組織倫理氣候?qū)M織情感承諾影響路徑研究——組織信任和組織自尊的作用

余璇 陳維政

（四川大學(xué) 商學(xué)院，四川 成都610064）

一、引言

組織情感承諾反映了個人對組織一種情感或情緒上的依賴，是個人對組織強(qiáng)烈的認(rèn)同、工作參與和卷入、享受組織內(nèi)成員間的關(guān)系聯(lián)結(jié)并愿意為達(dá)成組織目標(biāo)和利益做出貢獻(xiàn)甚至犧牲自我利益等的一種心理狀態(tài)［1］。Ng T和Feldman（2011）［2］也認(rèn)為情感承諾最能和員工的積極態(tài)度相關(guān)，因此獲得了學(xué)者們最多的研究。Cheng和Stockdale（2003）［3］指出中國傳統(tǒng)文化下特別強(qiáng)調(diào)情感文化和人文氣質(zhì)，傳統(tǒng)文化背景下的情感承諾顯著高于韓國及北美文化背景下的情感承諾。因此，非常有必要探討我國文化背景下何種關(guān)鍵因素使得員工產(chǎn)生對組織較高的情感承諾。Salancik等［4］根據(jù)社會信息加工理論指出個體的態(tài)度取決于其所在工作場所的社會環(huán)境中可獲得的信息。因此本研究認(rèn)為對員工的情感承諾影響最大的莫過于其所在的組織環(huán)境，而作為工作場所一種典型的組織環(huán)境，組織氣候必然會影響員工對組織的情感承諾。然而，組織氣候的研究過分關(guān)注組織整體特性的一般層面，沒有具體的針對性，預(yù)測效度要低于具體的組織氣候類型。而在中國社會，人們往往習(xí)慣以倫理作為判斷是非的標(biāo)準(zhǔn)［5］，并以倫理道德要求審視、規(guī)范和約束自己與他人的行為，以道德輿論的力量防止違背倫理道德的事件發(fā)生。因此，本研究推斷在中國企業(yè)組織情境下，組織倫理氣候作為一種典型而具體的組織氣候，是導(dǎo)致員工產(chǎn)生組織情感承諾的關(guān)鍵因素。

盡管學(xué)者們對組織倫理氣候與組織承諾的關(guān)系已取得較多研究成果，但仍存在以下問題：（1）缺乏研究組織倫理氣候?qū)M織情感承諾的直接影響，更缺乏比較不同類型倫理氣候?qū)M織情感承諾的影響差異。（2）現(xiàn)有研究缺乏揭示組織倫理氣候影響組織情感承諾的內(nèi)在機(jī)理，只有極少數(shù)研究集中在工作滿意感的中介作用，而缺乏研究反映員工對組織的態(tài)度變量所起到的中介作用以及員工個體特征所起到的調(diào)節(jié)作用。針對以上問題，本研究通過文獻(xiàn)梳理選取了3類穩(wěn)定且有代表性的組織倫理氣候，即自利導(dǎo)向、關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候。本研究首先分析了3類組織倫理氣候?qū)M織情感承諾和組織信任的影響及其這些影響效果之間的差異。其次在我國文化背景下對這種影響差異進(jìn)行了討論。最后檢驗了組織信任的中介作用和組織自尊的調(diào)節(jié)作用，深入揭示了組織倫理氣候影響組織情感承諾的內(nèi)在機(jī)理。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）組織倫理氣候的概念及分類

Victor和Cullen（1987）［6］對組織倫理氣候進(jìn)行了開創(chuàng)性的研究，認(rèn)為如果將倫理的理念納入組織管理實踐中，有助于形成組織倫理氣候，并認(rèn)為組織倫理氣候是員工對組織倫理程序與政策所共同持有的一種穩(wěn)定的認(rèn)知與行為意向。Wimbush和Shepard（1994）［7］認(rèn)為組織倫理氣候是員工如何看待與解決兩難倫理問題的知覺，它不是情感或態(tài)度，而是全體員工共同體驗和分享的知覺。Malloy和 Agarwal（2002）［8］認(rèn)為組織倫理氣候是組織成員對組織中什么是符合倫理行為的心理知覺結(jié)構(gòu)，它使員工了解組織的共同價值觀與目標(biāo)，以及在此價值觀與目標(biāo)的背景下，哪些行為是符合倫理的，哪些行為則是不被允許的，倫理問題出現(xiàn)后應(yīng)該如何處理和解決，誰應(yīng)該負(fù)責(zé)任等問題的共同認(rèn)知?？梢姡M織倫理氣候是指組織內(nèi)部成員對于什么是符合倫理的行為，如何解決倫理困境或問題的共同體驗和認(rèn)知，這種認(rèn)知會影響個體對待倫理問題的態(tài)度、信念、動機(jī)和行為傾向，最終影響到員工和整個組織的倫理行為。

Victor和Cullen（1988）［9］明確了倫理氣候的5個實證維度，即自利導(dǎo)向、法律與法規(guī)導(dǎo)向、規(guī)則導(dǎo)向、關(guān)懷導(dǎo)向、獨立導(dǎo)向的倫理氣候，但Cullen等（1993）［10］指出這5種類型的穩(wěn)定性仍值得懷疑。盡管不同的研究者通過實證指出組織倫理氣候類型并不穩(wěn)定，但幾乎所有的實證研究都有3類組織倫理氣候獲得驗證，它們依次是自利導(dǎo)向、關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向的倫理氣候。中國學(xué)者劉文彬等（2010）［11］和楊春江等（2014）［12］分別使用這3類倫理氣候來分析組織倫理氣候?qū)Ψ瓷a(chǎn)行為和離職傾向的影響。故本研究也采用組織倫理氣候的這種分類。

（二）組織倫理氣候?qū)T工態(tài)度的影響

1.組織倫理氣候與組織情感承諾

Sims和 Kroeck（1994）［13］在研究醫(yī)療單位員工的倫理態(tài)度與離職意圖關(guān)系時，發(fā)現(xiàn)氣候類型影響組織承諾。Schwepker（2001）［14］指出加強(qiáng)執(zhí)行倫理規(guī)則和條令能促進(jìn)積極的組織承諾，并認(rèn)為未來研究應(yīng)驗證不同類型的組織倫理氣候?qū)M織承諾的作用。Cullen等（2003）［15］依照Schwepker的建議分析了不同類型組織倫理氣候?qū)M織承諾的作用，發(fā)現(xiàn)自利型倫理氣候顯著負(fù)向影響組織承諾，功利型倫理氣候顯著正向影響組織承諾，基于規(guī)則的倫理氣候顯著正向影響專業(yè)工作者的組織承諾，而不影響非專業(yè)工作者的組織承諾。Meyer和Allen（1991）［1］認(rèn)為3種組織承諾中情感承諾最能夠反映員工為組織的利益做出貢獻(xiàn)或犧牲的渴求。因此，本研究推斷3類倫理氣候同樣影響組織情感承諾。所以，本研究提出如下假設(shè)。

H1自利導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織情感承諾有顯著的負(fù)向影響。

H2關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織情感承諾有顯著的正向影響。

H3規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織情感承諾有顯著的正向影響。

2.組織倫理氣候與組織信任

Driks和Ferrin（2001）［16］指出組織信任描述了組織中的一種氛圍，是員工對組織環(huán)境是否安全、友善的一種主觀評價。而組織倫理氣候是組織在處理倫理問題上的特征，也是組織成員在什么行為是符合倫理的以及該如何處理倫理問題等兩方面形成的共同認(rèn)知。在自利導(dǎo)向倫理氣候中，利我主義主導(dǎo)了員工的道德判斷，亦即自我利益最大化。在這種情況下，個人在進(jìn)行個體道德判斷時，制定決策的最主要依據(jù)是個人利益最大化，基本上不會考慮所在組織中其他人的需要或利益［15］，此時，員工對組織的評價是負(fù)面的，對組織的信任會降低。所以，本研究提出如下假設(shè)。

H4自利導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織信任有顯著的負(fù)向影響。

Rahim（1983）［17］指出組織氣候越和諧，越能夠減少成員之間的沖突，從而積極影響組織內(nèi)部信任。Barclay（1991）［18］認(rèn)為和諧的團(tuán)隊精神能正向影響部門間的信任。反之，就會導(dǎo)致破壞性沖突，并造成部門間的溝通障礙。在關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候中，組織內(nèi)員工往往表現(xiàn)為相互合作和幫忙，這種積極的工作態(tài)度會讓成員之間形成一種積極正面的情感氛圍，此時，員工覺得組織是安全的、友善的，對組織的信任會增加。因此，關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候能增加員工的組織信任。所以，本研究提出如下假設(shè)。

H5關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織信任有顯著的正向影響。

Craig等（2006）［19］認(rèn)為在法律規(guī)則倫理氣候中，員工有較高的道德認(rèn)知。因此，在規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候中，如果組織時時刻刻以公司的程序與規(guī)范來對自己的員工提要求時，員工會產(chǎn)生較高的道德認(rèn)知。當(dāng)個體面臨道德決策時，個體進(jìn)行對錯的判斷會將公司的程序與規(guī)范作為主要依據(jù)，此時，員工對組織的信任會增加。所以，本研究提出如下假設(shè)。

H6規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織信任有顯著的正向影響。

（三）組織信任的中介作用

Mayer等（1995）［20］最早提出的組織信任理論架構(gòu)，核心點是指出組織信任主要是由三個因素所決定的：（1）對方的能力（ability）。（2）對方的善意（benevolence）。（3）對方的信用（integrity）。當(dāng)這三個因素具備或程度都很高時，愈容易信任對方。本研究中組織信任是指員工對組織的可信賴性的共同感知。Song等（2009）［21］高水平的組織信任會導(dǎo)致高水平的組織承諾。于海波等（2007）［22］指出組織信任顯著正向預(yù)測個體的情感承諾。白少君和安立仁（2014）［23］指出員工的組織認(rèn)同能夠中介其感知到的企業(yè)倫理對情感承諾的影響。Schwepker（1994）［14］研究指出組織倫理氣候通過影響員工的工作滿意間接影響員工組織承諾。

在關(guān)懷和規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣候中，組織使命和目標(biāo)更容易被員工接受和認(rèn)同，員工更容易產(chǎn)生組織信任，這樣就會使員工嵌入進(jìn)組織，從而增強(qiáng)員工的情感承諾；相反，在自利導(dǎo)向倫理氣候中，組織宣傳以個人利益為出發(fā)點來解決倫理問題，這種消極價值觀會違背個體的價值判斷標(biāo)準(zhǔn)。從長遠(yuǎn)角度說，這樣會導(dǎo)致員工對組織的不信任，從而減弱了員工的情感承諾。所以，本研究提出如下假設(shè)。

H7組織信任在自利導(dǎo)向倫理氣候與組織情感承諾之間具有中介效應(yīng)。

H8組織信任在關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候與組織情感承諾之間具有中介效應(yīng)。

H9組織信任在規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候與組織情感承諾之間具有中介效應(yīng)。

（四）組織自尊的調(diào)節(jié)作用

Pierce和 Gardner（2004）［24］指出組織自尊是個體內(nèi)在的心理感知，是個體對自己在組織中重要性、價值和勝任力的感知。組織自尊調(diào)節(jié)作用的理論基礎(chǔ)是行為可塑性理論［25］。該理論指出組織自尊較低的個體對消極的組織情境和角色特征更加敏感，更容易產(chǎn)生消極的反應(yīng)；相反，組織自尊較高的個體更容易產(chǎn)生積極的反應(yīng)。根據(jù)一致性的原則，組織自尊對內(nèi)部積極信息線索具有“放大”效應(yīng)。不少研究也說明了這一點。Lapointe等（2011）［25］指出組織自尊在持續(xù)承諾與情緒耗竭之間起到正向調(diào)節(jié)作用。曲如杰等（2013）［26］也指出組織自尊在領(lǐng)導(dǎo)成員交換與創(chuàng)新行為之間起到正向調(diào)節(jié)作用。因此，本研究推斷：在面對積極的倫理氣候時，組織自尊高的個體渴望積極的自我認(rèn)知，他們對事件會做出更多正面的解釋，會表現(xiàn)出更多的組織信任。即組織自尊會調(diào)節(jié)積極倫理氣候?qū)M織信任的影響，而自利導(dǎo)向倫理氣候是一種典型的消極倫理氣候，關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候是一種典型的積極倫理氣候。因此，本研究提出如下假設(shè)。

H10組織自尊在自利導(dǎo)向倫理氣候與組織信任之間不具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

H11組織自尊在關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候與組織信任之間具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

H12組織自尊在規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候與組織信任之間具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

綜上所述，本研究提出了一個組織倫理氣候?qū)M織情感承諾影響模型，如圖1所示。

圖1 研究變量關(guān)系圖

三、研究設(shè)計

（一）樣本情況

本研究總計發(fā)放500份調(diào)查問卷，回收472套，剔除24份無效廢卷，獲得448份有效問卷，有效回收率為89.6%。最終448份有效問卷中，352份來自MBA學(xué)員和人力資源管理培訓(xùn)班調(diào)查，其余96份問卷來自企業(yè)實地調(diào)查。人口統(tǒng)計學(xué)變量中，性別、年齡、學(xué)歷和職務(wù)層次等由員工直接報告。樣本以女性員工占比58.7%，男性占比41.3%；年齡以26歲至35歲占比59.6%，25歲及以下占比23.7%，36歲及以上占比16.7%；學(xué)歷層次以大?；虮究普急?9.7%，高中或中專及以下占比3.1%，研究生占比17.2%；職務(wù)層級以中層管理人員或基層技術(shù)人員占比69%，普通員工占比24.3%，高層管理人員或高層技術(shù)人員占比6.7%。

（二）變量測量

本研究問卷采用李克特5點量表計分法，其中1代表“非常不同意”，5代表“非常同意”。

組織倫理氣候。采用劉文彬等（2010）［11］翻譯和改編的組織倫理氣候測量量表，該量表包括自利導(dǎo)向、關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候3個維度，依次包括6、5和4個題項，共包括15個題項。代表性題項有“在我們公司，員工普遍把保護(hù)自己的個人利益看得很重要”等。

組織自尊。采用 Pierce等（1989）［27］使用的量表，該量表是一維的，共包括10個題項。代表性題項有“所在的公司是有實力的”等。

組織信任。采用Li等（2012）［28］使用的量表，該量表包括對組織能力（ability）的信任、對組織正直（integrity）信任和對組織善行（benevolence）的信任3個維度，依次包括6、6和5個題項，共包括17個題項。代表性題項有“公司有能力完成既定的目標(biāo)”等。

組織情感承諾。采用 Meyer等（1993）［29］使用的量表，該量表是一維的，共包括6個題項。代表性題項有“我對公司很忠誠”等。

四、分析與結(jié)果

（一）同源誤差的分析

本研究是一次橫斷研究，調(diào)查問卷由同一被試填寫，數(shù)據(jù)來源可能會存在同源誤差，因此分析之前，借鑒 Podsakoff和 Organ（2003）［30］的處理方法檢驗了數(shù)據(jù)的同源誤差，本研究將問卷中的所有條目放在一起做探索性因子分析，不進(jìn)行旋轉(zhuǎn)條件下第一個主成分的量為16.538%，該比值沒有占大多數(shù)，說明所有計量尺度在同一個因子上沒有出現(xiàn)顯著負(fù)載，即同源誤差并不會影響研究結(jié)論。

（二）驗證性因子分析

由于本研究均采用的是成熟量表，針對組織倫理氣候和組織信任等3個量表進(jìn)行驗證性因子分析，結(jié)果如表1所示。其中χ2/df值均小于4，RMSEA值均小于0.1，其余各指標(biāo)值均在0.90的判斷標(biāo)準(zhǔn)之上，說明所選用的量表均具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

表1 測量工具的信效度檢驗

（三）相關(guān)分析

變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)系數(shù)見表2。由表2可知，自利導(dǎo)向倫理氣候與組織信任（r＝-0.404，p＜0.01）和組織情感承諾（r＝-0.375，p＜0.01）負(fù)相關(guān)。關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候與組織信任（r＝0.537，p＜0.01）和組織情感承諾（r＝0.456，p＜0.01）正相關(guān)。規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候與組織信任（r＝0.401，p＜0.01）和組織情感承諾（r＝0.304，p＜0.01）正相關(guān)。這表明本研究的假設(shè)得到了初步的支持。另外，7個變量的Cronbach’sα值（見表2斜線中括號內(nèi)數(shù)值）分別為0.665、0.657、0.727、0.842、0.907、0.915，均大于或接近0.7，表明這些量表具有良好的信度。

表2 各主要變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差與相關(guān)系數(shù)（N＝448）

（四）假設(shè)檢驗分析

1.主效應(yīng)

根據(jù)Baron和 Kenny（1986）［31］的建議，主效應(yīng)即為自變量對因變量的影響。如表3所示，先引入控制變量（性別、職位、年齡、學(xué)歷、工齡），再將自變量（自利導(dǎo)向、關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候）放入回歸方程，分析發(fā)現(xiàn)自利導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織信任（模型1，β＝-0.394，P＜0.01）和組織情感承諾（模型4，β＝-0.359，P＜0.01）有顯著的負(fù)向影響；關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織信任（模型2，β＝0.532，P＜0.01）和組織情感承諾（模型6，β＝0.453，P＜0.01）有顯著的正向影響；規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織信任（模型3，β＝0.405，P＜0.01）和組織情感承諾（模型8，β＝0.300，P＜0.01）有顯著的正向影響。因此，假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3均得到驗證。另外，從回歸系數(shù)絕對值的大小可知，在3類組織倫理氣候中，對組織信任的影響從大到小依次是關(guān)懷導(dǎo)向、規(guī)則導(dǎo)向和自利導(dǎo)向倫理氣候（0.532＞0.405＞0.394）。對組織情感承諾的影響從大到小依次是關(guān)懷導(dǎo)向、自利導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候（0.453＞0.359＞0.300）。

表3 回歸分析結(jié)果（N＝448）

2.中介效應(yīng)

如表3所示，本研究首先將組織情感承諾設(shè)為因變量，然后依次將控制變量、自變量和中介變量（組織信任）放入回歸方程。分析發(fā)現(xiàn)：加入中介變量后，自利導(dǎo)向倫理氣候的回歸系數(shù)顯著降低（模型5，β＝-0.127，P＜0.01），關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候的回歸系數(shù)顯著降低（模型7，β＝0.161，P＜0.01），規(guī)則型導(dǎo)向倫理氣候的回歸系數(shù)不顯著（模型9，β＝0.050）。說明組織信任在自利導(dǎo)向倫理氣候、關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織情感承諾的影響中具有部分中介效應(yīng)，規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織情感承諾的影響中具有完全中介效應(yīng)。因此，假設(shè)4、假設(shè)5和假設(shè)6均得到驗證。

3.調(diào)節(jié)效應(yīng)

本研究首先將組織信任設(shè)為因變量，然后依次引入控制變量、自變量（自利導(dǎo)向、關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候）和調(diào)節(jié)變量（組織自尊），最后加入自變量和調(diào)節(jié)變量的乘積項。為了消除共線性，在構(gòu)造自變量、調(diào)節(jié)變量兩者的乘積項時，先將兩者分別標(biāo)準(zhǔn)化。層級回歸分析結(jié)果見表4。從表4可知，自利導(dǎo)向倫理氣候和組織自尊兩者的交互項對組織信任不具有顯著的影響（模型10，β＝-0.071）。關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候和組織自尊兩者的交互項、規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候和組織自尊兩者的交互項均對組織信任具有顯著的正向影響（模型13，β＝0.110，P＜0.01；模型15，β＝0.145，P＜0.01）。說明組織自尊在自利導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織信任的影響中不具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，在關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候和規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織信任的影響中具有顯著調(diào)節(jié)效應(yīng)。因此，假設(shè)7、假設(shè)8和假設(shè)9都得到驗證。

表4 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果（N＝448）

根據(jù) Cohen等（2000）［32］的研究，本研究依次以均值減去一個標(biāo)準(zhǔn)差和均值加上一個標(biāo)準(zhǔn)差為基準(zhǔn)描述了不同組織自尊水平下的關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織信任的影響差異（如圖2、圖3所示）。

如圖2和圖3所示，與組織自尊低的個體相比，組織自尊高的個體感知到的關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候和規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織信任的影響要顯著高于前者。另外，本研究可能會產(chǎn)生“有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)”?；貧w分析表明關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候與組織自尊的交互項以及規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候與組織自尊的交互項對組織情感承諾的影響均不顯著，并不滿足溫忠麟等（2006）［33］提出的“有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)”的前提條件。因此，組織自尊只在關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織信任的影響中具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

圖2 組織自尊對關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候與組織信任之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

圖3 組織自尊對規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候與組織信任之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

五、研究結(jié)論與展望

（一）結(jié)論與討論

自利導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織情感承諾、組織信任有顯著的負(fù)向影響，關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候和規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織情感承諾、組織信任有顯著的正向影響。不同類型倫理氣候?qū)M織情感承諾和組織信任的影響效果存在差異。對組織信任和組織情感承諾的影響最大的是關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候，其次是自利導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向的倫理氣候。

相比于自利導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候，員工更加偏好關(guān)懷導(dǎo)向的倫理氣候。這主要是因為中國是一個典型的集體主義至上的國家，中國社會文化傳統(tǒng)自古就強(qiáng)調(diào)人與人之間的相互依賴和相互合作。黃光國等（2005）［34］通過研究臺灣地區(qū)家族式企業(yè)中人際氛圍的特點，并參考了西方的社會交易理論之后，提出了中國背景下人際氛圍的基本模式是一種情感性關(guān)系，主要用以滿足關(guān)心、溫情、安全感和歸屬感等情感方面的需要。這種人際氛圍模式與西方文化背景下的工具性關(guān)系的人際氛圍模式不同。所以，中國的文化背景使得中國企業(yè)員工更加偏好關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候，而非自利導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候。

組織信任在自利導(dǎo)向和關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織情感承諾的影響中具有部分中介效應(yīng)，在規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織情感承諾的影響中具有完全中介效應(yīng)。組織自尊在自利導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織信任的影響中不具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，在關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候和規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織信任的影響中具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，即組織自尊對積極倫理氣候具有“放大”效應(yīng)。

關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候下，員工對組織也越信任，從而更容易增加組織情感承諾。而自利導(dǎo)向倫理氣候下，員工對組織越不信任，從而更容易降低組織情感承諾。組織自尊對內(nèi)部積極倫理氣候具有“放大”效應(yīng)。當(dāng)個體感知到關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向等積極倫理氣候時，組織自尊高的個體更容易產(chǎn)生組織信任。當(dāng)個體感知到自利導(dǎo)向倫理氣候，不管個體的組織自尊是高或低，員工對組織都極為不信任，即組織自尊在自利導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織信任的影響調(diào)節(jié)效應(yīng)不明顯。

（二）研究啟示

營造關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候，規(guī)避和防范自利導(dǎo)向倫理氣候，提升員工的組織情感承諾。企業(yè)可以采取多種措施將組織倫理氣候融入日常管理：（1）制定“倫理準(zhǔn)則”，完善相應(yīng)的倫理規(guī)章制度，從而約束員工使之符合道德性。（2）設(shè)置專門機(jī)構(gòu)和倫理主管，讓其負(fù)責(zé)有關(guān)組織倫理氣候的建立和維護(hù)、訓(xùn)練員工遵守正確的行為準(zhǔn)則。（3）實施道德訓(xùn)練計劃，既能提升員工的道德素養(yǎng)又能讓員工充分認(rèn)識和理解倫理氣候的作用，引導(dǎo)他們積極參與組織倫理氣候的塑造工作。

提升員工的組織信任和組織自尊。組織信任是組織倫理氣候影響員工情感承諾的重要中介因素。因此，企業(yè)不能僅僅停留在營造關(guān)懷和規(guī)則導(dǎo)向的倫理氣候上，還應(yīng)關(guān)注員工對倫理氣候的感知。當(dāng)員工感知到關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候時，員工對組織越信任，也越容易產(chǎn)生組織情感承諾。另外，與組織自尊低的個體相比，組織自尊高的個體感知到的關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣候和規(guī)則導(dǎo)向倫理氣候?qū)M織信任的影響要顯著高于前者。因此，管理者也需要采取多種措施來提升員工的組織自尊。如致力于提升組織的整體聲譽(yù)，通過滿足員工高層次心理需要從而增進(jìn)員工的組織自尊。

（三）研究不足與展望

研究樣本的局限性，本研究樣本來源于四川大學(xué)在職的MBA學(xué)員、成都若干家本地企業(yè)及人力資源管理師培訓(xùn)班，該樣本很好地排除了地域等的影響，保證了內(nèi)部信度，但同時也降低外部效度，后續(xù)的研究可以擴(kuò)大地域或樣本來驗證本研究得出的結(jié)論。

研究方法的局限性，本研究采用的橫截面數(shù)據(jù)及被試自我報告調(diào)查法。后續(xù)研究可使用縱向研究的方法，并采用自我報告和他評相結(jié)合的方式收集數(shù)據(jù)。此外，因為組織倫理氣候被認(rèn)為是介于組織系統(tǒng)與員工行為之間的橋梁。所以今后的研究者可以考慮加入群體或團(tuán)隊變量，開展跨層次的研究，進(jìn)一步厘清組織倫理氣候?qū)τ绊懡M織情感承諾的內(nèi)在機(jī)制。

研究情境和量表的局限性，中國社會是一個倫理型社會，倫理思想是中國傳統(tǒng)文化的一個重要方面。因此，組織倫理氣候在中國文化背景下應(yīng)當(dāng)具有不同的概念、含義和邊界。研究者不能簡單地套用在西方的組織倫理氣候量表。后續(xù)研究可以考慮中國文化和情境的特殊性，通過文獻(xiàn)梳理和質(zhì)性研究，使得中國企業(yè)的組織倫理氣候內(nèi)涵情境化，從而開發(fā)出符合中國本土特色的組織倫理氣候量表。

［1］Meyer J P，Allen N J.A Three-Component Conceptualization of Organizational Commitment［J］.Human Resource Management Review，1991，1（1）：61-89.

［2］Ng T W H，F(xiàn)eldman D C.Affective Organizational Commitment and Citizenship Behavior：Linear and Non-Linear Moderating Effects of Organizational Tenure［J］.Journal of Vocational Behavior，2011，79（2）：528-537.

［3］Cheng Y Q，Stockdale M S.The Validity of the Three-Component Model of Organizational Commitment in a Chinese Context［J］.Journal of Vocational Behavior，2003，62（3）：465-489.

［4］Salancik G R，Pfeffer J.A Social Information Processing Approach to Job Attitudes and Task Design［J］.Administrative Science Quarterly，1978，23（2）：224-253.

［5］王曉霞，樂國安.當(dāng)代中國人際關(guān)系的文化傳承［J］.南開學(xué)報，2000（3）.

［6］Victor B，Cullen J B.A Theory and Measure of Ethical Climate in Organizations［J］.Research in Corporate Social Performance and Policy，1987，9（1）：51-71.

［7］Wimbush J C，Shepard J M.Toward an Understanding of Ethical Climate：Its Relationship to Ethical Behavior and Supervisor Influence ［J］.Journal of Business Ethics，1994，13（8）：637-647.

［8］Malloy D C，Agarwal J.Ethical Climate in Nonprofit Organizations：Propositions and Implications ［J］.Nonprofit Management ＆ Leadership，2002，12（1）：39-54.

［9］Victor B，Cullen J B.The Organizational Bases of Ethical Work Climates ［J］.Administrative Science Quarterly，1988，33（1）：101-125.

［10］Cullen J B，Victor B，James W B.The Ethical Climate Questionnaire：An Assessment of Its Development and Validity ［J］.Psychological Reports，1993，73（2）：667-674.

［11］劉文彬，井潤田.組織文化影響員工反生產(chǎn)行為的實證研究——基于組織倫理氣候的視角 ［J］.中國軟科學(xué)，2010（9）：118-129.

［12］楊春江，李陶然，逯野.基于工作嵌入視角的組織倫理氣候與員工離職行為關(guān)系研究 ［J］.管理學(xué)報，2014，11（3）：351-359.

［13］Sims R L，Kroeck K G.The Influence of Ethical Fit on Employee Satisfaction，Commitment and Turnover［J］.Journal of Business Ethics，1994，13（12）：939-947.

［14］Schwepker C H.Ethical Climate＇s Relationship to Job Satisfaction，Organizational Commitment，and Turnover Intention in the Salesforce［J］.Journal of Business Research，2001，54（1）：39-52.

［15］Cullen J B，Parboteeah K P，Victor B.The Effects of Ethical Climates on Organizational Commitment：A Two-Study Analysis ［J］.Journal of Business Ethics，2003，46（2）：127-141.

［16］Dirks K T，F(xiàn)errin D L.The Role of Trust in Organizational Settings ［J］.Organization Science，2001，12（4）：450-467.

［17］Rahim M A.Measurement of Organizational Conflict［J］.Joumal of General Psychology，1983，109（2）：189-199.

［18］Barclay D W.Interdepartmental Conflict in Organizational Buying：The Impact of the Organizational Context［J］.Journal of Marketing Researeh，1991，28（5）：145-159.

［19］Craig V，Vansant J M，Stephen M Z.An Examination of the Relationship Between Ethical Work Climate and Moral Awareness［J］.Journal of Business Ethics，2006，68（4）：409-432.

［20］Mayer R C，Davis J H，Schoorman F D.An Integrative Model of Organizational Trust［J］.Academy of Management Review，1995，20（3）：709-734.

［21］Song J H，Kim H M，Kolb J A.The Effect of Learning Organization Culture on the Relationship Between Interpersonal Trust and Organizational Commitment ［J］.Human Resource Development Quarterly，2009，20（2）：147-167.

［22］于海波，方俐洛，凌文輇等.組織信任對員工態(tài)度、離職意向和組織財務(wù)績效的影響 ［J］.心理學(xué)報，2007，39（2）：311-320.

［23］白少君，安立仁.員工感知到的企業(yè)倫理對其態(tài)度與行為影響的實證研究 ［J］.倫理學(xué)研究，2014（5）：128-134.

［24］Pierce J L，Gardner D G.Self-Esteem Within the Work and Organizational Context：A Review of the Organization-Based Self-Esteem Literature ［J］.Journal of Management，2004，30（5）：591-622.

［25］Lapointe，Vandenberghe C，Panaccio A.Organizational Commitment，Organization-Based Self-Esteem，Emotional Exhaustion and Turnover：A Conservation of Resources Perspective［J］.Human Relations，2011，64（12）：1609-1631.

［26］曲如杰，王楨，焦琳，等.領(lǐng)導(dǎo)——成員交換關(guān)系對研發(fā)人員創(chuàng)新的權(quán)變影響 ［J］.科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2013（7）：156-165.

［27］Pierce J L，Gardner D G，Cummings L et al.Organization Based Self-Esteem：Construct Definition，Measurement and Validation［J］.Academy of Management Journal，1989，32（3）：622-648.

［28］Li P P，Bai Y，Xi Y.The Contextual Antecedents of Organizational Trust：A Multidimensional Crosslevel Analysis ［J］.Management and Organization Review，2012，8（2）：371-396.

［29］Meyer J P，Allen J，Smith C A.Commitment to Organizations and Occupations：Extension and Test of a Three-Component Conceptuization［J］.Journal of Applied Psychology，1993，78（4）：538-551

［30］Podsakoff P M，MacKenzie S B，Lee J Y et al.Common Method Biases in Behavioral Research：A Critical Review of the Literature and Recommended Remedies［J］.Journal of Applied Psychology，2003，88（5）：879-903.

［31］Baron R M，Kenny D A.The Moderator-Mediator Variable Distinction in Social Psychological Research：Conceptual，Strategic，and Statistical Considerations［J］.Journal of Personality and Social Psychology，1986，51（6）：1173-1182.

［32］Cohen W M，Nelson R R，Walsh J P.Protecting Their Intellectual Assets：Appropriability Conditions and Why US Manufacturing Firms Patent（or Not）［R］.NBER Working Paper，2000：7552.

［33］溫忠麟，張雷，侯杰泰.有中介的調(diào)節(jié)變量和有調(diào)節(jié)的中介變量 ［J］.心理學(xué)報，2006，38（3）：448-452.

［34］黃光國，胡先縉.人情與面子——中國人的權(quán)力游戲 ［J］.黨政干部文摘，2005（7）：162-166.