關(guān)系強(qiáng)度與非對(duì)稱性對(duì)寬恕意愿的影響

李瑞強(qiáng)　李永強(qiáng)　張雪蓮

[內(nèi)容摘要]寬恕對(duì)提升組織績(jī)效有積極作用。本文研究了關(guān)系強(qiáng)度與關(guān)系非對(duì)稱性對(duì)寬恕意愿的影響，并探討了行為的非道德強(qiáng)度對(duì)前述關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。通過460個(gè)樣本的2個(gè)組間情境實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：第一，關(guān)系強(qiáng)度正向影響寬恕意愿，關(guān)系強(qiáng)度越高，寬恕意愿越容易產(chǎn)生；第二，非對(duì)稱性關(guān)系中，處于強(qiáng)勢(shì)地位的一方，寬恕意愿更強(qiáng)；第三，非道德強(qiáng)度調(diào)節(jié)了關(guān)系非對(duì)稱性對(duì)寬恕意愿的影響，在面對(duì)非道德強(qiáng)度低的場(chǎng)景時(shí)處于強(qiáng)勢(shì)地位的一方其寬恕意愿更強(qiáng)，而面對(duì)非道德強(qiáng)度高的場(chǎng)景時(shí)處于弱勢(shì)地位的一方其寬恕意愿更強(qiáng)。因此，團(tuán)隊(duì)管理者應(yīng)致力于提升團(tuán)隊(duì)成員間的關(guān)系強(qiáng)度，并更多關(guān)注關(guān)系非對(duì)稱性中處于弱勢(shì)的一方。

[關(guān)鍵詞]關(guān)系強(qiáng)度；關(guān)系非對(duì)稱性；寬恕意愿；非道德強(qiáng)度

一、文獻(xiàn)回顧與問題提出

積極組織行為學(xué)的相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，寬恕對(duì)于提升組織的合作氛圍、促進(jìn)組織績(jī)效等都有積極影響。對(duì)寬恕影響因素的研究集中于受害者、侵害者和侵害事件的特征，卻較少關(guān)注受害者與侵害者間的人際關(guān)系對(duì)寬恕的影響。既然寬恕是一種人際間的情緒轉(zhuǎn)化過程，那么人際間的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系理應(yīng)對(duì)這一過程產(chǎn)生重要影響。然而運(yùn)用社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系特征對(duì)寬恕進(jìn)行的研究卻是鳳毛麟角，這在中國這一“關(guān)系社會(huì)”背景下是一個(gè)缺憾。

關(guān)系強(qiáng)度與非對(duì)稱性是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在關(guān)系特征上的關(guān)鍵概念，已有研究表明中國人的關(guān)系強(qiáng)度大體受到親密程度、親密朋友圈、認(rèn)識(shí)時(shí)間長(zhǎng)短、互惠性服務(wù)4個(gè)維度影響，而關(guān)系非對(duì)稱性是指兩個(gè)體間的關(guān)系在總體上的不平等性。心理學(xué)一般將寬恕定義為受害者內(nèi)心從憤怒、憎恨、恐懼等負(fù)面情緒中解脫出來，同時(shí)消除報(bào)復(fù)侵犯者渴望的一個(gè)轉(zhuǎn)化過程。North認(rèn)為寬恕不僅意味著受害者內(nèi)心對(duì)侵害者的憤怒和憎恨被消除，同時(shí)更是產(chǎn)生出同情、仁慈與愛等正面情緒的過程，研究重點(diǎn)是受害者對(duì)侵犯者的認(rèn)知與內(nèi)心情感的轉(zhuǎn)變。Enright等認(rèn)為寬恕是受害者遭受侵害者傷害后，其內(nèi)心的認(rèn)知、情緒和行為反應(yīng)從負(fù)面向正面轉(zhuǎn)化的過程，主要關(guān)注寬恕應(yīng)包含受害者對(duì)侵害者的認(rèn)知、情緒和行為反應(yīng)三個(gè)方面。本研究認(rèn)為寬恕意愿是組織內(nèi)部某一個(gè)體在被另一個(gè)體傷害之后，其對(duì)侵害者的認(rèn)知、內(nèi)心的情緒與行為反應(yīng)從負(fù)面向正面轉(zhuǎn)化的傾向。

已有研究從人際關(guān)系的角度，認(rèn)為人際間關(guān)系越親近，越容易產(chǎn)生寬恕傾向。如果夫妻關(guān)系是相互滿意的，則更容易表現(xiàn)出寬恕。另外，人際關(guān)系越親近，又有著難以寬恕的一面：同一種傷害，如果來源于和自己不太熟悉的人，則容易遺忘并寬??；而如果來源于和自己非常熟悉與親近的人，卻容易銘記在心，更難以寬恕對(duì)方。極端情況下，人們常用“情人眼中摻不得半點(diǎn)沙?！眮砻枋鲞@一場(chǎng)景。究竟關(guān)系強(qiáng)度對(duì)人際間寬恕意愿的影響是正向的還是負(fù)向的，現(xiàn)有理論的解釋并不一致。

在等級(jí)差序中，上位者比下位者享有更多的權(quán)利，因而可對(duì)下位者發(fā)號(hào)施令，且下位者通常只能服從或選擇聽話，這讓上位者從權(quán)利及權(quán)力兩方面均處于相對(duì)強(qiáng)勢(shì)。本研究中關(guān)系的“非對(duì)稱性”是指同一組織內(nèi)兩個(gè)體間的關(guān)系在總體上的某種不平等性，可能來源于等級(jí)上、資歷上以及人際影響力上的不平等。當(dāng)雙方都自動(dòng)地依據(jù)這種關(guān)系上的不平等來規(guī)范彼此間的行為時(shí)，關(guān)系被視為受到了非對(duì)稱性的影響。國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為關(guān)系的非對(duì)稱性從義務(wù)論的角度應(yīng)當(dāng)表述為各種對(duì)應(yīng)的義務(wù)性差異，可以從既定成分、工具成分、感情成分這三方面來刻畫。已有研究證實(shí)了這三方面成分的存在，并發(fā)現(xiàn)三成分間存在一定的交互效應(yīng)。簡(jiǎn)言之，組織中人與人之間的關(guān)系和行為會(huì)受到雙方所處階層或地位差異的影響。上級(jí)可能越過權(quán)利邊界，侵占下級(jí)的某些權(quán)益，而下級(jí)也可能會(huì)默認(rèn)這樣的事情一再發(fā)生。這一現(xiàn)象的廣泛存在表明，下級(jí)相對(duì)更容易寬恕侵害自己利益的上級(jí)。與之相反，如果下級(jí)侵占了上級(jí)的某些權(quán)益，是否上級(jí)就更加難以寬恕下級(jí)的“犯上”行為呢？現(xiàn)有理論對(duì)此并未做出解釋，已有研究對(duì)關(guān)系的非對(duì)稱性如何影響人際間的寬恕意愿缺乏關(guān)注。

已有研究發(fā)現(xiàn)，侵犯事件與侵犯后果的嚴(yán)重程度等因素對(duì)寬恕也有著顯著影響。與此類似，Jones指出，道德問題自身將影響道德決策且引入“道德強(qiáng)度”概念。同理，本文引入“非道德強(qiáng)度”這一概念用于表述侵犯事件和侵犯后果的嚴(yán)重程度。

本研究的目的是實(shí)證檢驗(yàn)關(guān)系強(qiáng)度與關(guān)系非對(duì)稱性對(duì)寬恕意愿的影響，同時(shí)探討行為的非道德強(qiáng)度對(duì)上述關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

二、假設(shè)模型與研究設(shè)計(jì)

（一）理論假設(shè)與研究模型

關(guān)系強(qiáng)度是指同一企業(yè)組織內(nèi)兩個(gè)體間在雙方關(guān)系上的花費(fèi)或認(rèn)識(shí)時(shí)間的長(zhǎng)短、所共有的親密朋友圈、親密程度（相互信任）以及互惠性服務(wù)等方面的綜合評(píng)價(jià)。關(guān)系雙方認(rèn)識(shí)的時(shí)間越長(zhǎng)，雙方關(guān)系中積淀的情感成分越多。與偶爾發(fā)生的關(guān)系相比，經(jīng)?；?dòng)和關(guān)系持久的雙方對(duì)彼此的行為更能夠容忍，因而更容易寬恕對(duì)方的一些傷害行為。由于共享朋友圈的存在，受傷害的一方可能會(huì)因?yàn)椴辉敢馐ミ@一朋友圈而寬恕傷害自己的人。已有研究認(rèn)為人際關(guān)系的親密程度會(huì)正向的影響寬??；互惠的關(guān)系雙方因存在實(shí)際或潛在利益交換的可能，維持關(guān)系的意圖也會(huì)正向地影響寬恕。綜上所述，關(guān)系強(qiáng)度的四個(gè)維度都對(duì)寬恕意愿可能產(chǎn)生正向影響。據(jù)此，本文假設(shè)：

H1：與弱連帶相比，強(qiáng)連帶關(guān)系中的個(gè)體其寬恕意愿更強(qiáng)。

本研究中關(guān)系的非對(duì)稱性是指同一組織內(nèi)兩個(gè)體間的關(guān)系在總體上的不平等性，且關(guān)系的非對(duì)稱性有方向性差異。本研究采用“XY”則表明個(gè)體Y居于相對(duì)弱勢(shì)地位。舉例而言，情感上處于非對(duì)稱性關(guān)系中的雙方，即使弱勢(shì)方的信任與情感投入未能得到強(qiáng)勢(shì)方對(duì)等的回報(bào)，但強(qiáng)勢(shì)方對(duì)對(duì)方的信任和情感投入是有明顯感知的。因此，當(dāng)弱勢(shì)方傷害到強(qiáng)勢(shì)方的時(shí)候，強(qiáng)勢(shì)方由于考慮到對(duì)方投入了更多的信任和情感而更容易產(chǎn)生寬恕意愿。同時(shí)，鑒于強(qiáng)勢(shì)方通常在資源占有上更具優(yōu)勢(shì)，通過與弱勢(shì)方的社會(huì)比較，強(qiáng)勢(shì)方容易形成心理上的優(yōu)越感。故即使遭受了弱勢(shì)方的傷害，強(qiáng)勢(shì)方也能夠出于這種優(yōu)越感而得到心理補(bǔ)償，從而更容易產(chǎn)生寬恕意愿，所以強(qiáng)勢(shì)方更傾向于寬恕弱勢(shì)方。另外，當(dāng)弱勢(shì)方受到了強(qiáng)勢(shì)方的傷害，由于社會(huì)比較而形成的各種不平衡感會(huì)導(dǎo)致弱勢(shì)方表現(xiàn)出更為強(qiáng)烈的憤怒、憎恨等負(fù)面情緒，最終難以產(chǎn)生寬恕意愿。據(jù)此，本文假設(shè)：

H2：相對(duì)于X>Y的非對(duì)稱性關(guān)系，處于X

Jones提出的道德強(qiáng)度被用來刻畫所面對(duì)情境中道德問題的緊迫程度，共6個(gè)維度：后果大小、后果集中性、后果可能性、時(shí)間即刻性、社會(huì)壓力與親密性，而后續(xù)研究將前4個(gè)維度歸納為因子1，以“感知潛在傷害”命名，把親密性和社會(huì)壓力2個(gè)維度歸納為因子2，以“感知社會(huì)壓力”命名。本研究用非道德強(qiáng)度指侵犯事件的嚴(yán)重程度與侵犯事件本身的性質(zhì)，即非道德強(qiáng)度高的行為是傷害后果嚴(yán)重、傷害后果迅速集中出現(xiàn)的行為。已有研究表明，侵犯事件的嚴(yán)重程度顯著降低寬恕意愿，同時(shí)，侵犯事件本身的性質(zhì)也會(huì)影響寬恕意愿。一方面，侵害后果越嚴(yán)重，受害者的負(fù)面情緒越強(qiáng)烈而難以消除；另一方面，侵害后果的嚴(yán)重程度會(huì)直接阻礙慈善（Benevolence）動(dòng)機(jī)等正面情緒的產(chǎn)生。當(dāng)面對(duì)非道德強(qiáng)度高的侵害行為時(shí)，由于侵害事件本身性質(zhì)惡劣，侵害后果嚴(yán)重且難以消除，此時(shí)關(guān)系強(qiáng)度對(duì)寬恕意愿的正面影響將難以顯現(xiàn)。相反，當(dāng)面對(duì)非道德強(qiáng)度低的侵害行為時(shí)，由于侵害事件輕微，后果不嚴(yán)重且容易消除，關(guān)系強(qiáng)度對(duì)寬恕意愿的正面影響將更加易于顯現(xiàn)。因此，本文假設(shè)：

H3a：非道德強(qiáng)度調(diào)節(jié)了關(guān)系強(qiáng)度與寬恕意愿之間的關(guān)系。非道德強(qiáng)度越低，關(guān)系強(qiáng)度對(duì)寬恕意愿的正向影響越大。

另外，當(dāng)面對(duì)非道德強(qiáng)度高的侵害行為時(shí)，受害者由于遭受較嚴(yán)重的侵害，內(nèi)心產(chǎn)生極為強(qiáng)烈的負(fù)面情緒。此時(shí)，即使受害者是強(qiáng)勢(shì)方，因非對(duì)稱性關(guān)系而產(chǎn)生的正面情緒（優(yōu)越感）將無法壓制受害者內(nèi)心的負(fù)面情緒，進(jìn)而難以顯著提高寬恕意愿。反之，當(dāng)面對(duì)非道德強(qiáng)度低的侵害行為時(shí)，如果受害者是強(qiáng)勢(shì)方，因非對(duì)稱性關(guān)系而產(chǎn)生的正面情緒（優(yōu)越感）就能夠壓制受到侵害后的負(fù)面情緒（憤怒、憎恨等），進(jìn)而顯著提高強(qiáng)勢(shì)方的寬恕意愿。因此，處于強(qiáng)勢(shì)地位的個(gè)體一般來說更容易選擇寬恕，在面對(duì)非道德強(qiáng)度較低的傷害時(shí)，寬恕意愿更強(qiáng)；而當(dāng)面對(duì)非道德強(qiáng)度更高的傷害時(shí)，寬恕意愿更弱。據(jù)此，本文假設(shè)：

H3b：非道德強(qiáng)度對(duì)關(guān)系非對(duì)稱性與寬恕意愿間的關(guān)系有調(diào)節(jié)效應(yīng)。強(qiáng)勢(shì)方的個(gè)體Y（X

根據(jù)上述假設(shè)，本研究提出圖1所示的研究模型，通過設(shè)計(jì)并構(gòu)建2個(gè)情境實(shí)驗(yàn)來進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。其中，實(shí)驗(yàn)1將驗(yàn)證H1和H3a，實(shí)驗(yàn)2在實(shí)驗(yàn)1的基礎(chǔ)上將驗(yàn)證H2和H3b。

（二）實(shí)驗(yàn)材料編制

本文運(yùn)用情境實(shí)驗(yàn)進(jìn)行實(shí)證研究，對(duì)各研究變量進(jìn)行如下情境設(shè)計(jì)：

第一，對(duì)關(guān)系強(qiáng)度的情境設(shè)計(jì)。本研究采用認(rèn)識(shí)時(shí)間長(zhǎng)短、親密程度、共同朋友圈、互惠性服務(wù)這4個(gè)維度來刻畫個(gè)體間的關(guān)系強(qiáng)度差異?；谇捌谠L談結(jié)果將短于3個(gè)月定義為弱關(guān)系，長(zhǎng)于3年定義為強(qiáng)關(guān)系，其他3個(gè)維度均沿用羅家德的自我中心網(wǎng)量表。親密程度關(guān)注是否有親密行為和是否有親密話題：以“下班后是否共同娛樂”“兩家人是否常在一起聚會(huì)”表征親密行為，以是否“談?wù)搨€(gè)人私事”“分享私人情感”表征親密話題；同時(shí)，將具備共同朋友圈或常?；ハ鄮椭年P(guān)系視為強(qiáng)連帶。將4個(gè)維度的描述按強(qiáng)、弱連帶分別加以組合，獲得本研究中用于區(qū)分關(guān)系強(qiáng)度的兩種不同情境。

第二，對(duì)非對(duì)稱性的情境設(shè)計(jì)。采用楊中芳的三成分模型，從既定成分、感情成分、工具成分上來表征關(guān)系的非對(duì)稱性：首先從關(guān)系雙方的職位等級(jí)差異、資歷差異與影響力差異上凸顯既定成分的不平等；然后透過依賴程度差異和重視程度差異凸顯感情成分上的不平等；之后用回報(bào)程度差異與功利程度差異凸顯工具成分上的不平等；最后用“XY”則表示個(gè)體Y在3個(gè)維度上全部居于弱勢(shì)的情境。

第三，對(duì)非道德強(qiáng)度的情境設(shè)計(jì)。根據(jù)文獻(xiàn)歸納出23種同事間的非道德行為，通過向11位專家咨詢后合并為21種典型行為，并以5點(diǎn)李克特量表編制問卷。通過實(shí)施調(diào)查獲得有效營銷員樣本48個(gè)，基于數(shù)據(jù)分析確定兩種典型行為：將“搶同事的客戶或訂單/挖同事墻角”（以下稱“搶單”）視為非道德強(qiáng)度高的典型行為；將“竊取同事的成果/夸大自己的作用”（以下稱“搶功勞”）視為非道德強(qiáng)度低的典型行為。對(duì)兩種行為的T檢驗(yàn)結(jié)果見表1，后續(xù)研究將以“搶單”指非道德強(qiáng)度高，“搶功勞”指非道德強(qiáng)度低。

（三）情境操縱預(yù)測(cè)試

因自變量的取值差異是通過情境描述的文字差異體現(xiàn)，故應(yīng)對(duì)實(shí)驗(yàn)被試者能否正確理解情境設(shè)定進(jìn)行預(yù)測(cè)試。為此，我們進(jìn)行了一輪測(cè)試過程、方法、步驟與實(shí)驗(yàn)主持人均與正式實(shí)驗(yàn)相同的預(yù)測(cè)試，且被試者只需回答對(duì)于雙方關(guān)系強(qiáng)度的感知以及對(duì)于非對(duì)稱性方向的感知。

預(yù)測(cè)試遵循2×2×2的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，對(duì)關(guān)系的強(qiáng)連帶和弱連帶、非對(duì)稱性的強(qiáng)勢(shì)和弱勢(shì)、非道德強(qiáng)度的高和低排列組合出不同的8組情境描述，總計(jì)發(fā)放問卷330份，回收問卷298份，其中男性125人、女性173人，問卷回收率為90.3%。

預(yù)測(cè)試結(jié)果如表2所示，對(duì)情境描述中雙方關(guān)系強(qiáng)度的正確感知率高達(dá)90.6%，雙方關(guān)系非對(duì)稱性方向的正確感知率為90.94%，樣本整體正確感知率為83.56%，證明被試者能夠正確感知所設(shè)定的實(shí)驗(yàn)情境。

（四）寬恕意愿量表的選取與預(yù)測(cè)

第一，寬恕意愿量表選取。寬恕意愿的量表主要有：EFI量表、TRIM量表、WFS量表、FS量表等。考慮研究背景與目的，選取了15題項(xiàng)的FS量表，完成該量表翻譯后，隨機(jī)對(duì)20名被試者進(jìn)行問項(xiàng)理解調(diào)查，發(fā)現(xiàn)被試者對(duì)問卷的理解程度總體良好，但有9名被試者對(duì)題項(xiàng)13感到難以理解，有7名被試者對(duì)題項(xiàng)15產(chǎn)生了“說反話嗎？”的疑問。參考劉瑤和陸麗青在運(yùn)用FS量表進(jìn)行研究時(shí)也認(rèn)為原量表的部分題項(xiàng)因文化背景難以理解并將問題項(xiàng)刪除，我們刪去題項(xiàng)13、15，形成用于預(yù)測(cè)試的13題項(xiàng)量表。

第二，寬恕意愿量表預(yù)測(cè)試。預(yù)測(cè)試的各方面條件與正式實(shí)驗(yàn)完全一致，我們將帶有特定場(chǎng)景描述的寬恕意愿問卷在某保險(xiǎn)集團(tuán)四川分公司的某2次培訓(xùn)課間進(jìn)行發(fā)放，并請(qǐng)同一位實(shí)驗(yàn)主持人宣讀指導(dǎo)語、發(fā)放問卷、進(jìn)行測(cè)試，發(fā)放問卷160份，回收137份，問卷回收率為85.6%。

用SPSS17.0中文版分析寬恕意愿數(shù)據(jù)，進(jìn)行探索性因子分析，轉(zhuǎn)軸后題項(xiàng)10的載荷量最小僅為0.489<0.5，且子量表中題項(xiàng)10的信度最低，決定刪除題項(xiàng)10。將12個(gè)題項(xiàng)數(shù)據(jù)進(jìn)行信度檢驗(yàn)，Cronbaehs α值為0.867>0.8。進(jìn)行探索性因子分析，巴特利特球度檢驗(yàn)P值為0.000，說明球度檢驗(yàn)擬合較好。KMO值為0.825>0.8，根據(jù)KMO度量標(biāo)準(zhǔn)可知原有變量適合進(jìn)行因子分析。采用主成分分析法，用最大方差法進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)，抽取特征值大于1的因素，共抽取3個(gè)因素，解釋總變異量的67.997%。轉(zhuǎn)軸后的旋轉(zhuǎn)成分矩陣中，在各個(gè)所屬因子上的載荷量為.644～.837之間，如表3所示。其中題項(xiàng)1、3、4、5、8、12、14為一個(gè)因子，題項(xiàng)7、9、11為一個(gè)因子，題項(xiàng)2、6為一個(gè)因子。參考劉瑤和陸麗青在我國研究中的三維度劃分，將維度一命名為“自我關(guān)注”、維度二命名為“消極反應(yīng)”、維度三命名為“積極反應(yīng)”。12題項(xiàng)量表的信度為0.867，維度一“自我關(guān)注”信度為0.864，維度二“消極反應(yīng)”信度為0.835，維度三“積極反應(yīng)”信度為0.741，說明該量表信度良好，符合測(cè)量要求。

信度檢驗(yàn)、因子分析與題項(xiàng)刪減完成后，需對(duì)這一量表進(jìn)行效度檢驗(yàn)。因該量表已在世界各地接受了學(xué)者們的廣泛應(yīng)用與檢驗(yàn)，故不再討論其內(nèi)容效度和表面效度，將考察其結(jié)構(gòu)效度與聚合效度。采用結(jié)構(gòu)方程模型SEM進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，整體模型見圖2。

AMOS擬合模型的各項(xiàng)指標(biāo)見表4?？梢?，該模型的整體指數(shù)已達(dá)到擬合要求，說明該量表結(jié)構(gòu)效度和聚合效度良好，可以用于對(duì)寬恕意愿進(jìn)行測(cè)量。后續(xù)實(shí)驗(yàn)中將采用這一經(jīng)過預(yù)測(cè)試的寬恕意愿量表來測(cè)量被試者的寬恕意愿。該量表包括12個(gè)題項(xiàng)，分為3個(gè)維度。

擬合優(yōu)度指標(biāo)：卡方統(tǒng)計(jì)量x2=73.245；自由度（DF）=38；卡方統(tǒng)計(jì)量與自由度之比（X2/DF）=1.9275；規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)（NFI）=0.909；比較適配指數(shù)（CFI）=0.952；擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）=0.924；調(diào)整后擬合優(yōu)度指數(shù)（AGFI）=0.843；近似的均方根誤差（RMSEA）=0.083。

（五）實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

為考察寬恕意愿的變化，本研究構(gòu)造并進(jìn)行了2個(gè)情境實(shí)驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)1遵循2×2的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，對(duì)關(guān)系的強(qiáng)連帶和弱連帶、非道德強(qiáng)度的高和低排列組合出不同的4組情境描述。實(shí)驗(yàn)2遵循2×2×2的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，對(duì)關(guān)系的強(qiáng)連帶和弱連帶、非對(duì)稱性的強(qiáng)勢(shì)和弱勢(shì)、非道德強(qiáng)度的高和低排列組合出不同的8組情境描述。2個(gè)實(shí)驗(yàn)所考察的因變量均為個(gè)體間的寬恕意愿。研究被試者是某保險(xiǎn)分公司在職營銷員，共計(jì)460人，隨機(jī)分配到2個(gè)實(shí)驗(yàn)的12個(gè)組中。實(shí)驗(yàn)1取得有效問卷計(jì)127份，其中男性63人、女性64人，問卷回收率為90.7%，被試者在4組中的人數(shù)分配見表5。

實(shí)驗(yàn)2取得有效問卷270份，其中男性109人、女性161人，問卷回收率為84.37%，被試者在8組中的人數(shù)分配見表6。

三、實(shí)驗(yàn)結(jié)果與假設(shè)檢驗(yàn)

（一）實(shí)驗(yàn)1的數(shù)據(jù)結(jié)果與假設(shè)檢驗(yàn)

實(shí)驗(yàn)1實(shí)證檢驗(yàn)了關(guān)系強(qiáng)度對(duì)寬恕意愿的影響，對(duì)應(yīng)2種非道德強(qiáng)度水平，被試者在不同的關(guān)系強(qiáng)度背景下，其寬恕意愿分組均值與標(biāo)準(zhǔn)差見表7。對(duì)實(shí)驗(yàn)取得的數(shù)據(jù)進(jìn)行方差分析，結(jié)果見表8。

數(shù)據(jù)表明，關(guān)系強(qiáng)度對(duì)寬恕意愿的影響主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，123）=4.776，p=0-031<0.05；觀察表7中的分組均值，可見強(qiáng)連帶下的寬恕意愿均值（44.14±6.16）在2個(gè)不同的非道德強(qiáng)度水平上，均明顯大于弱連帶下的寬恕意愿均值（41.80±5.81），且這一差異在統(tǒng)計(jì)上顯著。因此，H1得到支持（見圖3）。

根據(jù)表8的數(shù)據(jù)，關(guān)系強(qiáng)度、非道德強(qiáng)度在寬恕意愿上的交互作用不顯著，F(xiàn)（1，123）：0.644，p=0.424>0.05，表明在關(guān)系強(qiáng)度對(duì)寬恕意愿的影響關(guān)系上，非道德強(qiáng)度的調(diào)節(jié)作用不顯著，H3a沒有得到支持（見圖4）。

（二）實(shí)驗(yàn)2的數(shù)據(jù)結(jié)果與假設(shè)檢驗(yàn)

實(shí)驗(yàn)2實(shí)證檢驗(yàn)了關(guān)系強(qiáng)度與非對(duì)稱性對(duì)寬恕意愿的影響，對(duì)應(yīng)2種非道德強(qiáng)度水平，被試者在不同的關(guān)系強(qiáng)度以及不同的非對(duì)稱性背景下，其寬恕意愿分組均值和標(biāo)準(zhǔn)差見表9。

對(duì)所得數(shù)據(jù)進(jìn)行l(wèi)evene方差齊性檢驗(yàn)，F(xiàn)（7，262）=0.984，p=0.443>0.05，表明方差齊性。對(duì)實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行方差分析，結(jié)果見表10。

數(shù)據(jù)表明，非對(duì)稱性對(duì)寬恕意愿的影響主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，262）=5.018，p=0.026<0.05，因此H2得到支持（見圖5）。

根據(jù)表10中的數(shù)據(jù)，非對(duì)稱性與非道德強(qiáng)度在寬恕意愿上的交互作用顯著，F(xiàn)（1，262）=6.044，p=0.015<0.05。觀察表9的分組均值，非道德強(qiáng)度高的情境下，弱勢(shì)（X>Y）組的寬恕意愿均值（40.52±5.965）略大于強(qiáng)勢(shì)（XY）組的寬恕意愿均值（42.75±5.668）反而明顯小于強(qiáng)勢(shì)（X

四、研究結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論與實(shí)踐啟示

本文對(duì)關(guān)系強(qiáng)度和非對(duì)稱性對(duì)寬恕意愿的影響進(jìn)行了實(shí)證研究，同時(shí)考察了行為的非道德強(qiáng)度所起的調(diào)節(jié)作用，研究結(jié)論對(duì)于組織的團(tuán)隊(duì)建設(shè)提供了實(shí)踐指導(dǎo)。具體結(jié)論與實(shí)踐啟示如下：

第一，本文證實(shí)了關(guān)系強(qiáng)度對(duì)寬恕意愿的正向影響。研究發(fā)現(xiàn)其他因素不變時(shí)，關(guān)系強(qiáng)度的增加顯著提升個(gè)體間的寬恕意愿。據(jù)此，企業(yè)管理者可想方設(shè)法，為在團(tuán)隊(duì)成員間盡可能培養(yǎng)出強(qiáng)連帶營造組織氛圍。管理者可通過降低離職率來提升團(tuán)隊(duì)成員間一起共事的時(shí)間，也可采取小組考核取代個(gè)人考核作為業(yè)績(jī)?cè)u(píng)估手段，還可以透過鼓勵(lì)非正式組織、激勵(lì)團(tuán)隊(duì)成員間的互信互賴等方法，提升團(tuán)隊(duì)成員間產(chǎn)生強(qiáng)連帶的可能性。以上方法將顯著提升團(tuán)隊(duì)成員間的寬恕意愿，營造更為寬容、和諧的組織氛圍，進(jìn)而提升團(tuán)隊(duì)績(jī)效。

第二，本文發(fā)現(xiàn)非對(duì)稱性對(duì)寬恕意愿產(chǎn)生了顯著影響。實(shí)驗(yàn)表明，面對(duì)非道德行為所帶來的傷害，作為強(qiáng)勢(shì)方的被試者會(huì)產(chǎn)生更強(qiáng)烈的寬恕意愿。據(jù)此，管理者需要更加關(guān)注團(tuán)隊(duì)中的弱勢(shì)群體。因?yàn)槿舭l(fā)生人際沖突，弱勢(shì)方的個(gè)體將更難產(chǎn)生寬恕意愿，易造成人際間關(guān)系緊張或?qū)е赂M(jìn)一步的沖突。管控關(guān)系非對(duì)稱性的目的是要確保團(tuán)隊(duì)成員間能夠互相包容，不至于產(chǎn)生過激行為進(jìn)而影響整個(gè)團(tuán)隊(duì)的工作績(jī)效。

第三，本文發(fā)現(xiàn)非道德強(qiáng)度調(diào)節(jié)了非對(duì)稱性對(duì)寬恕意愿的影響。實(shí)驗(yàn)表明，在面對(duì)嚴(yán)重、強(qiáng)烈傷害時(shí)，個(gè)體的寬恕意愿均處于較低水平。但當(dāng)面對(duì)輕微傷害行為時(shí)，強(qiáng)勢(shì)方的寬恕意愿明顯強(qiáng)于弱勢(shì)方。參考社會(huì)比較理論，當(dāng)個(gè)體面對(duì)比自己更為弱勢(shì)的同事時(shí)，內(nèi)心通過社會(huì)比較可產(chǎn)生優(yōu)越感，這一優(yōu)越感驅(qū)使其在受到輕微傷害的情境下，產(chǎn)生了更高的寬恕意愿。然而，當(dāng)面對(duì)嚴(yán)重、強(qiáng)烈傷害情境時(shí)，個(gè)體內(nèi)心的優(yōu)越感明顯弱于憤怒等負(fù)面情緒，導(dǎo)致寬恕意愿的產(chǎn)生受阻。這一發(fā)現(xiàn)，進(jìn)一步證明了管理者在日常工作中需要更加關(guān)注團(tuán)隊(duì)中的弱勢(shì)群體，避免因極端行為的出現(xiàn)影響到團(tuán)隊(duì)的工作績(jī)效。

（二）研究局限及未來研究方向

首先，因作者能力與資源有限，本文尚存在以下兩方面的研究局限：第一，本文未能涉及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的結(jié)構(gòu)特征而僅關(guān)注了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的部分關(guān)系特征；第二，本文的外部效度尚有進(jìn)一步提升的空間。

其次，對(duì)未來的研究方向，可從如下三個(gè)方面著手：第一，對(duì)個(gè)體社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的結(jié)構(gòu)特征與寬恕意愿的關(guān)系展開研究；第二，拓展本文的外部效度；第三，收集整體社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的客觀數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。