程雪蓮 薛 姍 陳宏輝 史麗華

(1.廣東金融學院工商管理學院;2.西北大學經(jīng)濟管理學院;3.中山大學管理學院;4.廣州大學管理學院)

1 研究背景

近年來,由于生活節(jié)奏的加快、職場競爭的加劇,員工消極情緒普遍存在于各類組織中,引發(fā)各種心理問題,進而導致員工離職意愿和反生產(chǎn)行為的頻繁出現(xiàn)。有研究表明,員工的消極情緒和行為會對組織和個人產(chǎn)生顯著的負向影響[1]。鑒于此,如何緩解或抑制員工的消極情緒和行為日益成為學術界和實踐界關注的焦點之一。

管理者作為員工日常密切接觸的對象,他們的表現(xiàn)能夠極大地影響員工的行為,因此,近些年關于領導風格與員工行為關系的研究受到了重視,但相關研究主要關注自戀型領導[2]、倫理型領導[3]等領導風格對員工消極情緒和行為的影響,相對忽視了對責任型領導作用的探討。責任型領導是在全球的商業(yè)環(huán)境中多個利益相關者互動的背景下興起的、有別于傳統(tǒng)領導風格的一種新型領導范式。與其他領導行為相比,責任型領導最突出的特征是跳出了“領導者-追隨者”二元關系的狹隘思維,從傳統(tǒng)的只關注對股東和員工負責,拓展到對社會、環(huán)境等更廣泛的利益相關者負責[4]。換言之,責任型領導并非通過設置道德標準或獎罰措施來影響追隨者的態(tài)度和行為(如倫理型領導),而是通過自身德行、勇于承擔責任的行為感召追隨者,進而以積極互動、民主協(xié)商的方式,調(diào)動組織內(nèi)、外的追隨者參與負責任的實踐[5]。鑒于此,本研究將重點關注責任型領導通過平等對話、民主協(xié)商等方式化解各利益相關者的沖突,積極承擔對經(jīng)濟、社會和環(huán)境的責任,進而如何影響員工的態(tài)度和行為這一管理現(xiàn)象。

以往關于責任型領導對員工影響的研究大多是從積極的一面展開(如責任型領導能促進員工的工作投入[6]等),但對于責任型領導影響員工負面情緒(如離職意愿和反生產(chǎn)行為)的具體機制是什么?以及這種抑制性作用機制的邊界條件又是什么?學術界仍缺乏相關實證研究的支持。事實上,責任型領導勇于承擔對員工、社會以及環(huán)境的責任,更容易激發(fā)員工對組織的認同,這是因為領導通常被員工視為是組織的化身[7]。鑒于此,根據(jù)社會認同理論,本研究選取組織認同作為中介變量。此外,已有研究表明,倫理氛圍通常被認為是一種催化劑,它能夠激活員工的身份認同[8]。由此,本研究基于社會認同理論,以員工的組織認同為中介變量,以倫理氛圍為調(diào)節(jié)變量,探討責任型領導對員工反生產(chǎn)行為和離職意愿的影響機制和邊界條件。

現(xiàn)有研究表明,責任型領導對員工消極行為具有緩解效應[9]?？紤]到本研究旨在探究責任型領導對員工反生產(chǎn)行為和離職意愿的影響機制和邊界條件,在參考有關文獻的處理方法[10]后,本研究將責任型領導能夠影響員工反生產(chǎn)行為和離職意愿這一直接效應假設作為基礎性假設,不在文中贅述提出。總體而言,本研究對于深入理解責任型領導對員工反生產(chǎn)行為和離職意愿的抑制作用具有較為重要的理論意義,并能對企業(yè)管理者采取有效的方式來減少或抑制員工反生產(chǎn)行為和離職意愿提供實踐指導。

2 理論基礎與研究假設

2.1 責任型領導與員工的組織認同

員工的組織認同是一種特殊類型的社會認同,它是指員工以其所屬群體的特征來定義自己的程度[11]。一般而言,個體認同在一定程度上是為了增強自尊。由此,個體傾向于將更多的自我概念投入到有價值的人物角色中,并積極地看待自己的社會身份。此外,由于增強自我概念與自尊的需要,員工更有可能認同一個在屬性、價值觀以及實踐上更具有吸引力與獨特性的組織[10]。

責任型領導是一種遵循道德規(guī)范,與組織內(nèi)外各利益相關者進行平等對話和民主協(xié)商,并在此過程中做到行善與避害,進而建立起信任關系的領導行為[12]。該類領導行為強調(diào)“大愛”,不僅重視對員工的關愛和需求,還主動承擔起對外部利益相關者的責任。從組織認同理論而言,責任型領導對員工的組織認同會產(chǎn)生重要影響。一方面,在日常的管理決策中,責任型領導往往會考慮決策結(jié)果對員工的影響,并且鼓勵員工參與相關決策,這種開放的、包容的領導方式能讓員工感受到尊重,并能提升企業(yè)在員工心目中的形象,促使員工更加愿意成為組織的一員,且擁有更強烈的組織認同。另一方面,責任型領導在決策的過程中,能盡可能地考慮決策的結(jié)果給各利益相關者帶來的各種影響,同時會以開放、包容的態(tài)度接納利益相關者平等對話、參與決策,努力達成互利的結(jié)果。當員工感知到責任型領導者的價值觀與領導行為呈現(xiàn)出與組織的內(nèi)外部利益相關者建立了可持續(xù)的共生關系時,員工會對責任型領導產(chǎn)生信任,進而提高員工對于組織的整體印象。已有研究表明,當員工認為所屬的組織具有吸引力或具有積極的外部形象時,便會產(chǎn)生更高層次的組織認同[13]。由此,提出以下假設:

假設1責任型領導對員工的組織認同具有正向影響。

2.2 組織認同與員工的反生產(chǎn)行為和離職意愿

反生產(chǎn)行為是一種故意損害組織及利益相關者合法權益的員工行為,常見的有辱罵他人、蓄意破壞、生產(chǎn)偏差、撤退和偷盜行為等[14]。離職意愿是指員工試圖或自愿離開工作場所的意愿,它一般會受到個體、工作、組織環(huán)境等多方因素的影響[15]。

關于員工反生產(chǎn)行為和離職意愿的產(chǎn)生原因,可以從社會認同理論找到合理解釋。根據(jù)該理論,高組織認同的員工認為自己的命運與組織的命運交織在一起,進而會與組織同甘共苦[16]。已有研究表明,對組織認同程度越高的成員,就越不會將個人利益與組織利益進行細致區(qū)分,且由于個人與組織的價值觀具有一致性,員工可能更加忠于自己的組織[17]。當員工越認同自己的組織時,就越會將組織的屬性內(nèi)化為自己的屬性,將個人的利益和行為與有利于組織的利益和行為相結(jié)合,就越不會產(chǎn)生損害組織利益的行為(如反生產(chǎn)行為)。

同樣地,員工越認同自己的組織,就會越可能從組織的角度來思考問題,進而越可能按照組織的信仰、規(guī)范和價值觀行事[18]。這樣一來,員工的行為就會更加符合組織對其角色的要求,員工也就更愿意留在組織中。相反,當員工對組織的認同感很弱時,就越會試圖將自己的身份與組織身份區(qū)分開來。當企業(yè)出現(xiàn)經(jīng)營困難或者遭遇經(jīng)營危機時,此類員工就會產(chǎn)生較強的離職意愿。例如,張淑華等[19]的研究發(fā)現(xiàn),組織認同和員工離職意愿之間存在負相關關系。由此,提出以下假設:

假設2組織認同對員工的反生產(chǎn)行為具有負向影響。

假設3組織認同對員工的離職意愿具有負向影響。

2.3 組織認同的中介作用

社會認同理論認為,個體會依據(jù)組織對待自己的方式來形成自我概念和自我定義[11]。領導作為組織的代理者在很大程度上代表了組織的價值觀和行為方式,故其行為會對員工在組織中的自我認知產(chǎn)生直接影響[20],進而影響員工的組織認同。具體而言:一方面,責任型領導積極參與企業(yè)社會責任,并營造關注利益相關者的企業(yè)文化,為員工樹立勇于承擔責任的道德榜樣;另一方面,企業(yè)領導者鼓勵包括員工在內(nèi)的組織內(nèi)外利益相關者,積極參與對話,共同商討解決沖突的倫理措施等,進而增強員工對組織的認同。已有文獻表明,組織認同能夠有效影響員工的態(tài)度和行為[17,19]。即當員工對組織越認同時,他們就會更加認為自我能夠代表組織,因而在態(tài)度與行為上盡力與組織保持一致,為達成組織目標而努力,從而越不可能出現(xiàn)針對企業(yè)的反生產(chǎn)行為。類似地,員工對組織越認同,就會對組織越依戀,越愿意留在企業(yè)之中。由此,提出以下假設:

假設4a組織認同在責任型領導與員工反生產(chǎn)行為之間起中介作用。

假設4b組織認同在責任型領導與員工離職意愿之間起中介作用。

2.4 倫理氛圍的調(diào)節(jié)作用及被調(diào)節(jié)的中介作用

倫理氛圍是指員工對組織中存在的倫理政策和程序所擁有的一種穩(wěn)定的、共同的感知[21]。企業(yè)中的倫理氛圍為員工倫理決策提供了線索依據(jù),能夠引導員工正確管理道德問題,幫助員工識別什么行為是道德的或什么是不道德的[22],為員工在工作環(huán)境中的行為提供指引。

但是,領導對下屬認知和行為的影響作用是會受到某些因素的干擾。以往的文獻大多認為,領導者的行為或人格特征能夠?qū)ο聦佼a(chǎn)生強大的影響。然而領導替代理論卻認為,領導是一個復雜的過程,在某些情況下,個體特征、任務、組織變量都可能會起到替代或抵消領導力的作用,從而降低領導的有效性[23]。本研究認為,倫理氛圍作為組織的情境變量,在某種程度上可以減弱或抵消責任型領導對員工認同的影響作用。當組織倫理氛圍更高時,組織內(nèi)部對倫理相關內(nèi)容有著較為清晰的政策和規(guī)則,信息更加透明,溝通更加順暢。即組織已為成員營造了一個良好的倫理環(huán)境,明確了組織期望員工表現(xiàn)出怎樣的倫理行為。在一個具有強烈倫理道德氛圍的組織中,責任型領導對員工組織認同的影響作用就會減弱。這是因為強烈的倫理文化為員工的行為提供了明確指南,減少了情境的模糊性,使員工更有可能在面臨困境時遵循企業(yè)的倫理道德準則做出道德判斷,其組織認同的形成并不需要依賴于責任型領導所表現(xiàn)出來的感召力和影響力。鑒于此,當組織內(nèi)倫理氛圍水平較高時,責任型領導對員工組織認同的影響作用在一定程度上將會被強倫理氛圍所減弱。相反,當組織的倫理氛圍水平較低時,員工對組織預期的倫理行為并沒有清晰和明確的了解,其組織認同缺乏一種有力的文化指引。此時,責任型領導者所發(fā)揮的引領作用和感召效應就會更加強烈。由此,提出以下假設:

假設5倫理氛圍負向調(diào)節(jié)責任型領導對員工組織認同的影響,即組織倫理氛圍水平越高,責任型領導對員工組織認同的正向效應越弱,反之則越強。

劉東等[24]指出,當自變量X與中介變量M之間的關系受到調(diào)節(jié)變量Z的不同取值發(fā)生增強或減弱變化時,表明中介作用會隨著調(diào)節(jié)變量而發(fā)生改變,這種情況稱為被調(diào)節(jié)的中介作用。基于前文的理論推理,本研究構(gòu)建了一個被調(diào)節(jié)的中介效應模型。具體而言,員工的組織認同中介了責任型領導與員工反生產(chǎn)行為和離職意愿之間的關系,但該中介效應的大小取決于組織倫理氛圍水平。組織倫理氛圍水平越高,責任型領導對員工組織認同的正向影響越小,進而負向調(diào)節(jié)責任型領導通過組織認同對員工反生產(chǎn)行為及離職意愿的影響效應;反之亦然。由此,提出以下假設:

假設6a倫理氛圍負向調(diào)節(jié)組織認同在責任型領導與員工反生產(chǎn)行為關系中的中介作用。即組織倫理氛圍水平越高,組織認同在責任型領導與員工反生產(chǎn)行為關系中的中介作用就越弱,反之則越強。

假設6b倫理氛圍負向調(diào)節(jié)組織認同在責任型領導與員工離職意愿關系中的中介作用。即組織倫理氛圍水平越高,組織認同在責任型領導與員工離職意愿關系中的中介作用就越弱,反之則越強。

根據(jù)前文所述,本研究提出一個整體性的理論框架(見圖1)。

圖1 理論框架

3 數(shù)據(jù)收集與處理方法

3.1 研究對象和調(diào)查過程

本研究選取了廣州、珠海、東莞、深圳等地的107家企業(yè)(涉及房地產(chǎn)、制藥、通訊、金融等行業(yè))來收集相關的調(diào)查數(shù)據(jù)。在調(diào)查初始,本研究團隊與被調(diào)研企業(yè)的高管聯(lián)系,闡明調(diào)研的目的和過程,承諾調(diào)研的匿名性與數(shù)據(jù)的保密性。在得到各企業(yè)高管的明確支持后,首先,本研究團隊請相關企業(yè)的人力資源主管任意抽取20名員工參加本次問卷調(diào)查,并請其提供具體員工的名單;然后,本研究團隊根據(jù)員工的名單對問卷進行編碼,再將編碼問卷的電子鏈接發(fā)給被調(diào)研企業(yè)的人力資源主管,由各企業(yè)的人力資源主管發(fā)放給員工。根據(jù)COOPER等[25]的研究,本研究將高管定義為企業(yè)中擁有副總裁及以上頭銜以及在董事會任職的企業(yè)高層管理人員,包括董事長、總經(jīng)理(總裁)、副總經(jīng)理(副總裁)等。為了讓員工更好地理解高管的含義,本研究在調(diào)研問卷中明確給出高管的定義,并請員工在腦海中選擇一位他最熟悉的企業(yè)高管,并根據(jù)該高管的實際情況與問卷問題的符合程度進行選擇。

為了避免同源偏差,本研究參考了PODSAKOFF等[26]的做法,嚴格采用二階段法進行數(shù)據(jù)調(diào)研。在第一階段(T1)調(diào)研中,由107家企業(yè)的1 774名員工評價企業(yè)高管的責任型領導水平,以及填寫相關的人口統(tǒng)計學信息,共回收來自99家企業(yè)989份有效問卷,問卷有效回收率為55.7%。兩個月后(T2),本研究團隊邀請已完成第一階段調(diào)研的989名員工對組織認同、倫理氛圍、反生產(chǎn)行為、離職意愿等變量進行評價,其中77家企業(yè)的員工返回了問卷,最終獲得有效配對問卷875份,問卷有效回收率為88.5%。

在最終的875份有效樣本中,性別方面,男性共489人,占55.9%;年齡方面,30歲以下占59.2%(518人)、31～45歲占38.5%(337人);學歷方面,大專及以下占51.7%(452人)、本科及在讀(包括函授本科)占45.5%(398人);任職崗位方面,普通員工占69.8%(611人)、基層管理者占18.3%(160人)、中層管理者占10.3%(90人);企業(yè)規(guī)模方面,100人以內(nèi)占29.4%、101～500人占39.2%、501～1 000人占12.8%,1 000人以上占18.6%;行業(yè)類別方面,服務業(yè)占28.9%、制造業(yè)占27.2%、信息技術和通訊業(yè)占22.2%、金融業(yè)占12.3%、其他行業(yè)占9.4%。

3.2 變量測量

本研究的所有變量的測量量表均來自于以往相關研究中的成熟量表,均采用Likert 7點計分,從1～7代表從“完全反對”到“完全同意”的感知分值。

(1)責任型領導該變量的測量采用程雪蓮等[5]開發(fā)的本土化量表,共17個題項,包含“修己安人”“社會情懷”“互動決策”和“長期戰(zhàn)略取向”4個維度。本研究中,該量表的Cronbach’sα值為0.95。

(2)組織認同該變量的測量采用MAEL等[16]開發(fā)的量表,共6個題項,如 “公司的成功就是我的成功”等。本研究中,該量表的Cronbach’sα值為0.89。

(3)倫理氛圍該變量的測量采用SCHWEPKER等[27]修訂的量表,共7個題項,如“我們公司有著正式的、書面的倫理準則”等。本研究中,該量表的Cronbach’sα值為0.89。

(4)反生產(chǎn)行為該變量的測量采用YANG等[28]開發(fā)的量表,共13個題項,如“我會未經(jīng)許可擅自將公司的物資或工具帶回家”等。該測量由員工自評。以往的研究指出,員工自評比同事、主管、下屬等他評更能展現(xiàn)員工在這些行為中的實際參與程度。本研究中,該量表的Cronbach’sα值為0.95。

(5)離職意愿該變量的測量采用SCOTT等[29]開發(fā)的量表,共4個題項,如“我正在考慮離開我目前所在的公司”等。該量表由員工自評。本研究中,該量表的Cronbach’sα值為0.95。

(6)控制變量參照以往有關研究,本研究的控制變量包括員工的性別、年齡、受教育程度以及職位。此外,由于本研究涉及倫理、責任、反生產(chǎn)行為和離職意愿等敏感議題,為了排除社會期望對受訪者回答的影響,本研究亦將社會贊許性量表作為控制變量。

3.3 數(shù)據(jù)處理方法

本研究理論框架模型是一個跨層的關系模型,其中責任型領導和組織倫理氛圍屬于組織層面變量。由此,在開始數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析之前,首先要對個體層面收集的數(shù)據(jù)進行組織一致度Rwg、組內(nèi)相關ICC(1)以及組間相關ICC(2)的檢驗,以評估個體評價的責任型領導與倫理氛圍能否聚合到組織層面。有關結(jié)果表明,責任型領導的Rwg、ICC(1)以及ICC(2)的值分別為0.97、0.11、0.58;倫理氛圍的Rwg、ICC(1)以及ICC(2)的值分別為0.89 、0.16、0.69。根據(jù)以往的研究經(jīng)驗,可以判斷責任型領導和倫理氛圍這兩個變量是能夠聚合到組織層面的,可以進行跨層次分析。本研究采用Mplus 7.0 軟件來處理跨層嵌套模型,進行假設檢驗,用R軟件進行重新抽樣,進而對跨層次的中介效應和多層次被調(diào)節(jié)的中介作用進行檢驗,估計出中介效應以及被調(diào)節(jié)的中介效應的置信區(qū)間。

4 數(shù)據(jù)分析及結(jié)果

4.1 驗證性因子分析

本研究采用驗證性因子分析,檢驗了責任型領導、組織認同、反生產(chǎn)行為、離職意愿和倫理氛圍這5個變量的區(qū)分效度(見表1)。由表1可知,五因子模型的擬合指數(shù)值最理想(χ2=3 444.37;df=1 013;χ2/df=3.40;CFI=0.93;RMSEA=0.05;TLI=0.93;SRMR=0.05),5個變量的區(qū)分效度良好,能夠代表5個不同的構(gòu)念。

表1 驗證性因子分析結(jié)果(N=875)

4.2 描述性統(tǒng)計分析

本研究中,各變量的均值、標準差和相關系數(shù)見表2。由表2可知,責任型領導和組織認同呈現(xiàn)顯著的正向相關性(r=0.36,p<0.01),組織認同與反生產(chǎn)行為(r=-0.36,p<0.01)、離職意愿(r=-0.34,p<0.01)之間呈現(xiàn)顯著的負向相關性。責任型領導與員工的反生產(chǎn)行為(r=-0.25,p<0.01)和離職意愿(r=-0.23,p<0.01)之間呈現(xiàn)顯著的負向相關性。此外,調(diào)節(jié)變量倫理氛圍與組織認同呈現(xiàn)顯著的正向相關性(r=0.43,p<0.01)。這些檢驗結(jié)果為本研究的相關假設提供了初步支持。

表2 各變量描述性統(tǒng)計及相關系數(shù)(N=875)

4.3 假設檢驗

4.3.1組織認同的中介作用檢驗

本研究采用多層線性回歸方法檢驗假設。在進行層級回歸分析之前,本研究對所有涉及變量進行了多重共線性問題的檢驗。結(jié)果顯示,所有變量的方差膨脹因子都低于3,遠遠低于10的標準。這說明,本研究的多元回歸分析不存在多重共線性問題。

本研究采用Mplus 7.0軟件,根據(jù)BARON等[30]提出的中介效應檢驗經(jīng)典3步法進行多層線性回歸,有關層級回歸分析的結(jié)果見表3。表3中,模型1～模型3均為基準模型,包含了本研究中所涉及的所有控制變量。首先,由模型5和模型9可知,責任型領導對員工的反生產(chǎn)行為(β=-0.38,p<0.05)和離職意愿(β=-0.74,p<0.01)均有顯著的負向影響,這與本研究的現(xiàn)實觀測和理論推導一致。其次,由模型2可知,在控制了性別、年齡等人口統(tǒng)計變量和社會贊許性變量之后,責任型領導對組織認同具有顯著的正向影響(β=0.83,p<0.001)。由此,假設1得到支持。最后,由模型6可知,在控制了人口統(tǒng)計變量、社會贊許性變量和責任型領導之后,組織認同對員工的反生產(chǎn)行為具有顯著的負向影響(β= -0.43,p<0.05),因此,假設2得到支持。但此時責任型領導對員工的反生產(chǎn)行為的回歸系數(shù)不再顯著(β=-0.02,n.s.)。鑒于此,可以進一步得出結(jié)論,即組織認同完全中介責任型領導與員工反生產(chǎn)行為之間的關系。類似地,由模型10可知,組織認同對員工的離職意愿有著顯著的負向影響(β= -0.55,p<0.05),因此,假設3得到支持。此時,責任型領導對員工的離職意愿的回歸系數(shù)不再顯著(β= -0.28,n.s.)。由此,可以得出結(jié)論,即組織認同在責任型領導與員工離職意愿之間具有完全中介作用。至此,本研究提出的關于組織認同的中介效應假設4a和假設4b均得到支持。

表3 多層線性回歸分析結(jié)構(gòu)(N=875)

近年來,有研究指出,BARON等[30]提出的中介效應檢驗經(jīng)典3步法存在統(tǒng)計功效低,容易低估第1類錯誤率,且無法直接提供中介效應的置信區(qū)間等缺陷,因此受到學術界的質(zhì)疑。鑒于此,為了準確估計中介效應的大小,本研究通過R3.3.1軟件,運用蒙特卡洛法進行Bootstrapping(20 000次),來計算間接效應的置信區(qū)間。結(jié)果顯示:責任型領導通過組織認同影響員工反生產(chǎn)行為的間接效應為-0.099,95%置信區(qū)間不包括0(LLCI=-0.204,ULCI=-0.021);責任型領導通過組織認同影響員工離職意愿的間接效應為-0.18,95%置信區(qū)間也不包括0(LLCI=-0.372,ULCI=-0.035)。由此,假設4a和假設4b得到進一步支持。

4.3.2倫理氛圍的調(diào)節(jié)效應檢驗

本研究采用跨層回歸分析檢驗倫理氛圍的調(diào)節(jié)效應。表3中,由模型3可知,在控制人口統(tǒng)計學變量之后,責任型領導與倫理氛圍的交乘項對組織認同具有顯著的負向調(diào)節(jié)作用(β=-0.36,p<0.001),假設5得到支持。為了更清晰地呈現(xiàn)上述關系,本研究在回歸分析的基礎上,繪制了調(diào)節(jié)效應的Split-Plot圖(見圖2)。結(jié)果顯示:在低水平的倫理氛圍下,隨著責任型領導水平的提高,員工的組織認同也隨之增加(β=0.462,p<0.001);在高水平的倫理氛圍下,責任型領導對員工組織認同的影響并不顯著(β=0.059,p>0.05)。

圖2 倫理氛圍調(diào)節(jié)責任型領導與組織認同關系的示意圖

4.3.3有調(diào)節(jié)的中介作用檢驗

本研究使用MPLUS 7.0軟件來檢驗有調(diào)節(jié)的中介效應。根據(jù)調(diào)節(jié)變量在兩種不同條件取值下MPLUS程序生成的參數(shù),采用R3.3.1軟件進行蒙特卡洛檢驗(Bootstrap=20 000次),重復抽樣生成復合系數(shù)95%的置信區(qū)間,考察被調(diào)節(jié)的中介效應是否顯著,有關結(jié)果見表4。由表4可知:當倫理氛圍高時,責任型領導通過組織認同對員工反生產(chǎn)行為影響的間接效應為-0.022(95%LLCI =-0.111,ULCI=0.056),區(qū)間包含0;當倫理氛圍低時,責任型領導通過組織認同對員工反生產(chǎn)行為影響的間接效應為-0.175(95%LLCI=-0.323,ULCI=-0.057),區(qū)間不包含0。二者之間存在顯著的差值,為0.153(95%LLCI=0.054,ULCI=0.275)。由此,假設6a得到支持。

表4 被調(diào)節(jié)的中介效應檢驗結(jié)果

由表4還可知:當倫理氛圍高時,責任型領導通過組織認同對員工離職意愿影響的間接效應為-0.040(95%LLCI=-0.200,ULCI=0.105),區(qū)間包含0;當倫理氛圍低時,責任型領導通過組織認同對員工離職意愿的影響的間接效應為-0.318(95%LLCI=-0.584,ULCI=-0.108),區(qū)間不包含0。二者之間存在顯著的差值,為0.278(95%LLCI=0.103,ULCI=0.493)。由此,假設6b得到支持

為了更加深入地展示責任型領導是如何通過組織認同影響員工的反生產(chǎn)行為和離職意愿,本研究使用MPLUS 7.0軟件進行路徑模型分析(見圖3)。由圖3可知,責任型領導能夠正向影響員工的組織認同(β=0.26,p<0.01),進而對員工的反生產(chǎn)行為(β= -0.38,p<0.001)和離職意愿(β= -0.69,p<0.01)產(chǎn)生顯著的負向影響。責任型領導和倫理氛圍的交乘項對組織認同具有顯著的負向調(diào)節(jié)作用(β=-0.36,p<0.001)。此路徑分析結(jié)果與層級回歸分析的結(jié)果相一致。

圖3 路徑模型分析結(jié)果

5 研究結(jié)論、理論貢獻與管理啟示

本研究主要得出以下結(jié)論:①責任型領導能夠重塑企業(yè)在員工心目中的良好形象,從而顯著提升員工對組織的認同感。②員工如果在價值觀等方面高度認同自己的組織,就更樂意將個人的屬性和利益與組織綁定在一起,從而減少反生產(chǎn)行為或降低離職意愿。換言之,在責任型領導負向影響員工反生產(chǎn)行為和離職意愿的作用機制過程中,員工的組織認同發(fā)揮著關鍵中介作用。③當組織建立起較為濃厚的倫理氛圍時,責任型領導者個人對員工組織認同感的作用就會相對降低;相反,當組織的倫理氛圍較弱時,常常需要責任型領導者發(fā)揮個人的影響力,才能提升員工對組織的認同感,進而降低員工的反生產(chǎn)行為和離職意愿。換言之,倫理氛圍在這層關系中發(fā)揮著負向調(diào)節(jié)作用。

本研究的理論貢獻主要在于:①從員工負向行為的角度拓展了責任型領導影響效應的研究。以往的研究主要關注責任型領導如何影響員工的正向行為,但對于員工負面行為的關注相對不足。鑒于此,本研究實證檢驗了責任型領導對員工負向行為的影響,豐富了責任型領導在抑制員工負向行為方面的理論研究。②從社會認同理論的視角拓寬了責任型領導影響機制的研究。以往研究主要是從員工社會學習的角度探討責任型領導如何影響下屬行為,而本研究則是從社會認同這一新視角出發(fā),探討責任型領導影響員工負向行為的中介機制,為深入探討責任型領導的影響效應及機制提供了新的思路。③從組織層面的角度擴展了責任型領導作用效果的邊界研究。以往關于責任型領導作用效果的邊界條件研究主要考慮個體層面的因素(如員工的長期導向[31]、領導正直度[9]等),但對組織層面的影響因素探討較少。鑒于此,本研究從組織層面剖析倫理氛圍在責任型領導影響員工負向行為過程中的邊界效應,將責任型領導邊界條件方面的研究拓展至跨層視角,同時回應了程墾等[32]對于進一步探討與組織相關的抑制性因素的呼吁。

本研究的管理啟示主要在于:①對于員工而言,不能僅看其在言語上對領導者的順從,更應該關注員工是否發(fā)自內(nèi)心地尊重領導者和認同組織。在此方面,可大力促進員工將組織理念內(nèi)化于心,鼓勵員工與組織同甘共苦,并為達成組織目標而盡心盡力。②對于領導者而言,特別要從行為上展現(xiàn)出責任擔當,只有這樣方可對員工產(chǎn)生巨大的影響力和感召力,進而降低員工的反生產(chǎn)行為和離職意愿。③對于組織發(fā)展而言,既要重視責任型領導的培養(yǎng),也要重視組織倫理氛圍的建設。具體而言,當企業(yè)處于初始創(chuàng)業(yè)階段時,企業(yè)要重視責任型領導對員工的示范作用,同時關注倫理氛圍的創(chuàng)建與維護;當企業(yè)步入成長與成熟階段,則應更重視企業(yè)內(nèi)部倫理氛圍的建設,健全企業(yè)倫理規(guī)范與制度約束,為員工提供行為指南。這樣即便是在企業(yè)領導缺位時,員工仍能按照企業(yè)的倫理道德準則做出正確的判斷和決擇。

6 研究局限與未來研究展望

本研究也存在一些局限有待完善:①僅將責任型領導的研究對象界定為企業(yè)高管人員,未來還可以考慮層級距離(如探討責任型領導的“涓滴效應”),即高層領導如何通過影響中層管理者、基層管理者的心理狀態(tài)與行為進而影響員工的態(tài)度與行為。②雖然采用了兩階段的數(shù)據(jù)收集方法,但變量的測量僅采用員工自陳的方式進行,盡管統(tǒng)計結(jié)果未顯示出明顯的共同方法偏差問題,但未來研究仍需要采用多來源、動態(tài)追蹤的數(shù)據(jù)測量。③只關注了社會認同理論視角下責任型領導影響員工行為和態(tài)度的中介機制及邊界條件,未來研究還可以挖掘其他中介變量和調(diào)節(jié)變量,進一步豐富學者們對責任型領導影響機制和適用情境的研究。