1前言

在當(dāng)前反腐倡廉工作深入推進(jìn)的社會(huì)背景下，員工旨在使整個(gè)家庭或特定家庭成員受益，但違反社會(huì)或組織道德規(guī)則、規(guī)范、標(biāo)準(zhǔn)、法律或法規(guī)的行為受到了越來(lái)越多的關(guān)注，這一類行為被稱為不道德親家庭行為（Unethical Pro-Family Behavior，Liuetal.，2020，p.639）。不道德親家庭行為的例子包括幫助不符合任職資格的家庭成員在組織謀取職位（例如，裙帶關(guān)系）或?qū)⒓彝ラ_(kāi)支偽裝成工作開(kāi)支進(jìn)行報(bào)銷（Chengetal.，2022；Liuetal.，2020;Wang，Chenetal.，2024）。此類行為在組織中十分普遍，如Cheng等（2022）進(jìn)行的一項(xiàng)調(diào)查表明，在345名員工中， 92.17% 的員工報(bào)告在日常工作中至少參與了一種形式的不道德親家庭行為。此外，不道德親家庭行為因其潛在的巨大代價(jià)而備受關(guān)注（Liuetal.，2023）。鑒于其普遍性和可能帶來(lái)的嚴(yán)重后果，組織已將其列為亟待解決的問(wèn)題。為應(yīng)對(duì)這一挑戰(zhàn)研究者和管理者探索了遏制不道德親家庭行為的策略。其中，削弱其誘導(dǎo)因素成為關(guān)鍵的一環(huán)，包括削弱家庭動(dòng)機(jī)（Liuetal.，2020），遏制職場(chǎng)欺凌（Yaoetal.，2022）以及減少非工作時(shí)間的工作聯(lián)系（Liuetal.，2023）。同時(shí)，強(qiáng)化抑制因素同樣重要，比如培養(yǎng)領(lǐng)導(dǎo)者的自我犧牲精神（Hou etal.，2023）和倡導(dǎo)家庭支持型的主管行為（Chengetal.，2022）。

盡管不道德親家庭行為已引發(fā)研究人員的廣泛關(guān)注，但多數(shù)研究集中在探討其前因（例如，Liuetal.，2023;Yaoetal.，2022；Wang，Chenetal.，2024;毛孟雨等，2022），對(duì)其潛在后果卻鮮有關(guān)注。本研究認(rèn)為，理解這些影響至關(guān)重要，它們是完善不道德親家庭行為研究法理網(wǎng)絡(luò)的關(guān)鍵一環(huán)。不道德親家庭行為具有親家庭和不道德的雙重特性，使其與傳統(tǒng)不道德行為相區(qū)別（Liuetal.，2020，p.643）。因此，簡(jiǎn)單地將傳統(tǒng)不道德行為的影響套用于不道德親家庭行為可能導(dǎo)致理解上的偏頗和局限。探討不道德親家庭行為的后果有助于更全面地認(rèn)識(shí)這種行為的本質(zhì)，并從影響效應(yīng)上揭示其與傳統(tǒng)不道德行為的異同。事實(shí)上，商業(yè)道德研究強(qiáng)調(diào)，要全面理解不道德行為，必須深入探討其對(duì)員工、組織和其他利益相關(guān)者的影響，以及背后的機(jī)制和邊界條件（Chen etal.，2023，p.866）。本研究的重點(diǎn)是不道德親家庭行為的后果、機(jī)制和邊界條件，有助于產(chǎn)生不道德親家庭行為的整個(gè)周期的知識(shí)，增強(qiáng)新興的不道德親家庭行為文獻(xiàn)。同時(shí)，工作與家庭是相互影響的兩個(gè)領(lǐng)域（Iliesetal.，2017）。不道德親家庭行為發(fā)生在職場(chǎng)之中，是獲益對(duì)象在家庭領(lǐng)域但會(huì)損害工作領(lǐng)域利益的不道德行為，其后果可能涉及工作和家庭兩個(gè)領(lǐng)域（Liu etal.，2020；Wang，Chenetal.，2024）。通過(guò)同時(shí)探討不道德親家庭行為對(duì)員工工作和家庭的影響，能夠?qū)σ酝饕P(guān)注工作相關(guān)結(jié)果的不道德行為研究進(jìn)行補(bǔ)充和推進(jìn)（Tangetal.，2020;Wangetal.，2022）。實(shí)踐上，不道德親家庭行為的后果研究有助于引起組織管理者對(duì)此類行為的注意，幫助他們了解為何此類行為在組織中持續(xù)存在，并引導(dǎo)制定干預(yù)計(jì)劃，預(yù)防或減少其對(duì)組織的潛在損害。

本研究認(rèn)為當(dāng)前的研究?jī)H觸及了不道德親家庭行為現(xiàn)象的部分面貌。一些更緊迫和重要的問(wèn)題是：?jiǎn)T工表現(xiàn)出不道德親家庭行為的后果什么？其深層的作用機(jī)制與邊界條件又是如何？為了回答上述問(wèn)題，本研究基于不確定性-認(rèn)同理論（Uncertainty-Identity Theory;Hogg，2007）探討不道德親家庭行為對(duì)員工工作和家庭生活的影響，以及其作用機(jī)制和邊界條件。不確定性-認(rèn)同理論表明，個(gè)體在面對(duì)與自我（價(jià)值觀、態(tài)度和行為）相關(guān)的矛盾或不確定性時(shí)，會(huì)尋求群體認(rèn)同以減少不確定性（Hogg，2007，2022）。因?yàn)槿后w認(rèn)同的過(guò)程不僅闡明了個(gè)體在社會(huì)中的位置，還錨定了其應(yīng)該如何思考、感受和表現(xiàn)（Halesamp; Williams，2018；Hogg，2007，2012；Rastetal.，2012）。不道德親家庭行為是一種道德矛盾行為，具有不道德和親家庭雙重屬性（Liuetal.，2020；Yaoetal.，2022）。在雙重屬性的共同作用下，從事這種道德矛盾行為會(huì)讓個(gè)體產(chǎn)生“我是誰(shuí)”、“我該如何做\"的不確定性（Tenbrunseletal.，2010；Wangetal.，2022）。這種不確定性既來(lái)源于不道德親家庭行為本身的道德困境——違背組織道德規(guī)范來(lái)追求家庭利益和遵守組織道德之間的沖突，也來(lái)源于員工對(duì)自身家庭角色和社會(huì)責(zé)任認(rèn)知的模糊與混亂（Liuetal.，2020）。因此，根據(jù)不確定性-認(rèn)同理論，員工從事不道德親家庭行為后會(huì)尋求家庭認(rèn)同（FamilyIdentification），以此緩解在不道德親家庭行為雙重屬性的綜合作用下產(chǎn)生的不確定性。家庭認(rèn)同是指?jìng)€(gè)體與家庭的一致性或歸屬感的感知，反映了個(gè)體對(duì)家庭身份認(rèn)可與接受的程度（Bagger etal.， 2008;Dumasamp; Stanko，2017；嚴(yán)鳴，鄭石，2024）。這種認(rèn)同具有動(dòng)態(tài)性和情境性，可以隨著時(shí)間和情境的變化而動(dòng)態(tài)調(diào)整（Bernardes，1985；Cigoliamp;Scabini，2006）。此外，盡管不道德親家庭行為違背了組織普遍的道德標(biāo)準(zhǔn)，但這種行為所體現(xiàn)的對(duì)家庭利益的維護(hù)可能促使作為家庭成員的員工對(duì)不道德行為進(jìn)行道德評(píng)價(jià)，從而增強(qiáng)他們的家庭認(rèn)同感。因此，結(jié)合不確定性-認(rèn)同理論的核心邏輯和不道德親家庭行為的雙重屬性，本研究認(rèn)為家庭認(rèn)同是不道德親家庭行為的近端結(jié)果，并作為中介機(jī)制連接不道德親家庭行為對(duì)員工后續(xù)行為的影響。

此外，不確定性-認(rèn)同理論提出，認(rèn)同不僅幫助個(gè)體明確自己是誰(shuí)以及應(yīng)該如何去表現(xiàn)，還提供了個(gè)人努力和資源流動(dòng)的方向—促使個(gè)體在其認(rèn)同的領(lǐng)域內(nèi)積極投入，并展現(xiàn)出與認(rèn)同身份相契合的行為，減少不契合的行為（Hogg，2007，2022）。根據(jù)該理論，本研究預(yù)期在參與不道德親家庭行為后，員工會(huì)提升家庭認(rèn)同感，這有助于減少家庭不文明行為（FamilyIncivility，被定義為意圖模糊、違反家庭相互尊重規(guī)范的低強(qiáng)度越軌行為；Limamp;Tai2014，p.351），但也會(huì)削弱其在工作場(chǎng)所的正面行為表現(xiàn)，即組織公民行為（OrganizationalCitizenshipBehavior，被定義為員工從事的任何有利于組織的自由裁量的個(gè)人角色外行為;Organ etal.，2006，p.3）。我們將家庭不文明行為的減少作為不道德親家庭行為在家庭領(lǐng)域的間接后果，因?yàn)楫?dāng)員工認(rèn)同其家庭時(shí)，他們會(huì)優(yōu)先把資源分配到家庭領(lǐng)域而非工作領(lǐng)域，并執(zhí)行與其家庭身份一致的行為，減少不一致的行為（嚴(yán)鳴，鄭石，2024）。家庭不文明行為違反家庭相互尊重的規(guī)范，是破壞家庭身份的一種行為（Limamp;Tai，2014），當(dāng)不道德親家庭行為提升家庭認(rèn)同時(shí)，員工會(huì)減少?gòu)氖逻@種不符合家庭身份的行為。此外，我們聚焦于組織公民行為的減少作為不道德親家庭行為在工作領(lǐng)域的間接后果，因?yàn)椴淮_定性-認(rèn)同理論指出個(gè)體傾向于支持認(rèn)同的群體，但不愿為外部群體做出額外貢獻(xiàn)（Hogg，2007，2022）。當(dāng)員工對(duì)家庭的認(rèn)同感增強(qiáng)時(shí)，他們可能會(huì)更多地將情感和資源投人到有利于家庭的行為當(dāng)中，從而較小可能表現(xiàn)出旨在幫助組織的自愿性和超越工作職責(zé)的行為，即組織公民行為。因此，本研究?jī)?yōu)先考慮家庭不文明行為和組織公民行為，不僅因?yàn)樗鼈儗?duì)家庭和諧和工作的重要性，還因?yàn)樗鼈冊(cè)诓淮_定性-認(rèn)同理論的理論框架內(nèi)，從而產(chǎn)生一個(gè)連貫而簡(jiǎn)潔的框架來(lái)理解不道德親家庭行為的綜合后果。

本研究進(jìn)一步探討上述效應(yīng)的邊界條件，提出道德認(rèn)同中心性（Moral Identity Centrality）在其中的調(diào)節(jié)作用。道德認(rèn)同中心性是指?jìng)€(gè)人根據(jù)典型的道德特征（如關(guān)心他人、公平、勤奮和樂(lè)于助人）來(lái)定義自己的程度（Aquino amp; Reed，2002；Heet al.，2014）。不確定性-認(rèn)同理論的相關(guān)研究表明，這種根據(jù)道德特征來(lái)定義自我的程度對(duì)于個(gè)體評(píng)價(jià)不道德親它性行為具有重要影響，進(jìn)而成為調(diào)節(jié)不道德親它性行為影響后效的關(guān)鍵因素（Chenetal.，2023；Tangetal.，2022）。較高的道德認(rèn)同中心性將激活自我道德認(rèn)知并以之規(guī)范個(gè)體行為（Heetal.，2014），從而弱化不道德親家庭行為與家庭認(rèn)同的積極關(guān)系。本研究引人道德認(rèn)同中心性作為調(diào)節(jié)變量，不僅有助于更全面地理解不道德親家庭行為的影響機(jī)制，還能為組織應(yīng)對(duì)此類行為提供有針對(duì)性的建議。此外，先前的研究雖然探討了一些不道德行為對(duì)員工后續(xù)積極或消極行為反應(yīng)的影響（Lianetal.，2022;Liuetal.，2021），但多基于橫截面問(wèn)卷或日記研究，未能揭示其長(zhǎng)期效應(yīng)。鑒于先前研究指出，不道德親它性行為（例如，不道德親組織行為）所帶來(lái)的積極影響往往短暫，長(zhǎng)期可能偏離其親社會(huì)初衷，對(duì)組織及利益相關(guān)者造成損害（Umphressetal.，2010）。本研究預(yù)期不道德親家庭行為的積極影響具有時(shí)效性，并進(jìn)一步探討其積極后效的時(shí)間窗效應(yīng)，考察其是否隨時(shí)間流逝而減弱甚至反轉(zhuǎn)。圖1展示了本研究的理論模型。

本研究的理論貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下四個(gè)方面。第一，本研究通過(guò)將不道德親家庭行為的關(guān)注點(diǎn)從前因研究轉(zhuǎn)向后果研究并探討其后果隨時(shí)間的動(dòng)態(tài)變化，有助于推動(dòng)不道德親家庭行為的研究更加全面深入，為相關(guān)領(lǐng)域的研究提供新的思路和啟示。第二，本研究通過(guò)對(duì)家庭認(rèn)同中介作用的探究，揭示了不道德親家庭行為對(duì)員工工作和家庭生活產(chǎn)生影響的內(nèi)在機(jī)制，深化了對(duì)不道德親家庭行為影響機(jī)理的理解。第三，本研究對(duì)道德認(rèn)同中心性調(diào)節(jié)作用的考察，為不道德親家庭行為何時(shí)在員工工作和家庭發(fā)揮作用提供了重要著眼點(diǎn)，進(jìn)一步豐富了不道德親家庭行為研究的理論根基，也能為組織干預(yù)不道德親家庭行為提供管理啟示。第四，本研究依托不確定性-認(rèn)同理論框架開(kāi)展不道德親家庭行為的影響后效和機(jī)制研究，既揭示了不道德親家庭行為的矛盾性質(zhì)，同時(shí)也為工作-家庭界面交叉研究領(lǐng)域做出了貢獻(xiàn)。

1.1 不道德親家庭行為與家庭認(rèn)同

根據(jù)不確定性-認(rèn)同理論（Hogg，2007），本研究提出，員工從事不道德親家庭行為會(huì)引發(fā)其家庭認(rèn)同感。不確定性-認(rèn)同理論表明，人們天生有動(dòng)機(jī)去減少關(guān)于“我是誰(shuí)\"和“我該如何做\"的不確定感，而加入或認(rèn)同一個(gè)群體是人們減少關(guān)于自我的不確定感的有效途徑（Hogg，2012，2022）。不道德親家庭行為是一種道德矛盾行為（Liuetal.，2020），參與這類行為的個(gè)體容易在違背組織道德規(guī)范來(lái)幫助家庭獲利和遵守組織道德之間感到迷茫，從而產(chǎn)生關(guān)于自我行為的不確定性。根據(jù)不確定性-認(rèn)同理論的核心邏輯，不道德親家庭行為將驅(qū)動(dòng)員工尋求家庭認(rèn)同，以減少不確定性帶來(lái)的不適感。不道德親家庭行為具有雙重特性一—行為的初衷是使整個(gè)家庭或特定的家庭成員受益，但其本質(zhì)是不道德的，涉及濫用組織資源，以犧牲組織利益為代價(jià)（Liuetal.，2020;Chengetal.，2022）。正如“夏娃想要蘋果，但知道不應(yīng)取食”（Bazerman et al.，1998，p.225），員工在進(jìn)行不道德親家庭行為時(shí)也認(rèn)識(shí)到這種行為是不道德的。此時(shí)，他們會(huì)面臨“想要”自我和“應(yīng)該”自我的困惑和矛盾體驗(yàn)。在不道德親家庭行為的情境下，員工的“想要”自我是為家庭獲得直接利益，而他們的\"應(yīng)該”自我是成為一個(gè)有道德的組織成員。當(dāng)員工進(jìn)行不道德親家庭行為時(shí)，“應(yīng)該\"自我（即成為一個(gè)有道德的人）和不道德行為（即不道德親家庭行為）之間的沖突可能導(dǎo)致員工產(chǎn)生“我是誰(shuí)\"的困惑。根據(jù)不確定性-認(rèn)同理論，這種不確定感會(huì)驅(qū)使員工增強(qiáng)家庭認(rèn)同來(lái)解決關(guān)于其身份疑慮。因?yàn)楫?dāng)員工認(rèn)同其家庭時(shí)，他們不僅能夠明確自己在社會(huì)中的定位一—即作為一名出色的家庭成員，還錨定了其思考、感受及行為方式（Hales amp; Williams，2018;Hogg，2007，2022）。此外，不道德親家庭行為并存親家庭行為的初衷與違背組織道德規(guī)范的特性，凸顯了家庭和工作角色之間出現(xiàn)的不兼容的行為期望，員工會(huì)在違背組織道德標(biāo)準(zhǔn)來(lái)幫助家庭還是遵守組織道德規(guī)范之間感到迷茫與掙扎（Hou etal.，2023；Liu etal.，2020，2023）。因此，當(dāng)員工從事此類行為時(shí)，將產(chǎn)生“我該如何做\"的不確定感。依據(jù)不確定性-認(rèn)同理論，員工將增強(qiáng)家庭認(rèn)同，從而將不道德親家庭行為合理化為符合家庭身份和價(jià)值觀的行為方式，以減少該如何行為的不確定性?；谏鲜龇治?，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：?jiǎn)T工從事不道德親家庭行為會(huì)提升家庭認(rèn)同。

1.2 家庭認(rèn)同的中介作用

本研究預(yù)期家庭認(rèn)同會(huì)降低員工的家庭不文明行為。家庭不文明行為相較于工作場(chǎng)所中的同類行為更為隱蔽，常被忽視，然而其對(duì)組織與家庭均有不容忽視的消極影響（Sharmaamp;Mishra，2021）。因此，確定能有效抑制家庭不文明行為的因素成為理論與實(shí)踐研究關(guān)注的重點(diǎn)議題。本研究認(rèn)為，家庭認(rèn)同是其中的關(guān)鍵因素。不確定性-認(rèn)同理論提出，一旦個(gè)體認(rèn)同某一群體并視自己為其成員，便會(huì)自覺(jué)擁有該群體的典型特質(zhì)和屬性，并能夠明確自己是誰(shuí)以及應(yīng)該如何去表現(xiàn)（Hogg，2022）。根據(jù)不確定性-認(rèn)同理論，當(dāng)員工對(duì)家庭產(chǎn)生認(rèn)同，他們會(huì)視自己為家庭的重要成員，并了解自己應(yīng)該對(duì)家庭的態(tài)度以及行為規(guī)范（Hogg，2007，2022）。這種認(rèn)同會(huì)促使員工將家庭利益與自身利益緊密結(jié)合，以家庭利益為導(dǎo)向規(guī)范自身行為（Putnam，2007）。因此，家庭認(rèn)同感強(qiáng)的員工更不可能參與傷害家庭的破壞性行為，如忽視或傲慢對(duì)待家庭成員等不文明行為。不確定性-認(rèn)同理論的相關(guān)研究也顯示，家庭認(rèn)同與員工的家庭責(zé)任感緊密相連（崔麗娟等，2013）。這種責(zé)任感促使他們?cè)诩彝ブ袪I(yíng)造平等、互愛(ài)和尊重的關(guān)系，從而更不可能貶低、侮辱或在社交活動(dòng)中排斥家人，即家庭不文明行為。此外，家庭認(rèn)同反映了個(gè)體對(duì)家庭群體或家庭領(lǐng)域的認(rèn)可程度，認(rèn)同家庭的員工會(huì)執(zhí)行和家庭身份一致的行為（嚴(yán)鳴，鄭石，2024）。家庭不文明行為破壞了尊重規(guī)范和家庭身份（Limamp;Tai，2014），因此，家庭認(rèn)同高的員工可能不會(huì)從事家庭不文明行為。本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：家庭認(rèn)同會(huì)降低員工的家庭不文明行為

不道德親家庭行為的雙重特性引發(fā)員工關(guān)于自我的不確定性，并通過(guò)提高其家庭認(rèn)同來(lái)解決關(guān)于自我身份的疑慮。而由不道德親家庭行為提高的家庭認(rèn)同感使員工避免從事不符合其家庭身份的行為，進(jìn)而降低家庭不文明行為。綜上，結(jié)合假設(shè)1中對(duì)不道德親家庭行為與家庭認(rèn)同積極關(guān)系的推論以及假設(shè)2中對(duì)家庭認(rèn)同與家庭不文明行為消極關(guān)系的預(yù)期，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：不道德親家庭行為通過(guò)增強(qiáng)員工的家庭認(rèn)同減少家庭不文明行為。

本研究認(rèn)為家庭認(rèn)同降低員工的組織公民行為。作為一種角色外行為，組織公民行為并未納人組織正式的獎(jiǎng)勵(lì)體系，員工可自由決定是否實(shí)施此類行為（孫旭 等，2014）。不確定性-認(rèn)同理論提出，群體認(rèn)同提供了群體原型，這一原型界定了與群體身份一致的行為模式；相應(yīng)地，群體成員傾向于展現(xiàn)與內(nèi)群體成員身份相一致的行為，而非符合外群體成員身份的行為（Hogg，2007;Rast et al.，2012）。家庭認(rèn)同作為一種群體認(rèn)同的形式，在提供個(gè)體確定感的同時(shí)，減少了他們?cè)诠ぷ鲌?chǎng)所進(jìn)行額外貢獻(xiàn)的動(dòng)機(jī)，因?yàn)榧彝フJ(rèn)同的增強(qiáng)可能導(dǎo)致員工更多地關(guān)注家庭角色，將更多的精力投人到家庭生活中，而不是工作場(chǎng)所的非正式、自愿性行為（Choiamp;Hogg，2020）。特別地，不確定性-認(rèn)同理論指出，個(gè)體會(huì)偏愛(ài)其所認(rèn)同的群體，并表現(xiàn)出參與內(nèi)部群體行為的意愿，但往往不愿為外部群體“付出額外的努力”（Belavadi et al.，2020; Hogg，2022）。因此，依據(jù)不確定性-認(rèn)同理論的邏輯，具有較高家庭認(rèn)同感的員工更可能選擇和執(zhí)行符合其家庭身份所期望的行為，而不太可能為組織做出超出職責(zé)范圍的貢獻(xiàn)，例如參與組織公民行為。此外，研究表明，員工的家庭認(rèn)同程度越高，越傾向于為家庭付出額外的精力，他們會(huì)維護(hù)自己的家庭利益，偏好把資源分配到家庭領(lǐng)域而非工作領(lǐng)域，并努力阻止家庭領(lǐng)域的資源流動(dòng)到工作領(lǐng)域（嚴(yán)鳴，鄭石，2024）。換言之，家庭認(rèn)同為員工指明了付出與努力的方向，促使他們將資源和精力集中于家庭，如處理家務(wù)和陪伴家人，從而可能減少參與組織公民行為。因此，家庭認(rèn)同與組織公民行為之間可能存在消極關(guān)系。本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)4：家庭認(rèn)同會(huì)降低員工的組織公民行為

基于上述分析，結(jié)合假設(shè)1對(duì)不道德親家庭行為與家庭認(rèn)同之間積極關(guān)系的假設(shè)，以及對(duì)家庭認(rèn)同與組織公民行為之間消極關(guān)系的預(yù)期，本研究進(jìn)一步提出以下假設(shè)：

假設(shè)5：不道德親家庭行為通過(guò)增強(qiáng)員工的家庭認(rèn)同降低組織公民行為。

1.3道德認(rèn)同中心性的調(diào)節(jié)作用

本研究提出，道德認(rèn)同中心性調(diào)節(jié)不道德親家庭行為與家庭認(rèn)同的積極關(guān)系。根據(jù)不確定性-認(rèn)同理論，個(gè)體對(duì)自我道德特征的認(rèn)同程度，不僅影響其對(duì)不道德親它性行為的評(píng)判，更是調(diào)節(jié)該行為后續(xù)影響的關(guān)鍵因素（Mooreamp;Gino，2013;Tangetal.，2022）。道德認(rèn)同中心性是指?jìng)€(gè)體以關(guān)心他人、公平、勤奮和樂(lè)于助人等道德特征為核心來(lái)自我定義的程度（Aquinoamp;Reed，2002；He etal.，2014）。這種人格特質(zhì)猶如道德指南針，在道德沖突中穩(wěn)固個(gè)體的自我調(diào)節(jié)過(guò)程（Chenetal.，2023;Mooreamp;Gino，2013）。因此，根據(jù)不確定性-認(rèn)同理論，道德認(rèn)同中心性可能調(diào)節(jié)不道德親家庭行為與家庭認(rèn)同的關(guān)系強(qiáng)度。具體而言，具有較高道德認(rèn)同中心性的員工會(huì)將道德身份置于自我概念的核心位置，他們會(huì)激活關(guān)于道德認(rèn)同的自我認(rèn)知來(lái)指導(dǎo)和規(guī)范他們的行為（He etal.，2014;Matherne et al.，2018）。因此，盡管不道德親家庭行為可能引發(fā)家庭與工作身份的沖突或不確定感，但道德身份的核心作用使他們?cè)谛袆?dòng)時(shí)更受“道德\"自我驅(qū)動(dòng)，其所面臨的“想要\"自我（追求家庭利益）與“應(yīng)該”自我（成為有道德的組織公民）之間的不確定感減少，進(jìn)而削弱不道德親家庭行為與家庭認(rèn)同之間的積極關(guān)系。與此相反，在道德認(rèn)同中心性較低的情況下，員工的道德身份在個(gè)體自我定義中的重要程度下降（McFerranetal.，2010）。他們?cè)趶氖虏坏赖掠H家庭行為時(shí)所面臨工作身份和家庭身份的不確定感會(huì)更加顯著。為應(yīng)對(duì)這種不確定性，員工對(duì)家庭的認(rèn)同也隨之提高。換言之，低的道德認(rèn)同中心性將強(qiáng)化不道德親家庭行為與家庭認(rèn)同之間的積極關(guān)系。本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)6：道德認(rèn)同中心性在不道德親家庭行為和家庭認(rèn)同之間起調(diào)節(jié)作用，當(dāng)?shù)赖抡J(rèn)同中心性較高而不是較低時(shí)，不道德親家庭行為和家庭認(rèn)同之間的正向關(guān)系更弱。

結(jié)合假設(shè)3和假設(shè)5中關(guān)于不道德親家庭行為通過(guò)家庭認(rèn)同對(duì)家庭不文明行為和組織公民行為產(chǎn)生間接影響的假設(shè)，本研究進(jìn)一步提出有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)假設(shè)：

假設(shè)7：道德認(rèn)同中心性調(diào)節(jié)不道德親家庭行為通過(guò)家庭認(rèn)同對(duì)家庭不文明行為的間接影響，當(dāng)?shù)赖抡J(rèn)同中心性較高而不是較低時(shí)，不道德親家庭行為通過(guò)家庭認(rèn)同對(duì)家庭不文明行為的間接影響更弱。

假設(shè)8：道德認(rèn)同中心性調(diào)節(jié)不道德親家庭行為通過(guò)家庭認(rèn)同對(duì)組織公民行為的間接影響，當(dāng)?shù)赖抡J(rèn)同中心性較高而不是較低時(shí)，不道德親家庭行為通過(guò)家庭認(rèn)同對(duì)組織公民行為的間接影響更弱。

1.4 研究概覽

本研究采用多種研究設(shè)計(jì)和多樣本方法，包括實(shí)驗(yàn)研究（研究1）、問(wèn)卷調(diào)查研究（研究2）和縱向追蹤研究（研究3），以全面驗(yàn)證研究模型。三個(gè)研究之間的關(guān)系是遞進(jìn)且互補(bǔ)的。研究1確立了不道德親家庭行為與家庭認(rèn)同的因果關(guān)系，并檢驗(yàn)道德認(rèn)同中心性的調(diào)節(jié)作用；研究2通過(guò)三階段配對(duì)問(wèn)卷調(diào)查研究，驗(yàn)證了完整的理論模型；研究3則通過(guò)5次縱向調(diào)查，探討了不道德親家庭行為的時(shí)間窗效應(yīng)。多種研究方法結(jié)合不僅增強(qiáng)了對(duì)研究假設(shè)的實(shí)證支持，還提高了研究的內(nèi)外部效度（Qinetal.，2020;Zhu etal.，2023）。

2 研究1：不道德親家庭行為直接后果和邊界條件的實(shí)驗(yàn)研究

2.1 方法

2.1.1 樣本和程序

本研究通過(guò)見(jiàn)數(shù)平臺(tái)（www.credamo.com）招募實(shí)驗(yàn)被試。見(jiàn)數(shù)是一個(gè)可靠的在線調(diào)查平臺(tái)，在以往的研究中得到了廣泛的應(yīng)用與認(rèn)可（Gongetal.，2020；欒墨，李俊澎，2022）。實(shí)驗(yàn)分為兩個(gè)階段進(jìn)行。第一階段，在平臺(tái)工作人員的協(xié)助下招募到400名企業(yè)全職員工完成道德認(rèn)同中心性的問(wèn)卷測(cè)量。研究者通過(guò)問(wèn)卷指導(dǎo)語(yǔ)向參與者說(shuō)明，他們參與的是一項(xiàng)分為兩階段的實(shí)驗(yàn)研究。研究中的所有測(cè)量均保證匿名，參與者的回答僅供進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析之用，他們可隨時(shí)參加或退出研究。為確保兩階段的追蹤調(diào)研順利進(jìn)行，問(wèn)卷首頁(yè)要求參與者提供姓氏和手機(jī)號(hào)碼后4位，便于實(shí)驗(yàn)操作和數(shù)據(jù)匹配。400名被試的平均年齡為32.85歲（ SD=8.89 歲）；其中 52.8% 為女性; 57.5% 為已婚；受教育程度在本科及以上占 76.2% ；工作年限在2年以下占 15.3% 02＼～4年占 23% ，5＼～7年占 23% ，8＼～10年占 11.5% ，10年以上占 27.3% ： 64.5% 為基層員工， 24.5% 為基層管理者， 7.5% 為中層管理者， 3.5% 為高層管理者。在這一測(cè)量中，所有的參與者都通過(guò)了注意力測(cè)試題（即“請(qǐng)對(duì)這個(gè)問(wèn)題選擇‘非常不同意\"\"）。所有完成道德認(rèn)同中心性問(wèn)卷調(diào)研的被試都獲得5元人民幣報(bào)酬。

借鑒以往的研究經(jīng)驗(yàn)（Tianetal.，2020;Zhu et al.，2023；田錄梅等，2018），研究者在第二階段根據(jù)400位參與者的道德認(rèn)同中心性得分，選出120名高道德認(rèn)同中心性的員工（得分前 30% 和120名低道德認(rèn)同中心性的員工（得分后 30% 參與接下來(lái)的實(shí)驗(yàn)。采取此分層抽樣方法可以確保所選樣本在道德認(rèn)同中心性這一關(guān)鍵變量上具有代表性和顯著差異，從而提高研究結(jié)果的外部有效性。在高道德認(rèn)同中心性組， 45% 為男性，平均年齡為32.94歲0 ?SD=10.20 歲）， 50% 為已婚; 75% 的參與者擁有本科及以上學(xué)歷。在低的道德認(rèn)同中心性組， 56.7% 為男性，平均年齡為34.21歲 （SD=8.94 歲）， 62.5% 為已婚; 75.9% 的參與者擁有本科及以上學(xué)歷。研究者將高、低道德認(rèn)同中心性組的參與者隨機(jī)分成兩個(gè)亞組，形成4個(gè)實(shí)驗(yàn)小組。根據(jù)被試填寫的姓氏和手機(jī)號(hào)碼，研究者將4組被試名單返回給負(fù)責(zé)本次實(shí)驗(yàn)調(diào)研的平臺(tái)工作人員，由平臺(tái)工作人員聯(lián)系對(duì)應(yīng)的參與者完成不道德親家庭行為的實(shí)驗(yàn)操縱。剔除沒(méi)有參加第二階段實(shí)驗(yàn)操縱（9人）和沒(méi)有通過(guò)的注意力檢查題（5人）的參與者后，最終有59名高道德認(rèn)同中心性的被試（女性31人，占 52.5% 完成了高不道德親家庭行為的實(shí)驗(yàn)操縱，55名高道德認(rèn)同中心性的被試（女性31人，占 56.4% 完成了低不道德親家庭行為的實(shí)驗(yàn)操縱，55名低道德認(rèn)同中心性的被試（女性24人，占 43.6% 完成了高不道德親家庭行為的實(shí)驗(yàn)操縱，和57名低道德認(rèn)同中心性的被試（女性23人，占 40.4% 完成了低不道德親家庭行為的實(shí)驗(yàn)操縱。在本階段每位參與實(shí)驗(yàn)的被試都額外獲得10元人民幣的報(bào)酬。

2.1.2 實(shí)驗(yàn)操縱

在啟動(dòng)實(shí)驗(yàn)之前，研究者在實(shí)驗(yàn)材料的首頁(yè)向被試介紹這項(xiàng)研究。在實(shí)驗(yàn)材料的指導(dǎo)語(yǔ)中指示被試認(rèn)真、仔細(xì)、完整地閱讀情景實(shí)驗(yàn)的材料，并假設(shè)自己是A醫(yī)療保健品公司的銷售員，工作職責(zé)是根據(jù)A公司的政策銷售產(chǎn)品，被試需要盡可能想象自己正在實(shí)際面臨材料中描述的情景。

對(duì)于不道德親家庭行為的操縱，本研究將借鑒以往的研究經(jīng)驗(yàn)（例如，Qinetal.，2020；Wangetal.2022），根據(jù)Liu等人（2020）提出的不道德親家庭行為定義的三個(gè)方面（即不道德、非正式要求以及有利于家庭或家庭成員的意圖）和量表題自編制實(shí)驗(yàn)材料。在不道德親家庭行為的情景中，材料設(shè)計(jì)的場(chǎng)景行為是不道德的并且旨在使家庭或家庭成員受益。具體而言，接受高不道德親家庭行為實(shí)驗(yàn)操縱的參與者（即實(shí)驗(yàn)組）會(huì)閱讀以下場(chǎng)景材料：

你是A公司醫(yī)療保健品銷售員，負(fù)責(zé)產(chǎn)品銷售。A公司政策允許銷售員根據(jù)顧客購(gòu)買情況贈(zèng)送贈(zèng)品（試用裝），以提升顧客購(gòu)買欲和銷售業(yè)績(jī)。每次給顧客贈(zèng)送多少由員工根據(jù)情況自行決定，但員工每個(gè)月能領(lǐng)取到的贈(zèng)品數(shù)量根據(jù)上月業(yè)績(jī)浮動(dòng)，業(yè)績(jī)?cè)礁吣茴I(lǐng)取到的贈(zèng)品數(shù)量越多。盤點(diǎn)時(shí)，你發(fā)現(xiàn)本月銷售額與上月持平，但贈(zèng)品結(jié)余多10份。由于你負(fù)責(zé)記錄并匯報(bào)贈(zèng)品使用情況，公司其他人無(wú)法復(fù)查贈(zèng)品的具體去向。你決定利用工作之便，將公司這些贈(zèng)品帶回家給家人使用。并且，為了家人能夠更好地使用這些贈(zèng)品，你將一些公司規(guī)定不能向顧客透露的信息告訴了你的家人。實(shí)際上，為了幫助家庭，你會(huì)在工作時(shí)間利用公司的資源處理與家庭相關(guān)的問(wèn)題。

接受低不道德親家庭行為實(shí)驗(yàn)操縱的參與者（即控制組）會(huì)閱讀到日常工作場(chǎng)景材料，沒(méi)有選擇做出不道德親家庭行為：

你是A公司醫(yī)療保健品銷售員，負(fù)責(zé)產(chǎn)品銷售。A公司政策允許銷售員根據(jù)顧客購(gòu)買情況贈(zèng)送贈(zèng)品（試用裝），以提升顧客購(gòu)買欲和銷售業(yè)績(jī)。每次給顧客贈(zèng)送多少由員工根據(jù)情況自行決定，但員工每個(gè)月能領(lǐng)取到的贈(zèng)品數(shù)量根據(jù)上月業(yè)績(jī)浮動(dòng)，業(yè)績(jī)?cè)礁吣茴I(lǐng)取到的贈(zèng)品數(shù)量越多。盤點(diǎn)時(shí)，你發(fā)現(xiàn)本月銷售額與上月持平，但贈(zèng)品結(jié)余多10份。由于你負(fù)責(zé)記錄并匯報(bào)贈(zèng)品使用情況，公司其他人無(wú)法復(fù)查贈(zèng)品的具體去向。你決定如實(shí)結(jié)算并向公司匯報(bào)贈(zèng)品的剩余情況。

在完成實(shí)驗(yàn)操縱后，參與者填答不道德親家庭行為的操縱檢查項(xiàng)目，完成家庭認(rèn)同的測(cè)量，并報(bào)告他們的人口學(xué)統(tǒng)計(jì)信息。

2.1.3 測(cè)量工具

本文的3個(gè)研究涉及的量表均源自國(guó)外權(quán)威期刊公開(kāi)發(fā)表的成熟量表，這些量表經(jīng)過(guò)廣泛驗(yàn)證，具有較高的信度和效度。鑒于這些量表原為英文設(shè)計(jì)，本研究嚴(yán)格遵循Brislin（1986）翻譯-回譯程序，將英文條目翻譯成中文。研究1中的量表均采用Likert5點(diǎn)計(jì)分，其中1代表\"非常不符合”，5則代表\"非常符合”。

道德認(rèn)同中心性。使用He等（2014）開(kāi)發(fā)的道德認(rèn)同中心性量表來(lái)評(píng)估參與者的道德認(rèn)同中心性水平，量表共5個(gè)題項(xiàng)。首先讓被試閱讀描述個(gè)人道德特征的9個(gè)關(guān)鍵詞：關(guān)心、富有同情心、公平、友好、慷慨、樂(lè)于助人、勤奮、誠(chéng)實(shí)、善良。然后回答相應(yīng)的量表的題項(xiàng)，示例題項(xiàng)如：“具有這些特征是明確我是一個(gè)怎樣的人（\"我是誰(shuí)\"）的重要組成部分。\"（Cronbach's a=0.95 ）

家庭認(rèn)同。根據(jù)以往的研究經(jīng)驗(yàn)（Baggeretal.，2008；崔麗娟 等，2013），將Mael和Ashforth（1992）開(kāi)發(fā)的組織認(rèn)同量表中的“組織\"全部改為“家庭\"來(lái)評(píng)估參與者的家庭認(rèn)同程度，共6個(gè)題項(xiàng)。研究者在引導(dǎo)語(yǔ)中將其置于實(shí)驗(yàn)材料描述的情景下，示例題項(xiàng)如，“在經(jīng)歷了上述情景之后，當(dāng)有人稱贊我的家庭或家人時(shí)，我感覺(jué)這也是對(duì)我個(gè)人的贊賞。”（Cronbach's a=0.80 。

操縱檢查題目。借鑒以往選擇操縱檢驗(yàn)題目的經(jīng)驗(yàn)（Kuhnen，2010；衛(wèi)旭華等，2022），并結(jié)合Wang等（2022）的推薦，本研究對(duì)不道德親家庭行為的操縱檢驗(yàn)題目由5個(gè)題項(xiàng)組成。具體的題項(xiàng)包括：“在上述情景中，客觀地說(shuō)，我的做法是不道德的”；“在上述情景中，我這樣做的目的是為了使我的家庭或家人受益”；“在上述情景中，如果能幫助我的家人，我會(huì)把公司的資產(chǎn)或物品帶回家給家人使用”；“在上述情景中，如果能讓家人獲得利益，我會(huì)向他們透露一些公司的機(jī)密信息\"和“在上述情景中，為了幫助我的家庭，我會(huì)在工作時(shí)間使用公司的資源處理與家庭相關(guān)的問(wèn)題”。前兩個(gè)題項(xiàng)分別反映了實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景中不道德親家庭行為的性質(zhì)一一不道德的并且旨在使家庭或家庭成員受益。后三個(gè)題項(xiàng)出自不道德親家庭行為量表，反映了實(shí)驗(yàn)的情景材料所體現(xiàn)的不道德親家庭行為的特定方面。這5個(gè)題項(xiàng)能捕捉到我們實(shí)驗(yàn)操縱的核心要素，即不道德親家庭行為的特定方面，能夠準(zhǔn)確反映我們的操縱效果。

2.2 研究結(jié)果

2.2.1 操縱檢驗(yàn)結(jié)果

獨(dú)立樣本 t 檢驗(yàn)顯示，高不道德親家庭行為組0 M=4.02 ， SD=0.33 ， n=114， 的被試報(bào)告的不道德親家庭行為得分顯著高于低不道德親家庭行為組0 M=2.08 SD=0.38 ， n=112 ， 5 plt; 0.001，平均差異 =1.94 。結(jié)果表明研究1對(duì)不道德親家庭行為的實(shí)驗(yàn)操縱是成功的。此外，高道德認(rèn)同中心性組 （M=4.46 SD=0.38 n=114） 的被試報(bào)告的道德認(rèn)同中心性得分也顯著高于低道德認(rèn)同中心性組 M=1.96 ， SD=0.35 ， n=112? ）， 50.91， plt;0.001 ，平均差異 =2.50 ，這表明研究1對(duì)道德認(rèn)同中心性的實(shí)驗(yàn)操縱也是有效的。

2.2.2 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

表1列出了研究1中變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)性分析結(jié)果。

單因素方差分析（ANOVA）結(jié)果表明1，相比低不道德親家庭行為組（ M=2.67 ， SD=0.44? ，高不道德親家庭行為組 （M=3.18 SD=0.76） 被試報(bào)告的家庭認(rèn)同水平更高， F（1，224）=37.15 ， plt;0.001 。因此，假設(shè)1提出的不道德親家庭行為提升員工的家庭認(rèn)同得到支持。此外，道德認(rèn)同中心性在不道德親家庭行為和家庭認(rèn)同關(guān)系間的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，222）=28.51，plt;0.001 。進(jìn)一步地，如圖2所示，簡(jiǎn)單效應(yīng)分析表明，在道德認(rèn)同中心性水平較低的情況下，高不道德親家庭行為組報(bào)告的家庭認(rèn)同 （M=3.70 0 SE=0.07 顯著高于低不道德親家庭行為組報(bào)告的家庭認(rèn)同 M=2.82 ， SE=0.07 ） F （1，222）= 87.22 ，平均差異 Θ= 0.88 ， SE=0.09 ， plt; 0.001， 95% 5%CI=[0.69，1.06] ；在道德認(rèn)同中心性水平較高的情況下，高不道德親家庭行為組 M=2.69 SE=0.07; 與低不道德親家庭行為組（ ?M=2.52 ， SE= 0.07）的家庭認(rèn)同水平?jīng)]有顯著差異， F （1， 222）= 3.37，平均差異 =0.17 ， SE=0.09 ， p=0.068 ， 95% CI=[-0.01，0.36] 。因此，假設(shè)6得到支持。

實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明，不道德親家庭行為有助于增強(qiáng)員工的家庭認(rèn)同感，但道德認(rèn)同中心性會(huì)減弱這種積極聯(lián)系。通過(guò)研究1，我們確立了不道德親家庭行為和家庭認(rèn)同之間的因果關(guān)系，并揭示了道德認(rèn)同中心性的調(diào)節(jié)作用。然而，研究1只檢驗(yàn)了本文理論模型的一部分，未能檢驗(yàn)提出的家庭認(rèn)同的中介效應(yīng)假設(shè)和有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)假設(shè)。此外，實(shí)驗(yàn)研究中變量的測(cè)量采用自我報(bào)告方式，可能產(chǎn)生共同方法偏差。因此，為了彌補(bǔ)這些不足并檢驗(yàn)完整的理論模型，研究2將進(jìn)行一項(xiàng)多來(lái)源-多時(shí)點(diǎn)問(wèn)卷調(diào)查研究。

3 研究2：不道德親家庭行為全模型問(wèn)卷調(diào)查研究

3.1 方法

3.1.1 樣本和程序

研究樣本主要來(lái)自西南和華南地區(qū)的全職員工、他們的家庭成員以及主管。涉及的行業(yè)包括制造業(yè) （7.9%） 、服務(wù)業(yè) （30.5%） 、金融 （9.3%） 、教育（20.6%） 、建筑 （5.3%） 和其它 （26.5%） 。由于是需要三方配對(duì)的多階段調(diào)研，研究者首先對(duì)選取的員工進(jìn)行了篩選，標(biāo)準(zhǔn)為：（1員工應(yīng)至少與一名家庭成員（包括配偶、子女、父母、兄弟姐妹等）共同居住；（2）家庭成員和主管均同意參與調(diào)研。研究者首先和同意參加調(diào)研的員工簡(jiǎn)要介紹了研究目的、三階段問(wèn)卷調(diào)查流程以及自愿參與、隨時(shí)退出的原則同時(shí)強(qiáng)調(diào)問(wèn)卷填答數(shù)據(jù)的匿名性、保密性以及真實(shí)作答的重要性。隨后，提供電子問(wèn)卷鏈接，邀請(qǐng)員工提供姓氏、手機(jī)號(hào)后4位以及主管、家庭成員名單。焦點(diǎn)員工、家庭成員和主管都要求在問(wèn)卷首頁(yè)填寫焦點(diǎn)員工本人的姓氏和手機(jī)號(hào)碼后4位，以便匹配三輪調(diào)研數(shù)據(jù)。最后，本研究在獲得員工、家庭成員和主管的同意后開(kāi)始正式調(diào)研。每次調(diào)研之間的時(shí)間間隔為兩周。在時(shí)間點(diǎn)1（T1），員工完成不道德親家庭行為和道德認(rèn)同中心性的問(wèn)卷，并回答注意力測(cè)試題和報(bào)告人口學(xué)信息，共收集有效問(wèn)卷480份。第二階段（T2），員工填答家庭認(rèn)同問(wèn)卷，回收問(wèn)卷447份。在時(shí)間點(diǎn)3（T3），家庭成員評(píng)價(jià)員工的家庭不文明行為，主管評(píng)價(jià)員工的組織公民行為，分別回收350份家庭成員問(wèn)卷和336份主管問(wèn)卷。通過(guò)比對(duì)員工姓氏和手機(jī)號(hào)碼后4位，研究者進(jìn)行了三階段的數(shù)據(jù)匹配，并剔除了不認(rèn)真答題和未通過(guò)注意力測(cè)試題的無(wú)效問(wèn)卷。最終，獲得到302份員工、家庭成員和主管一對(duì)一配對(duì)的有效問(wèn)卷數(shù)據(jù)，問(wèn)卷有效回收率為 62.92% 。每輪調(diào)研結(jié)束參與者均獲得5元現(xiàn)金或相等價(jià)值的小禮品獎(jiǎng)勵(lì)。

在最終的樣本中，員工的平均年齡為28.21歲0 SD=7.77， ： 45% 為男性; 84.1% 的擁有本科及以上學(xué)歷； 62.9% 為已婚； 30.1% 報(bào)告需要撫養(yǎng)一個(gè)及以上的孩子，工作年限在2年以下占 37.7% ，2＼～4年占25.2% ，5＼～7年占 15.9% ，8＼～10年占 9.6% ，10年以上占 11.6% 。家庭成員樣本中，平均年齡為40.65歲（SD=11.82 歲）； 48.7% 為男性; 61.9% 的家庭成員有本科及以上學(xué)歷。主管樣本中，平均年齡為33.17歲 （SD=8.76 歲）； 48.7% 為男性; 82.1% 的主管擁有本科及以上學(xué)歷，工作年限在2年以下占 4.3% 2＼～4年占 34.4% ，5＼～7年占 14.6% ，8＼～10年占 12.3% ，10年以上占 34.4% ： 59.3% 為基層管理者， 36.8% 為中層管理者， 4% 為高層管理者。

3.1.2 測(cè)量工具

研究2所使用的量表同樣遵循了翻譯-回譯程序，將英文條目翻譯為中文（Brislin，1986）。除非特別說(shuō)明，本研究中的量表均采用Likert5點(diǎn)計(jì)分，其中 1= “非常不符合”， 5= “非常符合”。

不道德親家庭行為（T1）。使用Liu等（2020）開(kāi)發(fā)的不道德親家庭行為量表測(cè)量員工的不道德親家庭行為，共7個(gè)題項(xiàng)。本研究采用自我報(bào)告的方式測(cè)量不道德親家庭行為。文獻(xiàn)表明，采用自我報(bào)告的方式測(cè)量不道德行為比他人報(bào)告更準(zhǔn)確，因?yàn)橐恍┎坏赖滦袨榫哂须[蔽性，并且自我報(bào)告可以直接捕捉從事不道德行為的動(dòng)機(jī)（Berryetal.，2012;Umphressetal.，2010）。同理，不道德親家庭行為的特點(diǎn)決定了采用自我報(bào)告方式的合理性，因?yàn)椴坏赖掠H家庭行為以個(gè)人對(duì)家庭有利的動(dòng)機(jī)為中心，外部觀察者（如領(lǐng)導(dǎo)者）可能難以評(píng)估其潛在動(dòng)機(jī)（Chengetal.，2022）。示例題項(xiàng)如“為了讓家人獲得優(yōu)勢(shì)/利益，我會(huì)向他們透露一些公司機(jī)密信息?！保–ronbach's a=0.93

道德認(rèn)同中心性（T1。道德認(rèn)同中心性的測(cè)量量表與研究1相同。借鑒以往對(duì)人格特征類變量的測(cè)量方法（He etal.，2014;Podsakoffamp;Organ，1986），本研究采用自我報(bào)告的方式測(cè)量員工的道德認(rèn)同中心性。示例題項(xiàng)如\"具有這些特征是明確我是一個(gè)怎樣的人的重要組成部分?！保–ronbach's a=0.90^? 0

家庭認(rèn)同（T2）。家庭認(rèn)同的測(cè)量量表與研究1相同。示例題項(xiàng)如“我把家庭或家人的成功視為自己的成功。”（Cronbach's a=0.82 ）

家庭不文明行為（T3）。采用Lim和Tai （2014）使用的家庭不文明量表，共6個(gè)題項(xiàng)。由家庭成員對(duì)員工發(fā)起的家庭不文明行為進(jìn)行評(píng)價(jià)，將量表指示語(yǔ)設(shè)置為“在過(guò)去的一年里，該家庭成員對(duì)家庭中的人（例如，父母、配偶或子女）表現(xiàn)出以下行為的頻率有多高？\"示例題項(xiàng)如“該家庭成員忽視家人的言論和觀點(diǎn)。\"采用Likert5點(diǎn)計(jì)分，1代表\"從不”，5代表“總是”。（Cronbach's a=0.89 ）

組織公民行為（T3）。采用Farh等（2007）開(kāi)發(fā)的組織公民行為量表，共9個(gè)題項(xiàng)。由主管評(píng)價(jià)員工的組織公民行為，示例題項(xiàng)如\"該員工幫助新員工適應(yīng)工作環(huán)境。”（Cronbach's a=0.93 ）

控制變量。根據(jù)以往的研究經(jīng)驗(yàn)，員工的性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、養(yǎng)育孩子人數(shù)和工作年限會(huì)影響其從事不道德親家庭行為、組織公民行為或家庭不文明行為的程度（De Clercqet al.，2018；Ng amp;Feldman，20o8；Sharma amp;Mishra，2021）。因此，在本研究將這些人口學(xué)變量作為控制變量進(jìn)行控制。

3.1.3 數(shù)據(jù)分析策略

本研究采用SPSS22.0和MPLUS7.4對(duì)調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。首先，使用MPLUS7.4進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，檢驗(yàn)共同方法偏差和核心變量之間的區(qū)分效度。然后，使用SPSS22.0進(jìn)行Harman單因子檢驗(yàn)、描述性統(tǒng)計(jì)分析、相關(guān)分析和信度檢驗(yàn)。隨后，使用MPLUS7.4進(jìn)行路徑分析來(lái)檢驗(yàn)所有的理論假設(shè)。為了檢驗(yàn)中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)，本研究運(yùn)用bootstrapping進(jìn)行5000次重復(fù)抽樣以獲取 95% 置信區(qū)間，并估計(jì)在道德認(rèn)同中心性高和低 水平上的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)大小。

3.2 結(jié)果

3.2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)和驗(yàn)證性因子分析

Harman單因子檢驗(yàn)結(jié)果顯示第一公因子解釋的總方差為 20.18% ，小于 40% 的臨界值，表明本研究的數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問(wèn)題（周浩龍立榮，2004）。此外，本研究還使用了控制未測(cè)量的潛在方法因子法（ULMC）來(lái)檢驗(yàn)共同方法偏差。結(jié)果顯示，控制未測(cè)量的潛在因子模型 （χ²=552.61 df=288 0 x²/df=1.92 ， CFI=0.94 ，TL ， SRMR O= 0.05，RMSEA ?=?_0.06） 與五因子模型（見(jiàn)表2）相比，模型的擬合度沒(méi)有得到明顯改善 （ΔCFI=0.04 0ΔTLI=0.04 ΔSRMR=0.00 0 ΔRMSEA=0.00） ，均低于判別標(biāo)準(zhǔn)0.05的臨界值，再次證明本研究未受顯著的共同方法偏差影響（Ayyagarietal.，2011;Podsakoff etal.，2003）。

本研究的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果如表2所示。結(jié)果表明，與其它因子模型相比，五因子模型表現(xiàn)出良好的擬合指數(shù) （χ²=1071.72，df=485 ， χ²/df=2.21 CFI=0.90 TLI Γ=0.89 ， SRMR =0.05 ，RMSEA =0.06 ）表明本研究的核心變量之間的區(qū)分效度良好。

五因子模型：所有變量均獨(dú)立負(fù)荷于一個(gè)因子。

四因子模型：不道德親家庭行為 + 家庭認(rèn)同；道德認(rèn)同中心性；家庭不文明行為；組織公民行為。

三因子模型：不道德親家庭行為 + 家庭認(rèn)同；家庭不文明行為 + 組織公民行為；道德認(rèn)同中心性。

二因子模型：不道德親家庭行為 + 家庭認(rèn)同 + 家庭不文明行為 + 組織公民行為；道德認(rèn)同中心性。

單因子模型：將所有變量進(jìn)行合并。

3.2.2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

使用SPSS22.0分析本研究核心變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)，結(jié)果如表3所示。

3.2.3 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)表4的全模型路徑分析結(jié)果可知，在控制了員工的性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、育兒人數(shù)和工作年限后，不道德親家庭行為對(duì)家庭認(rèn)同有顯著的正向影響 （b=0.22 ， plt;0.001 ，假設(shè)1得到支持。家庭認(rèn)同對(duì)家庭不文明行為有顯著負(fù)向影響 （b=-0.26，plt;0.001） ，假設(shè)2得到支持。此外，家庭認(rèn)同對(duì)組織公民行為有顯著負(fù)向影響 （b= -0.36， plt;0.001 ，假設(shè)4得到支持。特別地，結(jié)果顯示工作年限與家庭不文明行為之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這表明隨著工作年限的增加，員工在家庭中展現(xiàn)出的不文明行為有所減少。這可能是因?yàn)殡S著工作經(jīng)驗(yàn)的增長(zhǎng)，員工發(fā)展了更好的時(shí)間管理和壓力調(diào)節(jié)技能，從而在家庭生活中表現(xiàn)出更高的自我控制能力，這有助于減少家庭不文明行為（Baietal.，2016：Mittaletal.，2024）。

另外，調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示（見(jiàn)表4），道德認(rèn)同中心性在不道德親家庭行為與家庭認(rèn)同關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用顯著 （b=-0.20，plt;0.001） 。簡(jiǎn)單斜率分析表明（見(jiàn)圖3，在高道德認(rèn)同中心性的情況下（均值加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差），不道德親家庭行為與家庭認(rèn)同的正向關(guān)系不顯著（ ， p=0.511? ；在道德認(rèn)同中心性較低時(shí)（均值減1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差），不道德親家庭行為與家庭認(rèn)同之間的正向關(guān)系顯著 （b= 0.41，plt;0.001） 。此外，高道德認(rèn)同中心性和低道德認(rèn)同中心性組的調(diào)節(jié)效應(yīng)差異顯著（difference Σ=Σ -0.37，plt;0.001） 。因此，假設(shè)6得到支持。

采用bootstrapping進(jìn)行50o0次抽樣的結(jié)果表明，不道德親家庭行為通過(guò)家庭認(rèn)同對(duì)家庭不文明行為的間接效應(yīng)顯著（estimate =-0.06 ， p= 0.003 95%CI=[-0.10，-0.02]） ，因此，假設(shè)3得到支持。不道德親家庭行為通過(guò)家庭認(rèn)同對(duì)組織公民行為的間接效應(yīng)顯著（estimate =-0.08 ， p=0.001 ， 95% CI=[-0.13，-0.04]） ，假設(shè)5得到支持。

有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，在高道德認(rèn)同中心性條件下，不道德親家庭行為通過(guò)家庭認(rèn)同對(duì)家庭不文明行為的間接效應(yīng)不顯著（estimate Σ=Σ -0.01，p=0.536，95%CI=[-0.04，0.02]） 。在低道德認(rèn)同中心性條件下，不道德親家庭行為通過(guò)家庭認(rèn)同對(duì)家庭不文明行為的間接效應(yīng)顯著（estimate Σ=Σ -0.11， p=0.002 ， 95%CI=[-0.18，-0.04]） 。高低組之間的差異也顯著（difference Θ= 0.10 p=0.008 95%CI=[0.04，0.18]） 。因此，假設(shè)7提出的道德認(rèn)同中心性調(diào)節(jié)不道德親家庭行為通過(guò)家庭認(rèn)同對(duì)家庭不文明行為的間接影響得到支持。此外，在高道德認(rèn)同中心性條件下，不道德親家庭行為通過(guò)家庭認(rèn)同對(duì)組織公民行為的間接影響效應(yīng)不顯著（estimate ?=?_-0.01 ， ， 95% （ CI=[-0.06 0.02]）。然而，在低道德認(rèn)同中心性條件下，不道德親家庭行為通過(guò)家庭認(rèn)同對(duì)組織公民行為的間接影響效應(yīng)顯著（estimate =-0.15 plt;0.001 ， 95% CI =（204號(hào) [-0.24，-0.08]） 。高低組之間的差異也顯著（difference =0.13 p=0.001 ， 95%CI=[0.07，0.23] ）表明道德認(rèn)同中心性調(diào)節(jié)不道德親家庭行為通過(guò)家庭認(rèn)同對(duì)組織公民行為的間接影響。因此，假設(shè)8得到數(shù)據(jù)支持。

3.2.4 驚庭江位驗(yàn) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證研究2結(jié)論的穩(wěn)健性，我們?cè)趧h除所有控制變量后再進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。結(jié)果表明，刪除控制變量后，研究2中的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果的顯著性沒(méi)有發(fā)生顯著變化，所提出的假設(shè)依然成立。其中，不道德親家庭行為與家庭認(rèn)同有顯著的正向關(guān)系 （b= 0.24，plt;0.001 ），支持假設(shè)1。家庭認(rèn)同與家庭不文明行為 （b=-0.30 ， plt;0.001 和組織公民行為 b= -0.36，plt;0.001 有顯著的負(fù)向關(guān)系，假設(shè)2和假設(shè)4得到支持。進(jìn)一步地，采用bootstrapping進(jìn)行5000次抽樣的結(jié)果顯示，在刪除控制變量后，不道德親家庭行為通過(guò)家庭認(rèn)同對(duì)家庭不文明行為（estimate =-0.07 p=0.001 ， 95%CI=[-0.12，-0.03]） 和組織公民行為（estimate 0 plt;0.001 ， 95% CI=[-0.14，-0.05]） 的間接影響均顯著，因此假設(shè)3和假設(shè)5分別得到支持。此外，道德認(rèn)同中心性顯著調(diào)節(jié)不道德親家庭行為與家庭認(rèn)同的關(guān)系 （b= -0.20，plt;0.001） ，假設(shè)6得到支持。被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析結(jié)果顯示，當(dāng)?shù)赖抡J(rèn)同中心性較高時(shí)，不道德親家庭行為通過(guò)家庭認(rèn)同影響家庭不文明行為的間接效應(yīng)不顯著（estimate =-0.01 ， p=0.374 ，95%CI=[-0.05，0.01]） ，而當(dāng)?shù)赖抡J(rèn)同中心性較低時(shí)的間接效應(yīng)顯著（estimate =-0.13 p=0.001 ， 95% CI=[-0.21，-0.06]） ，兩者的差異也顯著（difference Σ=Σ 0.12 ，p=0.004 ， 95%CI=[0.04，0.21]） 。因此，假設(shè)7得到支持。另外，當(dāng)?shù)赖抡J(rèn)同中心性較高時(shí)，不道德親家庭行為通過(guò)家庭認(rèn)同影響組織公民行為的間接效應(yīng)不顯著（estimate =-0.02 ， p=0.401 ， 95% CI=[-0.06，0.01]） ，當(dāng)?shù)赖抡J(rèn)同中心性較低時(shí)這一間接影響效應(yīng)顯著（estimate =-0.15，plt;0.001 ， 95% ，兩者之間的差異也顯著（difference =0.14 plt;0.001 ， 95%CI=[0.07，0.22]） 0因此，假設(shè)8得到驗(yàn)證。

通過(guò)采用員工、家庭成員、主管三方配對(duì)的三階段問(wèn)卷調(diào)查研究，研究2不僅擴(kuò)展了實(shí)驗(yàn)研究，還驗(yàn)證了完整的理論模型。結(jié)果表明，不道德親家庭行為雖通過(guò)增強(qiáng)員工家庭認(rèn)同帶來(lái)積極效應(yīng)（即減少家庭不文明行為），卻同時(shí)抑制了組織公民行為，道德認(rèn)同中心性是上述效應(yīng)的邊界條件。盡管前兩項(xiàng)研究明確了變量間的因果關(guān)系并驗(yàn)證了理論模型，但均聚焦于不道德親家庭行為的短期積極效果。有研究表明，短期內(nèi)員工的不道德親它性行為會(huì)帶來(lái)某些益處，但長(zhǎng)期可能對(duì)員工的工作和家庭生活造成不利影響（Umphressetal.，2010）。因此，研究3將進(jìn)一步開(kāi)展縱向追蹤研究，探究不道德親家庭行為的積極后效是否會(huì)隨時(shí)間推移而逐漸消失甚至發(fā)生反轉(zhuǎn)。

4研究3：不道德親家庭行為積極后效的時(shí)間窗效應(yīng)研究

4.1 方法

4.1.1 時(shí)間窗效應(yīng)檢驗(yàn)方法介紹

本研究借鑒Qin等（2018）對(duì)行為的時(shí)間窗效應(yīng)檢驗(yàn)方法，探討不道德親家庭行為積極后效的時(shí)間窗效應(yīng)。具體而言，Qin等（2018）通過(guò)兩周的日記研究，檢驗(yàn)了辱虐管理對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者自身積極影響的時(shí)間窗效應(yīng)，旨在揭示其長(zhǎng)期后果。他們使用首個(gè)工作周的辱虐管理行為平均值作為長(zhǎng)期指標(biāo)，預(yù)測(cè)第十天領(lǐng)導(dǎo)者的恢復(fù)水平和工作投入，從而探究長(zhǎng)期累積的辱虐管理行為的積極影響是否具有短暫性。本研究參考Qin等（2018）的研究方法，進(jìn)行5次縱向追蹤調(diào)研，并利用5次縱向調(diào)研中前N次的自變量均值作為自變量在這N次的長(zhǎng)期指標(biāo)去預(yù)測(cè)其對(duì)第 _N+1 次因變量的影響。例如，本研究利用縱向調(diào)研數(shù)據(jù)，將前三次調(diào)研中不道德親家庭行為的平均值作為自變量，預(yù)測(cè)第四次調(diào)研的家庭認(rèn)同以及通過(guò)家庭認(rèn)同對(duì)第四次調(diào)研的家庭不文明行為的間接影響。以此探究先前累積的不道德親家庭行為對(duì)員工長(zhǎng)期的家庭不文明行為的影響。

4.1.2 研究樣本和調(diào)研過(guò)程

本研究的調(diào)研對(duì)象主要聚焦于華南、西南地區(qū)的在職企業(yè)員工，涉及廣東、深圳、廣西、云南等地。在選擇調(diào)研對(duì)象時(shí)，要求被試至少與一名家庭成員（如配偶、子女、父母或兄弟姐妹等）共同居住。研究者向參加調(diào)研的被試出示縱向研究知情同意書，明確說(shuō)明了調(diào)研目的、性質(zhì)及具體細(xì)節(jié)，如調(diào)研分為5個(gè)階段進(jìn)行，并強(qiáng)調(diào)參與者的自愿性及其隨時(shí)退出的權(quán)利。每輪調(diào)研結(jié)束，參與者均獲得5元現(xiàn)金獎(jiǎng)勵(lì)。

借鑒以往研究中對(duì)時(shí)間窗效應(yīng)和長(zhǎng)期效應(yīng)的檢驗(yàn)方法（Matthewsetal.，2014；Qin etal.，2018;Wardetal.，2022），本研究的調(diào)研分5次進(jìn)行，每次間隔兩周。參與者需要在5次調(diào)研中填答不道德親家庭行為、家庭認(rèn)同和家庭不文明行為問(wèn)卷，并在時(shí)間1報(bào)告他們的人口學(xué)統(tǒng)計(jì)信息（年齡、性別、婚姻狀況和工作任期等）。每次調(diào)研在問(wèn)卷的首頁(yè)要求被試填寫自己的姓氏和手機(jī)號(hào)碼后4位，以便后期匹配5次調(diào)研數(shù)據(jù)。500名員工參加了初次施測(cè)。第二次施測(cè)回收問(wèn)卷459份，問(wèn)卷回收率為91.8% 。第三次施測(cè)共回收問(wèn)卷387份，問(wèn)卷回收率為 84.3% 。第四次施測(cè)回收問(wèn)卷334份，問(wèn)卷回收率為 86.3% 。第五次問(wèn)卷回收276份，問(wèn)卷回收率為 82.6% 。經(jīng)過(guò)對(duì)5次調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，共獲得259份有效數(shù)據(jù)，問(wèn)卷最終有效回收率為 51.8% 。其中， 50.8% 的參與者為男性；平均年齡為32.66歲1 ?SD=7.70 歲）； 63.7% 為已婚； 51.4% 報(bào)告需要撫養(yǎng)孩子， 84.9% 的參與者擁有本科及以上學(xué)歷，工作年限在2年以下占 10% ，2＼～4年占 21.6% 5＼～7年占33.2% ，8＼～10年占 12.4% ，10年以上占 22.8% 。

4.1.3 測(cè)量工具

不道德親家庭行為。本研究使用的不道德親家庭行為量表與研究2相同。

家庭認(rèn)同。本研究使用的家庭認(rèn)同量表與研究1和研究2相同。

家庭不文明行為。本研究使用的家庭不文明行為量表與研究2相同。

控制變量。根據(jù)以往的研究經(jīng)驗(yàn)，員工的性別、年齡、學(xué)歷、工作年限和婚姻狀況與員工的家庭認(rèn)同和參與家庭不文明行為的程度有關(guān)（DeClercqetal.，2018;Sharmaamp;Mishra，2021），因此，本研究在進(jìn)行不道德親家庭行為積極后效的時(shí)間窗效應(yīng)的回歸分析時(shí)控制了這些人口學(xué)信息。

4.2結(jié)果

4.2.1 測(cè)量不變性檢驗(yàn)

在檢驗(yàn)變量之間關(guān)系的變化之前，本研究進(jìn)行了縱向調(diào)研的測(cè)量不變性檢驗(yàn)，以確保研究變量在5輪調(diào)研中的意義不隨時(shí)間變化。區(qū)分效度、構(gòu)型不變性和單位等值性的檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。結(jié)果表明，各變量的構(gòu)型不變性和單位等值性之間的差異：△CFI均小于0.01，△RMSEA均小于0.01，△SRMR均小于 0.02 。根據(jù)以往的判定標(biāo)準(zhǔn)，即 ΔCFIlt;0.01 ，△RMSEA lt;0.02 ，△SRMR lt;0.03 （Chen，2007;Maamp;Wei，2023），本研究的測(cè)量不變性得到支持。

4.2.2 時(shí)間窗效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

使用bootstrapping重復(fù)取樣5000次的分析結(jié)果顯示，在控制了員工的性別、年齡、婚姻狀況、學(xué)歷和工作年限后，第一輪調(diào)研的不道德親家庭行為均值通過(guò)第二輪調(diào)研的家庭認(rèn)同對(duì)第二輪調(diào)研的家庭不文明行為有顯著負(fù)向的間接影響（estimate Σ=Σ -0.29， plt;0.001 95%CI=[-0.40，-0.19]） 。第一和第二輪調(diào)研的不道德親家庭行為均值通過(guò)第三輪調(diào)研的家庭認(rèn)同對(duì)第三輪調(diào)研的家庭不文明行為有顯著負(fù)向的間接影響（estimate =-0.25 plt;0.001 ，95%CI=[-0.36，-0.15]） 。前三輪連續(xù)不道德親家庭行為均值通過(guò)第四輪家庭認(rèn)同對(duì)第四輪家庭不文明行為間接影響不顯著（estimate =-0.05 0 p=0.177 095%CI=[-0.125，0.002]） 。這說(shuō)明，連續(xù)前4周累積的不道德親家庭行為均值通過(guò)第六周的家庭認(rèn)同對(duì)第六周的家庭不文明行為的抑制作用消失了。此外，前4次連續(xù)不道德親家庭行為均值通過(guò)第五次調(diào)研的家庭認(rèn)同對(duì)第五次調(diào)研的家庭不文明行為表現(xiàn)出正向的間接影響，但不顯著（estimate Σ=Σ 0.01， p=0.291 95%CI=[-0.01，0.04]） 。圖4呈現(xiàn)了前N輪不道德親家庭行為均值對(duì)第 _N+1 輪家庭不文明行為的間接影響變化圖。這些結(jié)果表明，不道德親家庭行為對(duì)員工家庭不文明行為的抑制作用是短暫的，這一作用在4周內(nèi)顯著，但4周之后逐漸減弱，并在6周后消失，甚至在長(zhǎng)期（8周之后）表現(xiàn)出現(xiàn)反轉(zhuǎn)趨勢(shì)。

5 討論

5.1 研究結(jié)論

本文基于不確定性認(rèn)同理論，采用情景實(shí)驗(yàn)、多來(lái)源-多時(shí)點(diǎn)問(wèn)卷調(diào)查和縱向追蹤研究等方法相結(jié)合，檢驗(yàn)了不道德親家庭行為的影響效應(yīng)、影響機(jī)制和邊界條件。研究結(jié)果表明，員工的不道德親家庭行為通過(guò)引發(fā)家庭認(rèn)同具有短暫的積極效應(yīng)，能夠抑制家庭不文明行為，但也會(huì)減少其在組織中的積極行為表現(xiàn)，即降低組織公民行為。此外，縱向研究結(jié)果表明，不道德親家庭行為的對(duì)家庭不文明行為的抑制作用雖然存在，但是不可持續(xù)，其時(shí)間窗口在6周左右。道德認(rèn)同中心性在不道德親家庭行為的影響后效中起調(diào)節(jié)作用。當(dāng)?shù)赖抡J(rèn)同中心性較高時(shí)，不道德親家庭行為對(duì)家庭認(rèn)同的影響以及對(duì)家庭不文明行為和組織公民行為的間接影響不顯著。

5.2 理論意義

本研究的理論意義主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面。第一，本研究通過(guò)探討不道德親家庭行為在人類功能的兩個(gè)重要領(lǐng)域——工作和家庭的影響來(lái)擴(kuò)展了不道德親家庭行為的研究。近年來(lái)，研究者對(duì)不道德親家庭行為的興趣迅速增長(zhǎng)，實(shí)證研究聚焦于不道德親家庭行為的影響前因（例如，Liuetal.，2020;Wang，Chen etal.，2024;Yaoetal.，2022）。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)缺乏對(duì)不道德親家庭行為影響后效的知識(shí)和理論解釋（張?zhí)m霞等，2022）。本研究是較早檢驗(yàn)不道德親家庭行為后果的研究之一。本研究的結(jié)果表明，不道德親家庭行為能夠間接地降低員工從事家庭不文明行為，但也會(huì)減少其從事組織公民行為從而揭示了不道德親家庭行為對(duì)員工工作和家庭生活潛在的收益和成本。研究不道德親家庭行為的后果具有重要的理論意義，因?yàn)榉治鲂袨榈暮蠊推渲械男睦頇C(jī)制是全面理解不道德行為的關(guān)鍵（Chenetal.，2023）。此外，不道德親家庭行為的雙重性質(zhì)使其區(qū)別于傳統(tǒng)不道德行為（Liuetal.，2020），探討不道德親家庭行為的后果有助于從影響后效上幫助理清其與一些傳統(tǒng)的不道德行為之間的異同。例如，一些傳統(tǒng)的不道德行為（例如，不道德親組織行為）可能給組織帶來(lái)短期的利益（Umphressamp;Bingham，2011;Wang etal.，2022），但本研究對(duì)不道德親家庭行為后果的研究表明不道德親家庭行為對(duì)組織而言無(wú)論是短期還是在相對(duì)較長(zhǎng)的時(shí)間里都是有害的，體現(xiàn)在對(duì)組織公民行為的負(fù)面影響上。這與Liu等（2020，p.640）的研究設(shè)想一致，他們提出不道德親家庭行為的后果應(yīng)該與其他不道德行為的后果有所不同，其無(wú)論是在短期還是長(zhǎng)期均可能損害組織利益。通過(guò)探討不道德親家庭行為的后果，本研究從影響效應(yīng)上直觀地展現(xiàn)了不道德親家庭行為與其它不道德行為的差異。

更為重要的是，通過(guò)對(duì)不道德親家庭行為影響的關(guān)注，本研究揭示了不道德親家庭行為對(duì)家庭積極后效的時(shí)間窗效應(yīng)。研究結(jié)果表明不道德親家庭行為的積極效果具有短暫性，隨時(shí)間推移（6周及以上），其與家庭認(rèn)同的積極關(guān)聯(lián)以及對(duì)家庭不文明行為的抑制作用逐漸消失，甚至表現(xiàn)出正向促進(jìn)家庭不文明行為的趨勢(shì)。盡管有些行為被指出對(duì)組織或個(gè)人有害，但卻能持續(xù)存在（Qinetal.，2018）。同樣，不道德親家庭行為雖然也廣泛被認(rèn)為對(duì)組織或個(gè)人有消極影響，但長(zhǎng)久以來(lái)在組織中卻十分普遍（Chengetal.，2022;Liuetal.，2020）。本研究揭示了不道德親家庭行為在家庭中可能帶來(lái)的短期積極效應(yīng)，在一定程度上可以解釋為何這種不道德行為會(huì)持續(xù)存在。此外，本研究對(duì)不道德親家庭行為積極后效的時(shí)間窗效應(yīng)的發(fā)現(xiàn)強(qiáng)調(diào)了在探索不道德行為時(shí)考慮時(shí)間窗口的重要性，因?yàn)闀r(shí)間的長(zhǎng)短決定了這種行為是有利還是有害的，這進(jìn)一步補(bǔ)充了以往的研究結(jié)論（Umphressamp;Bingham，2011）。通過(guò)對(duì)不道德親家庭行為的影響后效及其時(shí)間窗效應(yīng)的探討，本研究提供了新的證據(jù)證明員工的不道德行為的后果比現(xiàn)有的不道德行為文獻(xiàn)所揭示的更為復(fù)雜和微妙。這不僅豐富了我們對(duì)不道德行為后果的理解，而且為不道德行為后果的研究開(kāi)辟了新的視角。

第二，本研究除了探討不道德親家庭行為的后果之外，還有助于闡明不道德親家庭行為的本質(zhì)。通過(guò)挖掘不道德親家庭行為影響的內(nèi)在作用機(jī)制，本研究證明了不道德親家庭行為的復(fù)雜性在于其親家庭和不道德的矛盾性質(zhì)，導(dǎo)致員工在幫助家庭和成為有道德的員工之間感到迷茫。本研究的結(jié)果表明，面對(duì)不道德親家庭行為的矛盾性質(zhì)，員工消除迷茫和不確定感的有效途徑是強(qiáng)化其家庭身份—增強(qiáng)家庭認(rèn)同。盡管現(xiàn)有的倫理學(xué)研究認(rèn)為不道德行為會(huì)激活諸如內(nèi)疚之類的負(fù)面情緒，進(jìn)而影響員工后續(xù)的工作態(tài)度和行為（Liuetal.，2021; Tang et al.，2022）。但是，對(duì)不道德親家庭行為而言，情緒視角不足以揭示其不道德和親家庭共存的矛盾屬性（Liuetal.，2020;Wang，Chen etal.，2024）。本研究從不確定性-認(rèn)同視角進(jìn)行探索，提出并檢驗(yàn)了家庭認(rèn)同是鏈接不道德親家庭行為與員工后續(xù)家庭不文明行為和組織公民行為的機(jī)制，揭示了不道德親家庭行為的矛盾屬性，對(duì)其影響后續(xù)行為的過(guò)程也提供了更加深入的理解。同時(shí)，本研究中揭示的認(rèn)同機(jī)制并不局限于不道德親家庭行為，而是適用于其他形式的不道德親它性行為，可以為后續(xù)不道德親它性行為影響機(jī)制的研究提供新視角。例如，基于不確定性-認(rèn)同機(jī)制構(gòu)建的不道德親家庭影響機(jī)制具有的潛在生成力的一個(gè)例子是，員工旨在幫助領(lǐng)導(dǎo)者的不道德行為（即不道德親領(lǐng)導(dǎo)行為，Johnsonamp;Umphress，2019）屬于不道德親它性行為的范疇，根據(jù)我們的模型可以預(yù)測(cè)，從事不道德親領(lǐng)導(dǎo)行為的員工往往會(huì)表現(xiàn)出更多的領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同，而后減少對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的不文明行為。在這一方面，本研究對(duì)認(rèn)同機(jī)制的探索有助于提高不道德親它性行為文獻(xiàn)的簡(jiǎn)潔性，對(duì)不道德親它性行為影響機(jī)制的研究做出了貢獻(xiàn)。

第三，本研究通過(guò)檢驗(yàn)不道德親家庭行為的邊界機(jī)制，進(jìn)一步豐富了不道德親家庭行為研究的理論根基。要了解不道德親家庭行為的影響，不僅要檢查其直接和間接后果，還要探討不道德親家庭行為帶來(lái)更強(qiáng)或更弱影響的邊界條件。盡管現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)道德認(rèn)同中心性是直接激勵(lì)道德行為和抑制不道德行為的因素（Aquinoamp;Reed，2002;Heet al.，2014），但本研究揭示了它如何放大或減弱不道德親家庭行為的影響。本研究系統(tǒng)地探究了道德認(rèn)同中心性對(duì)不道德親家庭行為影響后效的調(diào)節(jié)作用，發(fā)現(xiàn)當(dāng)員工的道德認(rèn)同中心性水平較高時(shí)，不道德親家庭行為對(duì)家庭認(rèn)同的影響以及通過(guò)家庭認(rèn)同對(duì)家庭不文明行為和組織公民行為的間接影響較弱。在這樣做的過(guò)程中，本研究有助于解釋道德品質(zhì)在道德矛盾的情況下幫助個(gè)體保持道德操守的作用（Mooreamp;Gino，2013;Tang et al.，2022）。本研究對(duì)不道德親家庭行為作用邊界的探討深化了對(duì)這類行為利弊條件的認(rèn)識(shí)，也響應(yīng)了管理學(xué)研究中關(guān)于檢驗(yàn)邊界機(jī)制如何影響個(gè)體行為效應(yīng)的號(hào)召（Qinetal.，2020）。同時(shí)，本研究對(duì)道德認(rèn)同中心性邊界作用的發(fā)現(xiàn)也能讓管理者認(rèn)識(shí)到更強(qiáng)的道德品質(zhì)能引導(dǎo)自我調(diào)節(jié)過(guò)程，能使員工更強(qiáng)烈地遵守內(nèi)部和外部的道德標(biāo)準(zhǔn)，從而為其干預(yù)員工的不道德親家庭行為提供管理啟示。

第四，通過(guò)將不確定性-認(rèn)同理論作為整體的理論框架，本研究為工作與家庭領(lǐng)域的交叉研究提供了新的見(jiàn)解。雖然以往研究基于社會(huì)交換理論或資源保存理論探討了個(gè)人資源累積或損耗如何促進(jìn)或抑制員工的不道德親家庭行為（Chenget al.，2022；Yaoetal.，2022），但是在不道德親家庭行為的背景下，基于社會(huì)交換或資源保存理論的視角存在一個(gè)明顯的不足一一缺乏對(duì)資源分配動(dòng)機(jī)的探討，導(dǎo)致我們無(wú)法很好地理解員工為何愿意將資源分配于特定領(lǐng)域。事實(shí)上，員工所處的社會(huì)結(jié)構(gòu)是多方面的，他們?cè)诠ぷ黝I(lǐng)域消耗的資源（例如應(yīng)對(duì)職場(chǎng)欺凌行為，Yaoetal.，2022）未必能從家庭獲得補(bǔ)充，從工作領(lǐng)域獲取的資源也并不必然會(huì)使用于家庭領(lǐng)域。不確定性-認(rèn)同理論（Hogg，2007，2012）認(rèn)為，個(gè)體行為受其身份認(rèn)同的驅(qū)動(dòng)，促使他們向自己所認(rèn)同的群體或領(lǐng)域付出努力和投入資源。個(gè)體傾向于向其所認(rèn)同的領(lǐng)域付出，即對(duì)領(lǐng)域身份的認(rèn)同提供了個(gè)人努力和資源流動(dòng)的方向（嚴(yán)鳴，鄭石，2024）。不確定性-認(rèn)同理論可以解釋認(rèn)同家庭的個(gè)體將資源分配于特定領(lǐng)域的原因，從而彌補(bǔ)以往的不道德親家庭行為研究中基于資源保存視角存在的局限。本研究采用不確定性-認(rèn)同理論作為整體的理論基礎(chǔ)，既有效揭示了不道德親家庭行為存在的矛盾本質(zhì)，也很好地解釋了認(rèn)同家庭的員工為何愿意在家庭領(lǐng)域付出努力而非工作領(lǐng)域（即表現(xiàn)出更少的組織公民行為），同時(shí)彌補(bǔ)了當(dāng)前研究從資源保存理論的視角整合工作-家庭文獻(xiàn)存在的缺陷。

5.3 實(shí)踐意義

本研究預(yù)期對(duì)管理者和員工產(chǎn)生以下幾個(gè)方面的實(shí)踐啟示。首先，本研究揭示了不道德親家庭行為的潛在危害，有助于引起管理者對(duì)不道德親家庭行為的重視并采取措施解決這一問(wèn)題。本研究的結(jié)果表明，從事此類行為的員工會(huì)減少對(duì)組織的額外投人，如組織公民行為，這對(duì)組織構(gòu)成潛在損失。因此，管理層必須采取切實(shí)措施抑制此類行為，如樹(shù)立道德榜樣、建立明確評(píng)估與懲罰標(biāo)準(zhǔn)等，這些措施能有效減少不道德親家庭行為的發(fā)生（Chengetal.，2022;Liuetal.，2023）。其次，本研究揭示了家庭認(rèn)同是連接不道德親家庭行為與員工后續(xù)消極后果的心理作用機(jī)制，這為管理者提供了一個(gè)警示：雖然組織常常通過(guò)提高員工的家庭認(rèn)同感來(lái)增強(qiáng)工作表現(xiàn)（Dumasamp; Stanko，2017），但在追求員工的家庭認(rèn)同時(shí)，需要關(guān)注行為的道德性，以避免潛在的負(fù)面后果。管理者可以提供家庭支持政策，如采取靈活的工作時(shí)間和家庭關(guān)懷計(jì)劃等措施幫助員工改善家庭生活（嚴(yán)鳴，鄭石，2024）。同時(shí)還可以推動(dòng)建設(shè)工作-家庭增益的組織文化，通過(guò)組織文化和價(jià)值觀的引導(dǎo)，讓員工意識(shí)到家庭認(rèn)同與工作成功是相輔相成的，從而幫助員工實(shí)現(xiàn)工作和家庭生活的雙贏局面。此外，本研究發(fā)現(xiàn)不道德親家庭行為的積極后效具有短暫性，長(zhǎng)期可能對(duì)員工的工作和家庭均產(chǎn)生消極影響。因此，管理者需與員工進(jìn)行持續(xù)的溝通，采取案例分析、道德決策訓(xùn)練等教育手段，以傳達(dá)不道德行為益處的有限性并強(qiáng)調(diào)長(zhǎng)期視角和道德行為的重要性，以及這些行為如何與個(gè)人和組織的長(zhǎng)期成功相聯(lián)系。最后，本研究的發(fā)現(xiàn)對(duì)于組織進(jìn)行人才招聘和培訓(xùn)也有所啟發(fā)。本研究結(jié)果表明，道德認(rèn)同中心性是調(diào)節(jié)不道德親家庭行為后效的邊界條件。因此，管理者在招聘員工時(shí)可以加強(qiáng)對(duì)誠(chéng)實(shí)、勤奮和樂(lè)于助人等道德特征的評(píng)估，優(yōu)先選擇得分較高的候選人。對(duì)于在職員工，通過(guò)營(yíng)造道德氛圍和實(shí)施道德領(lǐng)導(dǎo)等方式，也可提升道德認(rèn)同中心性，從而減輕不道德親家庭行為的負(fù)面影響。

5.4 研究局限與未來(lái)研究展望

本研究也存在一些不足之處，有待后續(xù)研究進(jìn)一步完善。首先，根據(jù)以往的時(shí)間窗效應(yīng)和長(zhǎng)期效應(yīng)的檢驗(yàn)方法，以及縱向研究中測(cè)量時(shí)間間隔（通常大于1周且小于1年）的建議（Matthewsetal.，2014;Qinetal.，2018；Wardetal.，2022），本研究在不道德親家庭行為積極后效的時(shí)間窗效應(yīng)研究中采用了2周間隔和8周長(zhǎng)度的縱向追蹤設(shè)計(jì)。但8周的追蹤時(shí)間仍然相對(duì)較短，不能揭示在更長(zhǎng)的時(shí)間里不道德親家庭行為是否會(huì)促進(jìn)家庭不文明行為。因此，未來(lái)的研究可考慮采用更長(zhǎng)的時(shí)間間隔或追蹤時(shí)長(zhǎng)，比如追蹤到10周甚至更長(zhǎng)的時(shí)間，從而揭示更長(zhǎng)時(shí)間跨度內(nèi)不道德親家庭行為后效變化的規(guī)律和潛在的心理機(jī)制，幫助更深入地了解不道德親家庭行為及其長(zhǎng)期影響。

其次，本研究依據(jù)不確定性-認(rèn)同理論，揭示了不道德親家庭行為的雙重屬性一一即不道德和親家庭的沖突，并檢驗(yàn)了不道德親家庭行為對(duì)家庭認(rèn)同的積極影響。然而，家庭認(rèn)同也可能導(dǎo)致不道德親家庭行為。例如，基于社會(huì)認(rèn)同理論和人與環(huán)境交互模型的研究指出，認(rèn)同某個(gè)群體的員工會(huì)忽視道德標(biāo)準(zhǔn)，采取表面上對(duì)群體有益卻可能損害群體外部人員利益的行為（Alniaciketal.，2022;Johnsonamp;Umphress，2019）。因此，根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論和人與環(huán)境交互模型可以預(yù)測(cè)家庭認(rèn)同可能驅(qū)動(dòng)不道德親家庭行為。未來(lái)的研究可以聚焦于不道德親家庭行為與家庭認(rèn)同之間因果關(guān)系的動(dòng)態(tài)演變，通過(guò)設(shè)計(jì)隨機(jī)截距交叉滯后面板模型研究，將不道德親家庭行為和家庭認(rèn)同相互競(jìng)爭(zhēng)的預(yù)測(cè)關(guān)系考慮在內(nèi)，分析和檢驗(yàn)不道德親家庭行為對(duì)家庭認(rèn)同的動(dòng)態(tài)影響，從而揭示其可能存在的交叉影響關(guān)系。

再次，盡管本研究確定了家庭認(rèn)同的中介機(jī)制和道德認(rèn)同中心性的邊界機(jī)制，但未來(lái)還可以探索其他可能的中介機(jī)制和邊界條件。例如，矛盾身份認(rèn)同（IdentityAmbivalence，Wang，Lauamp;Kim，2024;王紅麗等，2024；徐釗等，2025作為中介變量可能有助于刻畫不道德親家庭行為在家庭身份和工作身份之間存在的沖突，從而揭示不道德親家庭行為具有的矛盾特性。未來(lái)的研究可以在中介機(jī)制的探索中考慮這一可能性。對(duì)于不道德親家庭行為影響效應(yīng)的邊界條件，本研究考察了員工的個(gè)體特質(zhì)的調(diào)節(jié)作用，未來(lái)的研究人員在研究設(shè)計(jì)中還可以考慮組織情境因素，如組織道德氛圍對(duì)不道德親家庭行為后效的調(diào)節(jié)作用。

最后，本研究雖然根據(jù)以往的研究經(jīng)驗(yàn)控制了可能對(duì)組織公民行為和家庭不文明行為產(chǎn)生影響的人口學(xué)變量，但其它可能影響研究結(jié)論的因素需要未來(lái)的研究考慮進(jìn)行控制。例如，家庭動(dòng)機(jī)作為一個(gè)重要的情境因素（Liuetal.，2020），可能會(huì)影響不道德親家庭行為與其后果之間的關(guān)系，因此控制家庭動(dòng)機(jī)在不道德親家庭行為與員工的工作和家庭行為關(guān)系中的作用是有必要的。未來(lái)的研究可以在實(shí)證分析中控制家庭動(dòng)機(jī)，從而更準(zhǔn)確地揭示不道德親家庭行為與其后果之間的關(guān)系。

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Acting unethical in the guise of family： The effects and mechanisms ofunethical pro-family behavior

NONG Meilan'， ZHU Yu² ， WANG Yanfei3

（1School ofEconomicsandManagement，Guangxi Normal UniversityGuilin54oo6，China） （2School ofManagement，Jinan University，Guangzhou 632，China） （ SchoolofBusinessAdministration，outh China UniversityofTechnology，Guangzhou5o64，China）

Abstract

In the context of the ongoing societal emphasis on anti-corruption and ethical integrity， unethical pro-family behaviors have garnered increasing atention. These behaviors constitute a significant yet largely unexamined facet of workplace dynamics， with prior research predominantly concentrating on their antecedents， while their potential consequences have been relatively overlooked. Gaining insights into the implications of such unethical pro-family behavior is essential for the effective management of organizational behavior. The present study addreses this gap by examining the impacts of unethical pro-family behavior on employees' work and family lives， as well as the underlying mechanisms and boundary conditions.

Drawing upon the uncertainty-identity theory，we have developed a comprehensive model to explore the consequences of unethical pro-family behavior. Utilizing a multifaceted approach that includes an experimental study， a multi-wave and multi-source field study，and a longitudinal study， we found that unethical pro-family behavior enhances employees’ family identification. Moreover， family identification mediates the relationship between unethical pro-family behavior and both organizational citizenship behavior and family incivility. Additionaly， moral identity centrality serves as a boundary condition. When employees possess a high degree of moral identity centrality，the positive influence ofunethical pro-family behavior on family identification，and its subsequent indirect effects on organizational citizenship behavior and family incivility，are mitigated. Furthermore，our longitudinal study indicates that the positive outcomes of unethical pro-family behavior are transient.Specifically，the indirect effectof unethical pro-family behavior inreducing family incivility through family identification dissipates after six weeks and may even indirectly foster family incivility after eight weeks. These findings offer novel insights into the complex and nuanced nature of the consequences of unethical pro-family behavior， which are more intricate than previously recognized.

The aforementioned findings make several significant theoretical contributions. Firstly， by shifting the focus from antecedents to consequences，we advance the understanding of unethical pro-family behavior. Secondly，by examining the mediating role offamilyidentification， we elucidate the mechanisms through which unethical pro-family behavior affects employees’ work and family lives， thereby extending our comprehension of the underlying processes.Thirdly，the investigation of the moderating role of moral identity centrality providescrucial insights into theconditions under which unethical pro-family behavior is likely to exert its effects，thereby enriching the theoretical framework of this research area and oferingvaluable implications for organizational interventions.Fourthly，by exploring the time-window effects of unethical pro-family behavior， we foster a more comprehensive and nuanced understanding of its dynamics， providing a new direction for future research in related fields. Finally， we reveal the ambivalent nature of unethical pro-family behavior， contributing to the field of work-family interface research by applying the uncertainty-identity theory.

Isunethical pro-family behavior，family identification，organizational citizenship behavior，family incivility， moral identity centrality