制作了聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖(見圖2)。由圖2可知，對于聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注水平不同的個體，員工責(zé)任感知對員工主動擔(dān)責(zé)行為的影響效果不同；其中，低聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注個體的責(zé)任感知對員工主動擔(dān)責(zé)行為的影響更為明顯。當(dāng)個體的責(zé)任感知較高時，其對聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注程度越低，對聲譽(yù)損害的擔(dān)憂程度就越低，則有可能執(zhí)行更多的主動擔(dān)責(zé)行為。由此，假設(shè)5得到了進(jìn)一步支持。

圖2 聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖

5 結(jié)論與討論

本研究主要得出以下結(jié)論：①集體道德所有權(quán)引發(fā)員工的主動擔(dān)責(zé)行為；②集體道德所有權(quán)使員工產(chǎn)生員工責(zé)任感知，進(jìn)而做出主動擔(dān)責(zé)行為；③聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注負(fù)向調(diào)節(jié)了責(zé)任感知與主動擔(dān)責(zé)行為的關(guān)系，個人對聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注程度較高時，員工責(zé)任感知對員工主動擔(dān)責(zé)行為的正向作用可能受到削弱；反之，員工責(zé)任感知的正向作用將得到加強(qiáng)。本研究的結(jié)論為集體道德所有權(quán)對員工主動擔(dān)責(zé)行為的具體影響機(jī)制及其邊界條件的相關(guān)研究提供了參考。

本研究的理論貢獻(xiàn)主要在于：①將集體道德所有權(quán)引入相關(guān)實證研究，并擴(kuò)展了道德所有權(quán)的相關(guān)研究理論。以往相關(guān)研究大多集中在個人層面探討道德所有權(quán)[7]，并未探討集體道德所有權(quán)的影響。本研究則將道德所有權(quán)延伸到團(tuán)隊層面，擴(kuò)展了有關(guān)研究的理論邊界。②拓展了員工責(zé)任感知的相關(guān)研究。自從員工責(zé)任感知的概念提出以來，其在領(lǐng)導(dǎo)對員工態(tài)度和行為的影響中的中介作用[26]受到學(xué)界廣泛關(guān)注，但對于其在團(tuán)隊環(huán)境因素和員工行為之間的影響作用的研究仍相對匱乏。而本研究的研究結(jié)果則有助于打開集體道德所有權(quán)與員工態(tài)度和行為之間的“黑箱”，豐富從員工責(zé)任感知的形成與產(chǎn)生影響的理論基礎(chǔ)。③推動個人聲譽(yù)相關(guān)研究?，F(xiàn)有研究中，將個人對聲譽(yù)的關(guān)注作為邊界條件的研究仍相對較少，但在重視“面子”的中國情境下，對聲譽(yù)開展研究非常必要。在本研究中，發(fā)現(xiàn)了聲譽(yù)維護(hù)關(guān)注可能在一定程度上阻止個體主動承擔(dān)責(zé)任，該結(jié)論對個人聲譽(yù)相關(guān)研究(尤其是其可能存在的負(fù)面影響)起到了補(bǔ)充作用。

本研究的管理啟示主要如下：①在團(tuán)隊氛圍方面，管理者可以提供團(tuán)隊自我管理機(jī)會，讓團(tuán)隊成員有權(quán)力共同進(jìn)行自主決策，促使團(tuán)隊成員對個人目標(biāo)和集體目標(biāo)有進(jìn)一步的認(rèn)識。此外，還可以通過組織團(tuán)隊建設(shè)活動、集體娛樂活動等促進(jìn)團(tuán)隊成員之間的合作交流，增強(qiáng)集體認(rèn)同感，進(jìn)而提高集體道德所有權(quán)水平。②在員工個人方面，可以通過加強(qiáng)員工責(zé)任感知方面的教育培訓(xùn)，使用成功案例示范和語言贊美等方式增強(qiáng)員工的責(zé)任感知。同時，對于員工積極主動的角色外行為，管理者應(yīng)及時給予反饋，使得員工感受到高度的信任，主動承擔(dān)更多的角色外積極行為。此外，在普遍重視“面子”的中國組織環(huán)境中，個體可能擔(dān)心自己的聲譽(yù)受到損失而不敢做出過多的主動擔(dān)責(zé)行為。針對這一問題，管理者可以從工作中避免不公平績效評價、緩解壓抑團(tuán)隊氛圍入手，積極主動地與員工進(jìn)行交流溝通，及時對員工進(jìn)行鼓勵，以減輕其對聲譽(yù)損害的擔(dān)憂。

本研究也存在以下局限性：①研究樣本中，被試的人口統(tǒng)計學(xué)變量結(jié)果相對集中(如多集中在35歲及以下且團(tuán)隊任期在3年及以下的基層員工)。在未來研究中，可進(jìn)一步拓寬調(diào)研范圍，擴(kuò)大調(diào)研樣本。②數(shù)據(jù)收集方式存在一定誤差。例如，進(jìn)行問卷調(diào)查之前未對相關(guān)受訪者群體進(jìn)行預(yù)測試和訪談，在一定程度上可能會導(dǎo)致調(diào)查對象誤解問卷題目或過高的自評等情況。另外，將個體層面數(shù)據(jù)聚合到團(tuán)隊層面過程可能也會導(dǎo)致個體認(rèn)知偏差問題，進(jìn)而影響數(shù)據(jù)有效性。③未考慮集體道德所有權(quán)的其他影響。已有研究表明，集體心理所有權(quán)較高可能會產(chǎn)生“占有欲過強(qiáng)”和“嫉妒心極強(qiáng)”的情況，會在個體層面產(chǎn)生負(fù)面影響[37]，而較高的集體道德所有權(quán)同樣有可能產(chǎn)生負(fù)面影響。未來研究可以對此開展進(jìn)一步的深入探討。④未對集體道德所有權(quán)與個人道德所有權(quán)關(guān)系進(jìn)行具體分析。PIERCE 等[37]認(rèn)為，個人的所有權(quán)感知與集體的心理所有權(quán)在一定程度上是共存的，即當(dāng)個人是集體心理所有權(quán)的一員時，其可能在某種程度上認(rèn)為自己是心理所有權(quán)者。未來的研究中，可以進(jìn)一步探索個體道德所有權(quán)與集體道德所有權(quán)兩種心理狀態(tài)在個體感知上的差異，以豐富個人與集體道德所有權(quán)的相關(guān)研究。