員工反生產(chǎn)行為的組織控制策略

員工反生產(chǎn)行為的組織控制策略

——基于社會(huì)認(rèn)知視角的實(shí)證研究

劉文彬1，林志揚(yáng)2，汪亞明1，唐杰3

(1.電子科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，四川成都610054；

2.廈門大學(xué)管理學(xué)院，福建廈門361005；3.福建師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建福州350108)

摘要：本文基于社會(huì)認(rèn)知的視角探討中國(guó)企業(yè)員工反生產(chǎn)行為(CWB)的組織控制策略，采用跨層次分析的方法對(duì)27家企業(yè)的426名員工進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：雖然中國(guó)企業(yè)員工的盡責(zé)感和神經(jīng)質(zhì)人格特質(zhì)對(duì)其CWB具有顯著影響。但是，由于自利和規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛以及領(lǐng)導(dǎo)公正和信息公正作為重要的組織情境，不僅可以直接對(duì)CWB產(chǎn)生顯著影響，而且還對(duì)人格特質(zhì)與CWB之間的關(guān)系起到復(fù)雜的調(diào)節(jié)作用。因此，中國(guó)企業(yè)可以綜合采用員工人格特質(zhì)測(cè)試、組織倫理氣氛培育以及組織公正環(huán)境建設(shè)等策略來(lái)進(jìn)行員工CWB的組織控制。

關(guān)鍵詞：反生產(chǎn)行為；組織控制策略；員工人格特質(zhì)；組織倫理氣氛；組織公正

收稿日期：2014-08-10修回日期：2014-12-22

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(14CGL018)；教育部人文社會(huì)科學(xué)規(guī)劃基金項(xiàng)目(11YJA630057)；國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71302175)

作者簡(jiǎn)介：劉文彬(1982-)，男，浙江衢州人，電子科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院講師，博士。研究方向：組織文化和領(lǐng)導(dǎo)行為。

中圖分類號(hào)：C976.1

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1002-9753(2015)02-0158-14

Abstract:This article investigate the organizational control strategy of Chinese enterprises employee’s counterproductive work behavior(CWB) from the perspective of social cognitive，using cross-level analysis method to do empirical research based on 426 employees from 26 enterprises. The results show that although Chinese employee’s conscientiousness and neuroticism personality trait have the significant personality，but instrumentalism and rule oriented ethical climate，leader justice and information justice are very important organizational context，they not only have significant affect to CWB respectively，but also complex moderate the relationships between personality trait and CWB. So，Chinese enterprises can use a variety of strategies to control the employee’s CWB such as employee personality test，organizational ethical climate cultivation，organizational justice environment construction，and so on.

The Organizational Control Strategy against Employee Counterproductive Work Behavior：

An Empirical Research from Social Cognitive Perspective

LIU Wen-bin1，LIN Zhi-yang2，WANG Ya-ming1，TANG Jie3

(1.SchoolofManagementandEconomics，UESTC，Chengdu610054，China；2.SchoolofManagement，XiamenUniversity，

Xiamen361005，China;3.SchoolofEconomics，F(xiàn)ujianNormalUniversity，F(xiàn)uzhou350108，China)

Key words: counterproductive work behavior；organizational control strategy；individual personality trait；organizational ethical climate；organizational justice

一、引言

全球化和IT技術(shù)革命使企業(yè)不僅面臨著外部競(jìng)爭(zhēng)的壓力，而且還要管理各種復(fù)雜的內(nèi)部員工行為。據(jù)香港中文大學(xué)發(fā)布的一項(xiàng)針對(duì)在港企業(yè)員工的調(diào)查顯示：在參與調(diào)查前的三個(gè)月內(nèi)，8%的被調(diào)查者經(jīng)常在上班時(shí)間處理私人事務(wù)，22%的被調(diào)查者經(jīng)常在工作中向同事做出不負(fù)責(zé)任的承諾，12%的被調(diào)查者曾在公款中報(bào)銷私人消費(fèi)單據(jù)，而5%的被調(diào)查者曾將公司財(cái)物據(jù)為己有[1]。實(shí)際上，諸如此類的行為都屬于員工在工作過(guò)程中有意為之的，給組織或組織成員的合法性利益造成了損害或雖暫未造成損害但存在潛在危害的反生產(chǎn)行為(Counterproductive Work Behavior，CWB)[2]。由于CWB在網(wǎng)絡(luò)和知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代具有自內(nèi)向外擴(kuò)散的“漣漪效應(yīng)”，它給組織及其利益相關(guān)者的合法性利益所造成的損害是極其巨大的。因此，如何治理員工的CWB已經(jīng)成為國(guó)內(nèi)外企業(yè)在人力資源管理實(shí)踐中不得不面對(duì)的一項(xiàng)嚴(yán)峻挑戰(zhàn)[3]。但是，目前針對(duì)CWB的理論和實(shí)證研究主要集中在西方學(xué)術(shù)界，國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界的相關(guān)探索還處于剛剛起步的階段[4]，很多與中國(guó)傳統(tǒng)文化有關(guān)的問(wèn)題(例如中國(guó)人的關(guān)系取向，以及儒家思想中仁、義、禮、忠的影響，等等)都有待在本土化的研究中被進(jìn)一步澄清?；诖?，本研究希望從社會(huì)認(rèn)知的視角，探討中國(guó)企業(yè)員工的人格特質(zhì)、組織倫理氣氛和組織公正對(duì)CWB的影響作用，從而為中國(guó)企業(yè)員工CWB的治理機(jī)制提供相應(yīng)的理論基礎(chǔ)和政策建議。

二、理論分析與研究假設(shè)

由于人格特質(zhì)的五因素模型(Five Factor Model，F(xiàn)FM)能夠有效地將各種較低層次的個(gè)體特質(zhì)整合成較高層次的人格維度，從而體現(xiàn)出個(gè)體行為的某些傾向性，所以它在研究CWB前因變量的過(guò)程中受到了非常廣泛地關(guān)注[4-6]。然而，Martinko等(2002)在對(duì)大量研究CWB前因變量的文獻(xiàn)進(jìn)行分析的基礎(chǔ)上，整合期望理論、強(qiáng)化理論與社會(huì)學(xué)習(xí)理論后發(fā)現(xiàn)：CWB是由個(gè)體特征和組織情境之間的復(fù)雜交互作用通過(guò)認(rèn)知過(guò)程引起的(如下圖1)[7]。因此，在探索CWB的影響因素和發(fā)生機(jī)制的過(guò)程中，分析個(gè)體差異及其認(rèn)知過(guò)程固然重要，但不能因此而忽視了對(duì)影響個(gè)體認(rèn)知過(guò)程的群體與組織特征的研究，否則就很有可能會(huì)限制我們從組織情境這個(gè)更容易進(jìn)行管理設(shè)計(jì)的層面去探索CWB的組織控制策略[8]。

圖1　反生產(chǎn)行為的發(fā)生機(jī)制模型

事實(shí)上，社會(huì)認(rèn)知理論一直以來(lái)都非常強(qiáng)調(diào)個(gè)體與環(huán)境之間的交互作用，該理論認(rèn)為個(gè)體的行為是由個(gè)體的內(nèi)在特質(zhì)與外在環(huán)境共同決定的。尤其是個(gè)體的人格特質(zhì)，它能夠體現(xiàn)個(gè)體行為的傾向性，并通過(guò)與環(huán)境的交互作用實(shí)現(xiàn)對(duì)個(gè)體行為的影響[9]。對(duì)于中國(guó)企業(yè)的員工而言，由于受到儒家思想中仁、義、禮、忠的深刻影響，因此特別強(qiáng)調(diào)人與環(huán)境之間的和諧性，所以在中國(guó)企業(yè)內(nèi)部，組織情境對(duì)人格特質(zhì)和CWB間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用可能會(huì)更加突出。從國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究來(lái)看，劉文彬、井潤(rùn)田和李貴卿(2014)證實(shí)了團(tuán)隊(duì)倫理氣氛對(duì)中國(guó)企業(yè)員工的盡責(zé)感與神經(jīng)質(zhì)人格特質(zhì)和CWB間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用[10]，但沒(méi)有具體分析不同類型的團(tuán)隊(duì)倫理氣氛之間的調(diào)節(jié)差異；而劉玉新、張建衛(wèi)和黃國(guó)華(2011)、陳春花和劉景龍(2012)則分析了作為重要情境變量的組織公正對(duì)CWB的直接影響[11-12]，但沒(méi)有考慮組織公正與個(gè)體人格特質(zhì)之間的交互效應(yīng)。基于此，本研究將從不同類型的組織倫理氣氛和組織公正與盡責(zé)感和神經(jīng)質(zhì)人格特質(zhì)的交互作用的角度來(lái)探索CWB的影響機(jī)制，這對(duì)中國(guó)企業(yè)控制員工CWB具有非常重要的理論指導(dǎo)價(jià)值。

(一)員工人格特質(zhì)對(duì)CWB的影響

雖然大量實(shí)證研究都經(jīng)驗(yàn)性的證明了盡責(zé)感、宜人性和神經(jīng)質(zhì)對(duì)CWB的影響作用，但這些研究基本上都認(rèn)為CWB是員工基于消極事件或消極情緒所做出的一種針對(duì)組織或組織成員的報(bào)復(fù)，由于不同的人格特質(zhì)體現(xiàn)了員工在“報(bào)復(fù)傾向”上的差異，所以能夠?qū)WB產(chǎn)生相應(yīng)的影響[13]。但是，按照Neuman和Baron(2005)觀點(diǎn)：CWB既可能是由報(bào)復(fù)性動(dòng)機(jī)所引起的，也可能是由工具性動(dòng)機(jī)所驅(qū)動(dòng)的，其區(qū)別在于前者是一種應(yīng)對(duì)行為(reactive)，而后者卻是一種主動(dòng)行為(proactive)[14]。我們發(fā)現(xiàn)：如果將CWB看成是一種主動(dòng)行為，那么Hobfoll(1989)[15]開(kāi)創(chuàng)的資源保護(hù)(Conservation of Resource，COR)理論恰好可以基于工具性動(dòng)機(jī)的視角，對(duì)人格特質(zhì)與CWB之間的關(guān)系提供合理的理論解釋。

COR理論最早用于解釋個(gè)體由心理壓力而導(dǎo)致的各種心理扭曲，該理論認(rèn)為：?jiǎn)T工在組織中會(huì)盡力去保護(hù)他們重視的各種實(shí)物、身份、個(gè)人和能源資源，并利用這些資源進(jìn)一步獲取幫助其實(shí)現(xiàn)工作目標(biāo)的其它資源[15]。當(dāng)員工在組織中遭遇資源匱乏或資源損失時(shí)，他們會(huì)主動(dòng)采取各種行為或策略實(shí)現(xiàn)資源補(bǔ)償，從而有效的應(yīng)對(duì)可能由此而導(dǎo)致的各種心理壓力。但是，如果資源不足或資源損失無(wú)法獲得有效補(bǔ)償，那么員工就會(huì)產(chǎn)生心理壓力甚至導(dǎo)致各種心理扭曲[16]。Krischer等(2010)認(rèn)為COR理論不僅可以用于解釋個(gè)體的心理扭曲，而且可以用于解釋包括CWB在內(nèi)的各種行為扭曲，因?yàn)樾睦砼で切袨榕で那罢住Ｋ麄儼l(fā)現(xiàn)：當(dāng)員工在企業(yè)中遭遇分配不公時(shí)，很容易主動(dòng)表現(xiàn)出降低工作效率、遲到早退或進(jìn)行不必要的加班等CWB來(lái)實(shí)現(xiàn)資源補(bǔ)償并降低自己的消極情緒。這些行為的出現(xiàn)，與其說(shuō)是一種報(bào)復(fù)，還不如說(shuō)是一種基于資源保護(hù)策略而做出的理性決策[17]。實(shí)際上，近年來(lái)已經(jīng)有一些學(xué)者開(kāi)始利用COR理論來(lái)解釋人格特質(zhì)對(duì)個(gè)體行為的影響作用[18-19]。以這些研究為基礎(chǔ)，我們對(duì)盡責(zé)感和神經(jīng)質(zhì)這兩種最重要的人格特質(zhì)對(duì)CWB的影響做出如下理論分析。

第一，盡責(zé)感通常體現(xiàn)在員工對(duì)待工作的態(tài)度與方式上，高盡責(zé)感的員工遵守規(guī)則、認(rèn)真負(fù)責(zé)、有組織性、值得信賴。Zeller等(2006)認(rèn)為：勤勉、專注和遵守規(guī)則通常被那些具有高盡責(zé)感特質(zhì)的員工看成是完成工作目標(biāo)的重要個(gè)人資源，因?yàn)樗麄冋J(rèn)為，只有在工作中表現(xiàn)出勤勉、專注和遵守規(guī)則，才更容易贏得主管和同事的信賴，并以此為基礎(chǔ)獲得主管或同事提供的幫助其實(shí)現(xiàn)工作目標(biāo)的各種支持[18]。所以，為了保護(hù)(或者說(shuō)持續(xù)獲得)由盡責(zé)感特質(zhì)所帶來(lái)的各種資源，他們通常不會(huì)把時(shí)間和精力放到偷奸?；?、降低工作效率以及與他人發(fā)生沖突等各種可能損害其盡責(zé)感特征的CWB上去。換言之，高盡責(zé)感的員工往往缺乏表現(xiàn)出CWB的工具性動(dòng)機(jī)[13]。與之相反，低盡責(zé)感的員工因?yàn)樵诠ぷ髦胁环e極、不主動(dòng)、不專注，所以無(wú)法贏得主管和同事的信賴，也就很難獲得主管或同事提供的幫助其實(shí)現(xiàn)工作目標(biāo)的各種支持。因此，他們往往會(huì)有較強(qiáng)的通過(guò)主動(dòng)表現(xiàn)出CWB進(jìn)行資源補(bǔ)償?shù)墓ぞ咝詣?dòng)機(jī)，而如果無(wú)法獲得資源補(bǔ)償，他們就會(huì)進(jìn)一步產(chǎn)生心理壓力和心理扭曲，從而表現(xiàn)出各種基于報(bào)復(fù)性動(dòng)機(jī)的CWB。

第二，神經(jīng)質(zhì)通常體現(xiàn)在員工的情緒穩(wěn)定性和相應(yīng)的調(diào)節(jié)能力上，高神經(jīng)質(zhì)的員工易怒、情緒化、缺乏耐心、沒(méi)有安全感。Halbesleben等(2009)認(rèn)為：高神經(jīng)質(zhì)的員工需要消耗大量的時(shí)間和精力以及其它資源來(lái)處理和應(yīng)對(duì)他們的消極情緒和心理壓力，這使得他們?cè)谕瓿晒ぷ髂繕?biāo)的過(guò)程中本身就處于一種相對(duì)的資源劣勢(shì)[19]。此外，由于在工作中表現(xiàn)出的易怒和情緒化等特征，還導(dǎo)致其可能無(wú)法獲得主管和同事的認(rèn)可與信賴，也就不會(huì)有人為他們提供幫助其實(shí)現(xiàn)工作目標(biāo)的各種支持，這使得高神經(jīng)質(zhì)的員工在工作中進(jìn)一步處于資源匱乏的狀態(tài)。因此，他們往往會(huì)通過(guò)延長(zhǎng)工休時(shí)間、侵占公司資產(chǎn)、取笑或私下議論主管、不與同事共享信息等CWB來(lái)主動(dòng)實(shí)現(xiàn)資源補(bǔ)償，從而降低自身的消極情緒和心理壓力。換言之，高神經(jīng)質(zhì)的員工往往有較強(qiáng)的表現(xiàn)出CWB的工具性動(dòng)機(jī)[13]。并且，如果之前表現(xiàn)出的CWB無(wú)法幫助其實(shí)現(xiàn)有效的資源補(bǔ)償，他們就會(huì)產(chǎn)生心理壓力和心理扭曲，從而進(jìn)一步表現(xiàn)出各種基于報(bào)復(fù)性動(dòng)機(jī)的CWB。

基于此，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)1a：?jiǎn)T工的盡責(zé)感人格特質(zhì)對(duì)其反生產(chǎn)行為具有顯著的負(fù)向影響。

假設(shè)1b：?jiǎn)T工的神經(jīng)質(zhì)人格特質(zhì)對(duì)其反生產(chǎn)行為具有顯著的正向影響。

(二)組織倫理氣氛和人格特質(zhì)的交互作用對(duì)CWB的影響

1. 組織倫理氣氛對(duì)CWB的直接影響

社會(huì)規(guī)范理論是社會(huì)認(rèn)知理論的重要分支，Hollinger和Clark(1982)基于社會(huì)規(guī)范理論對(duì)組織控制策略的研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體在組織中的行為會(huì)受到兩種規(guī)范的影響：一方面，組織成員會(huì)自覺(jué)地把其在社會(huì)生活中所積習(xí)的各種規(guī)范部分地內(nèi)化(internalization)用以約束和檢點(diǎn)自己的行為，從而形成相應(yīng)的內(nèi)部控制機(jī)制；另一方面，組織成員的行為也需要通過(guò)各種外部規(guī)范加以調(diào)整和修正，即依靠所謂的外部機(jī)制進(jìn)行相應(yīng)的控制[20]。對(duì)于正式組織而言，管理者要解決的主要問(wèn)題就是外部控制機(jī)制的建立及其實(shí)施問(wèn)題。從外部控制的形式來(lái)看，主要有正式控制(formal control)和非正式控制(informal control)兩種：所謂正式控制也就是韋伯所說(shuō)的科層控制或制度控制，它是以管理者的權(quán)威為基礎(chǔ)，通過(guò)諸如解雇、降職、停職、罰款等硬性的規(guī)章制度和管理規(guī)范來(lái)對(duì)組織成員的行為進(jìn)行控制；而非正式控制也就是我們所說(shuō)的“軟控制”，它以特定組織內(nèi)的組織成員間的相互影響和共同認(rèn)知為基礎(chǔ)，通過(guò)人們?cè)谀骋恍袨樯系木唧w反應(yīng)所產(chǎn)生的交互作用來(lái)對(duì)組織成員的行為進(jìn)行控制。Hollinger和Clark(1982)認(rèn)為：毋庸置疑，正式控制(即規(guī)章制度)對(duì)于減少員工的CWB固然重要，但是非正式控制更是意義重大[20]。事實(shí)上，根據(jù)Barker(1993)[21]的協(xié)和控制(concertive control)理論，組織倫理氣氛就是一種典型的針對(duì)CWB的非正式控制機(jī)制。因?yàn)閂ictor和Cullen(1988)認(rèn)為，組織倫理氣氛既體現(xiàn)了組織在處理倫理問(wèn)題上的特征，也反映了組織成員在什么是符合倫理的行為和應(yīng)該如何處理倫理問(wèn)題上的相互影響與共同認(rèn)知[22]。所以，組織倫理氣氛可以讓組織成員通過(guò)社會(huì)規(guī)范的學(xué)習(xí)，在自行決定通過(guò)什么方式處理倫理問(wèn)題才能更好地實(shí)現(xiàn)自我和組織目標(biāo)的過(guò)程中，逐漸形成某種處理倫理問(wèn)題的共識(shí)和默契，然后依靠這種共識(shí)和默契來(lái)實(shí)現(xiàn)對(duì)CWB的非正式控制[23]。尤其是對(duì)于中國(guó)企業(yè)的員工而言，他們?cè)谔幚砣穗H關(guān)系時(shí)通常秉持著“和為貴”的思想，并且普遍非常重視別人對(duì)自己的看法，因此更加不會(huì)冒然違反大家共同遵守的倫理規(guī)范，所以組織倫理氣氛對(duì)中國(guó)企業(yè)員工CWB的非正式控制作用可能會(huì)更加明顯。

需要說(shuō)明的是，雖然Victor和Cullen(1988)根據(jù)倫理標(biāo)準(zhǔn)與分析取向兩個(gè)維度從理論上得到了9種組織倫理氣氛，并通過(guò)他們開(kāi)發(fā)的組織倫理氣氛問(wèn)卷，用因素分析的方法證實(shí)了組織中存在五種特定的倫理氣氛，即自利導(dǎo)向、關(guān)懷導(dǎo)向、獨(dú)立導(dǎo)向、規(guī)則導(dǎo)向、法律與法規(guī)導(dǎo)向的組織倫理氣氛[22]。但是，后續(xù)的實(shí)證研究所得到的關(guān)于組織倫理氣氛的類型卻并不穩(wěn)定，只有自利導(dǎo)向、關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛得到了充分驗(yàn)證。例如：Vardi(2001)就發(fā)現(xiàn)：在關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛下，員工的道德認(rèn)知水平明顯較高，產(chǎn)生各種CWB的可能性較低；而在自立導(dǎo)向的組織倫理氣氛下，員工的道德認(rèn)知水平明顯較低，產(chǎn)生各種CWB的可能性較高[24]。基于此，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)2a：自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛對(duì)員工的反生產(chǎn)行為具有顯著的正向影響。

假設(shè)2b：關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛對(duì)員工的反生產(chǎn)行為具有顯著的負(fù)向影響。

假設(shè)2c：規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛對(duì)員工的反生產(chǎn)行為具有顯著的負(fù)向影響。

2. 組織倫理氣氛和人格特質(zhì)的交互作用

組織倫理氣氛作為一種重要的組織情境，雖然無(wú)法對(duì)員工對(duì)待工作的態(tài)度與方式以及情緒的穩(wěn)定性程度和相應(yīng)的調(diào)節(jié)能力產(chǎn)生本質(zhì)影響，但它可以對(duì)人格特質(zhì)與CWB之間的關(guān)系產(chǎn)生相應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，具體而言：首先，對(duì)于高盡責(zé)感的員工，其行為往往由外部動(dòng)機(jī)驅(qū)使[25]，他們非常注重自身與他人和環(huán)境間關(guān)系的和諧性，并且愿意通過(guò)認(rèn)真負(fù)責(zé)地對(duì)待自己的工作而獲得主管和同事的肯定。如果他們?cè)诰哂休^強(qiáng)規(guī)則和關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣氛的組織中工作，主管和同事的關(guān)懷以及大家都按規(guī)則辦事的工作方式可以證明其動(dòng)機(jī)和行為的“合理性”，進(jìn)而增強(qiáng)其外部動(dòng)機(jī)對(duì)CWB的抑制作用；但如果在具有較強(qiáng)自利導(dǎo)向倫理氣氛的組織中工作，其待人處世的方式會(huì)與組織成員互不關(guān)心并且大家為達(dá)目的不折手段的工作方式格格不入，因此在懷疑自己動(dòng)機(jī)和行為“合理性”的過(guò)程中，其外部動(dòng)機(jī)對(duì)CWB的抑制作用就會(huì)被削弱。其次，對(duì)于高神經(jīng)質(zhì)的員工，其行為往往由內(nèi)部動(dòng)機(jī)驅(qū)使[25]，他們的情緒穩(wěn)定性和自我調(diào)節(jié)能力都比較差。如果他們?cè)诰哂休^強(qiáng)規(guī)則和關(guān)懷導(dǎo)向倫理氣氛的的組織中工作，主管和同事的關(guān)懷以及大家都按規(guī)則辦事的工作習(xí)慣能夠在一定程度上抑制其不穩(wěn)定情緒，進(jìn)而有效降低其出現(xiàn)CWB的可能性；但如果在具有較強(qiáng)自利導(dǎo)向倫理氣氛的組織中工作，組織成員互不關(guān)心并且大家為達(dá)目的不折手段的工作方式對(duì)其原本就不穩(wěn)定的情緒勢(shì)必產(chǎn)生進(jìn)一步?jīng)_擊，從而增強(qiáng)其表現(xiàn)出CWB的可能性?；诖?，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)3a：自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛可以調(diào)節(jié)人格特質(zhì)與CWB之間的關(guān)系。自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛越強(qiáng)，盡責(zé)感與CWB的負(fù)向關(guān)系越弱；神經(jīng)質(zhì)與CWB的正向關(guān)系越強(qiáng)。

假設(shè)3b：關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛可以調(diào)節(jié)人格特質(zhì)與CWB之間的關(guān)系。關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛越強(qiáng)，盡責(zé)感與CWB的負(fù)向關(guān)系越強(qiáng)；神經(jīng)質(zhì)與CWB的正向關(guān)系越弱。

假設(shè)3c：規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛可以調(diào)節(jié)人格特質(zhì)與CWB之間的關(guān)系。規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛越強(qiáng)，盡責(zé)感與CWB的負(fù)向關(guān)系越強(qiáng)；神經(jīng)質(zhì)與CWB的正向關(guān)系越弱。

(三)組織公正和人格特質(zhì)的交互作用對(duì)CWB的影響

1. 組織公正對(duì)CWB的直接影響

公平理論(又稱社會(huì)比較理論)也是社會(huì)認(rèn)知理論的重要分支，該理論認(rèn)為：人們往往借助于社會(huì)比較來(lái)進(jìn)行自我評(píng)價(jià)，從而確認(rèn)自己的屬性。如果個(gè)體在社會(huì)比較的過(guò)程中能獲得肯定性情感滿足，就會(huì)產(chǎn)生積極的情感和行為；但是，如果個(gè)體在社會(huì)比較的過(guò)程中不能獲得肯定性情感滿足，就會(huì)產(chǎn)生消極的情感和行為[26]?；诖?，早期的很多研究都認(rèn)為：?jiǎn)T工在工作場(chǎng)所中的各種消極行為都是對(duì)其基于社會(huì)比較后感知到的不公正所作出的一種報(bào)復(fù)[27-28]。于是，Spector和Fox(2002)在挫折-攻擊假說(shuō)和歸因理論的基礎(chǔ)上正式提出了CWB的壓力-情緒模型，他們認(rèn)為CWB的發(fā)生過(guò)程由三個(gè)環(huán)節(jié)組成：首先，個(gè)體在工作場(chǎng)所中感知壓力，產(chǎn)生受挫感；其次，受挫感引發(fā)個(gè)體負(fù)向情緒的出現(xiàn)；最后，負(fù)向情緒將引發(fā)各種CWB[29]。而Martinko等(2002)則在對(duì)前人的研究成果進(jìn)行整合分析的基礎(chǔ)上開(kāi)創(chuàng)了因果推理模型，他們認(rèn)為：如果員工在工作場(chǎng)所感知到不平衡，并且對(duì)這種不平衡感做出內(nèi)部/穩(wěn)定性歸因時(shí)(如自己能力差)，將導(dǎo)致其出現(xiàn)諸如礦工、消沉、磨洋工等CWB；如果員工在工作場(chǎng)所感知到不平衡，并且對(duì)這種不平衡感進(jìn)行外部/穩(wěn)定性歸因時(shí)，將導(dǎo)致其出現(xiàn)諸如人身攻擊、惡意報(bào)復(fù)等CWB。由此可見(jiàn)，員工在工作過(guò)程中對(duì)組織不公正的感知是引發(fā)其受挫感與不平衡感，進(jìn)而導(dǎo)致其CWB的一個(gè)重要因素。

需要說(shuō)明的是，雖然現(xiàn)有的關(guān)于組織公正的研究大多將其劃分為分配公正、程序公正和互動(dòng)公正三個(gè)維度，其中互動(dòng)公正又可以被分解成人際公正(反映了程序執(zhí)行過(guò)程中的人際對(duì)待，尤其是權(quán)威或上司對(duì)待下屬的態(tài)度、尊重程度等)和信息公正(反映了給予當(dāng)事人的信息和提供解釋的充分性)[30],但是，實(shí)證研究的相關(guān)結(jié)果顯示：第一，大多數(shù)極端的CWB都是因?yàn)閱T工感知到了強(qiáng)烈的人際不公正或信息不公正，而不是因?yàn)榉峙洳还鶎?dǎo)致的[31-32]；第二，相對(duì)于分配公正和程序公正而言，互動(dòng)公正(包括人際公正和信息公正)能夠更好的預(yù)測(cè)各種組織指向和人際指向的CWB[33-34]；第三，對(duì)于中國(guó)企業(yè)而言，高權(quán)力距離的文化屬性使得員工往往尊重權(quán)威、服從領(lǐng)導(dǎo)，因此互動(dòng)公正在中國(guó)企業(yè)內(nèi)部主要體現(xiàn)在員工和主管之間，換言之，主管對(duì)待下屬的態(tài)度和尊重程度(即領(lǐng)導(dǎo)公正)以及主管給予下屬信息和提供解釋的充分性(即信息公正)無(wú)疑會(huì)對(duì)下屬的行為產(chǎn)生至關(guān)重要的影響。所以，我們?cè)诒狙芯恐兄魂P(guān)注領(lǐng)導(dǎo)公正和信息公正對(duì)CWB的影響，并提出如下假設(shè)：

假設(shè)4a：領(lǐng)導(dǎo)公正對(duì)員工的反生產(chǎn)行為具有顯著的負(fù)向影響。

假設(shè)4b：信息公正對(duì)員工的反生產(chǎn)行為具有顯著的負(fù)向影響。

2. 組織公正和人格特質(zhì)的交互作用

過(guò)去已有研究證明了組織公正和人格特質(zhì)的交互作用對(duì)CWB的影響，只不過(guò)是將人格特質(zhì)作為調(diào)節(jié)變量，例如Aquino等(1999)以美國(guó)政府和造紙企業(yè)的員工為對(duì)象所做的研究發(fā)現(xiàn)：在分配公正、過(guò)程公正和交互公正影響CWB的過(guò)程中，員工的情感特質(zhì)都會(huì)起到相應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。對(duì)于具有較高消極情感特質(zhì)的員工，分配公正、過(guò)程公正和交互公正與CWB之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系會(huì)被削弱，而對(duì)于具有較高積極情感特質(zhì)的員工，分配公正、過(guò)程公正和交互公正與CWB之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系會(huì)被增強(qiáng)[32]。我們認(rèn)為：組織公正作為一種重要的組織情境特征，雖然無(wú)法對(duì)員工對(duì)待工作的態(tài)度與方式以及情緒的穩(wěn)定性程度和相應(yīng)的調(diào)節(jié)能力產(chǎn)生本質(zhì)上的影響，但它仍然可以對(duì)人格特質(zhì)與CWB之間的關(guān)系產(chǎn)生相應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，具體而言：如果主管能夠在充分尊重下屬的基礎(chǔ)上，采用積極的態(tài)度，為下屬提供與工作相關(guān)的信息和資源，并向下屬對(duì)其各種管理決策做出合理而充分的解釋和說(shuō)明。換言之，如果主管能夠讓下屬在組織中感知到較高的領(lǐng)導(dǎo)公正和信息公正，那么無(wú)疑能夠增強(qiáng)具有盡責(zé)感特質(zhì)的員工抑制其CWB的外部動(dòng)機(jī)，并削弱具有神經(jīng)質(zhì)特質(zhì)的員工產(chǎn)生CWB的內(nèi)部動(dòng)機(jī)。反之，如果主管在工作過(guò)程中不尊重下屬，非但不采用積極的態(tài)度為下屬提供與工作相關(guān)的信息和資源，而且還不向下屬解釋和說(shuō)明其各項(xiàng)管理決策的目的與意義。換言之，如果主管讓下屬在組織中感知到較高的領(lǐng)導(dǎo)不公正和信息不公正，那么無(wú)疑會(huì)削弱具有盡責(zé)感特質(zhì)的員工抑制其CWB的外部動(dòng)機(jī)，并增強(qiáng)具有神經(jīng)質(zhì)特質(zhì)的員工產(chǎn)生CWB的內(nèi)部動(dòng)機(jī)?；诖?，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)5a：領(lǐng)導(dǎo)公正可以調(diào)節(jié)人格特質(zhì)與CWB之間的關(guān)系。組織中領(lǐng)導(dǎo)公正的水平越高，盡責(zé)感與CWB的負(fù)向關(guān)系越強(qiáng)；神經(jīng)質(zhì)與CWB的正向關(guān)系越弱。

假設(shè)5b：信息公正可以調(diào)節(jié)人格特質(zhì)與CWB之間的關(guān)系。組織中信息公正的水平越高，盡責(zé)感與CWB的負(fù)向關(guān)系越強(qiáng)；神經(jīng)質(zhì)與CWB的正向關(guān)系越弱。

三、理論模型與研究方法

(一) 理論模型

檢驗(yàn)變量間關(guān)系是否在不同層次上具有跨層次(Cross-level)模型建構(gòu)的效果，是組織管理學(xué)研究的重要發(fā)展方向。本研究采用跨層次分析的方法，基于本文的研究假設(shè)，建構(gòu)了如圖2所示的理論模型。該模型反映了作為個(gè)體層次的人格特質(zhì)與作為團(tuán)隊(duì)層次的組織倫理氣氛和組織公正對(duì)CWB的直接影響，以及組織倫理氣氛與組織公正對(duì)人格特質(zhì)和CWB之間關(guān)系的跨層次調(diào)節(jié)作用。

圖2　本研究的跨層次理論模型

需要說(shuō)明的是，如果將組織倫理氣氛和組織公正作為組織層次的變量進(jìn)行跨層次分析，那么對(duì)參與調(diào)查的企業(yè)的數(shù)量就有較高的要求。所以本研究將組織倫理氣氛和組織公正作為團(tuán)隊(duì)層次的變量進(jìn)行研究，通過(guò)測(cè)量員工對(duì)其所在團(tuán)隊(duì)的組織倫理氣氛和組織公正的感知，然后進(jìn)行數(shù)據(jù)聚合得到相應(yīng)的團(tuán)隊(duì)層次的研究數(shù)據(jù)。當(dāng)然，以部門或團(tuán)隊(duì)作為分析組織倫理氣氛和組織公正的基本單元也是具有科學(xué)性的，因?yàn)榧词故窃谕粋€(gè)組織中，不同部門和團(tuán)隊(duì)的組織倫理氣氛與組織公正的水平也可能是完全不一樣的[24]。

(二) 研究樣本

2012年5月至11月，我們通過(guò)各種關(guān)系渠道和MBA學(xué)員在成都、廈門與中山的36家企業(yè)中針對(duì)83個(gè)團(tuán)隊(duì)發(fā)放了650份問(wèn)卷，收回502份，剔除26份填答不完整問(wèn)卷后，總計(jì)收回有效問(wèn)卷476份。但考慮到本研究要通過(guò)匯聚個(gè)體變量形成團(tuán)隊(duì)變量，因此又進(jìn)一步剔除了50份團(tuán)隊(duì)成員有效問(wèn)卷占團(tuán)隊(duì)成員總數(shù)的比例不到50%的問(wèn)卷。最終保留了來(lái)自27家企業(yè)的65個(gè)團(tuán)隊(duì)的總計(jì)426份有效問(wèn)卷，有效問(wèn)卷回收率為65.54%。個(gè)體樣本(N=426)的統(tǒng)計(jì)特征如下：性別(男性61.3%、女性38.7%)，年齡(20-25歲占13.8%、26-30歲占28.4%、31-35歲占33.6%、36-40歲占18.3%、40歲以上占5.9%)，婚姻狀況(已婚63.8%、未婚36.2%)，受教育程度(大專及以下占20. 6%、大學(xué)本科占56.6%、研究生及以上占22.8%)，工作部門(研發(fā)設(shè)計(jì)26.5%、生產(chǎn)制造17.6%、市場(chǎng)營(yíng)銷25.6%、人力行政21.4%、其它8.9%)。團(tuán)隊(duì)樣本(N=65)的統(tǒng)計(jì)特征如下：團(tuán)隊(duì)成立時(shí)間(24-30個(gè)月占18.5%、30-36個(gè)月占33.8%、36個(gè)月以上占47.7%)，團(tuán)隊(duì)規(guī)模(5人及以下占32.3%、6-10人占41.5%、10上以上占26.2%)，團(tuán)隊(duì)職能(生產(chǎn)和服務(wù)占58.5%，研發(fā)和技術(shù)占29.2%，其它占12.3%)。

(三) 測(cè)量量表和效度分析

本研究對(duì)變量的測(cè)量工具主要包括：第一，對(duì)個(gè)體人格特質(zhì)的測(cè)量直接采用John等(1991)[35]開(kāi)發(fā)的BFI(Big Fiv Inventory)量表，其中盡責(zé)感9個(gè)題項(xiàng)，神經(jīng)質(zhì)8個(gè)題項(xiàng)，各分量表的Cronbach’s Alpha系數(shù)分別為0.815和0.776。第二，對(duì)組織倫理氣氛的測(cè)量量表是在Victor和Cullen(1988)[22]的研究基礎(chǔ)上通過(guò)小范圍預(yù)試后改編的，其中自利導(dǎo)向6個(gè)題項(xiàng)，關(guān)懷導(dǎo)向5個(gè)題項(xiàng)，規(guī)則導(dǎo)向4個(gè)題項(xiàng)，各分量表的Cronbach’s Alpha系數(shù)分別為0.832、0.829和0.861。第三，對(duì)組織公正的測(cè)量直接采用劉亞(2002)[36]編制的“組織公平感量表”中的兩個(gè)分量表，其中領(lǐng)導(dǎo)公平6個(gè)題項(xiàng)，信息公平4個(gè)題項(xiàng)，各分量表的Cronbach’s Alpha系數(shù)分別為0.861和0.855。第四，對(duì)員工反生產(chǎn)行為的測(cè)量量表是在Yang等(2009)[25]基于中國(guó)組織情境開(kāi)發(fā)的CWB量表的基礎(chǔ)上通過(guò)小范圍預(yù)試后改編的，其中人際指向的CWB有8個(gè)題項(xiàng)，組織指向的CWB有10個(gè)題項(xiàng)，各分量表的Cronbach’s Alpha系數(shù)分別為0.865和0.892。測(cè)量量表中的所有題項(xiàng)均采用Likert 7分值法通過(guò)被試自我報(bào)告的方式做出相應(yīng)的回答，1-7分表示“完全不同意”到“完全同意”或“從來(lái)沒(méi)有”到“經(jīng)常發(fā)生”。如表1所示，驗(yàn)證性因子分析的結(jié)果顯示，本研究中各構(gòu)念模型對(duì)數(shù)據(jù)的擬合指標(biāo)均較好，說(shuō)明了本研究所采用的測(cè)量工作具有較好的效度。

表1　測(cè)量量表的擬合優(yōu)度指標(biāo)分析

四、數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)

由于本研究涉及到多個(gè)變量，并且這些變量均來(lái)自同一被試填寫的問(wèn)卷，因此可能存在同源方差(common method variance)的問(wèn)題。所以在進(jìn)行數(shù)據(jù)分析前，應(yīng)首先采用Harman單因子檢驗(yàn)來(lái)判斷同源方差是否嚴(yán)重。我們將所有題項(xiàng)放在一起做因子分析，結(jié)果顯示：在未旋轉(zhuǎn)時(shí)得到的第一個(gè)主成分占到的載荷量為22.172%，并未達(dá)到多數(shù)，因此可以判斷不存在較嚴(yán)重的同源方差問(wèn)題。表2是所有個(gè)體層次變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析和相關(guān)系數(shù)矩陣，簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)為本研究的假設(shè)1a、假設(shè)1b，假設(shè)2a、假設(shè)2b、假設(shè)2c，假設(shè)4a、假設(shè)4b提供了初步驗(yàn)證。

本研究將組織倫理氣氛和組織公正視為團(tuán)隊(duì)層次變量，但是這兩個(gè)變量的數(shù)據(jù)是通過(guò)測(cè)量員工對(duì)其所在團(tuán)隊(duì)的組織倫理氣氛和組織公正的感知而獲得的，所以需要將個(gè)體層次的數(shù)據(jù)匯聚為團(tuán)隊(duì)層次的數(shù)據(jù)才能進(jìn)行分析。在進(jìn)行數(shù)據(jù)匯聚前，首先必須檢驗(yàn)測(cè)量值是否具有組內(nèi)一致性，所以我們計(jì)算了各變量的Rwg值來(lái)檢驗(yàn)組內(nèi)一致性(參照均勻分布計(jì)算)，并通過(guò)ICC=τ00/(τ00+σ2)來(lái)檢驗(yàn)組間差異性。如表3所示：所有變量的Rwg值的平均值都大于0.7，ICC值都大于james等(1982)提出的0.05的標(biāo)準(zhǔn)，這說(shuō)明個(gè)體水平的組織倫理氣氛和組織公平數(shù)據(jù)可以匯聚到團(tuán)隊(duì)層次進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

表2　各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù)矩陣(N=426)

注： *表示P<0.05， **表示P<0.01， ***表示 P<0.001；括號(hào)內(nèi)為各變量的Cronbach’s α信度系數(shù)。

接下來(lái)，我們運(yùn)用多層線性模型分析軟件HLM6.0分別構(gòu)建組織指向CWB和人際指向CWB的跨層次回歸模型。在每個(gè)模型中，分4步納入變量來(lái)檢驗(yàn)本研究的理論假設(shè)，相關(guān)結(jié)果如表4所示。

第1步，運(yùn)行不含任何個(gè)體和團(tuán)隊(duì)層次變量的零模型，用以檢驗(yàn)因變量在組內(nèi)和組間方差的成分，這是進(jìn)行多層線性模型分析的基礎(chǔ)。經(jīng)計(jì)算：組織指向CWB在組內(nèi)方差的第一層殘差方差σ2=0.434，組間方差的隨機(jī)截距方差τ00=0.112(P<0.01)，故ICC(1)= τ00/(τ00+σ2)=0.205，這說(shuō)明組織指向CWB的總體變異中有20.5%是由團(tuán)隊(duì)差異所造成的；此外，人際指向CWB在組內(nèi)方差的第一層殘差方差σ2=0.283，組間方差的隨機(jī)截距方差τ00=0.167(P<0.01)，故ICC(1)=τ00/(τ00+σ2)=0.371，這說(shuō)明人際指向CWB的總體變異中有37.1%是由團(tuán)隊(duì)差異造成的。因此，有必要對(duì)組織指向和人際指向的CWB進(jìn)行跨層次分析。

第2步，將團(tuán)隊(duì)層次的變量納入空模型，用以檢驗(yàn)組織倫理氣氛和組織公正對(duì)CWB的影響。經(jīng)檢驗(yàn)，如表4所示：當(dāng)團(tuán)隊(duì)層變量進(jìn)入回歸模型后，R2=0.201(0.192)，說(shuō)明團(tuán)隊(duì)層變量對(duì)組織指向和人際指向CWB的方差變異分別提供了20.1%和19.2%的解釋。具體而言：(1)自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛與組織指向CWB顯著正相關(guān)(γ01=0.18，P<0.01)，與人際指向CWB顯著正相關(guān)(γ01=0.21，P<0.01)，因此假設(shè)2a得到驗(yàn)證；(2)關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛與組織指向CWB(γ02=-0.16，n.s.)和人際指向CWB(γ02=-0.26，n.s.)的相關(guān)性都不顯著，因此假設(shè)2b沒(méi)有得到驗(yàn)證；(3)規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛與組織指向的CWB顯著負(fù)相關(guān)(γ03=-0.22，P<0.01)，與人際指向的CWB也顯著負(fù)相關(guān)(γ03=-0.15，P<0.01)，因此假設(shè)2c得到驗(yàn)證；(4)領(lǐng)導(dǎo)公正與組織指向的CWB顯著負(fù)相關(guān)(γ04=-0.31，P<0.01)，與人際指向的CWB也顯著負(fù)相關(guān)(γ04=-0.19，P<0.01)，因此假設(shè)4a得到驗(yàn)證；(5)信息公正與組織指向的CWB顯著負(fù)相關(guān)(γ05=-0.28，P<0.05)，但與人際指向CWB的相關(guān)性不顯著(γ05=-0.23，n.s.)，因此假設(shè)4b只得到部分驗(yàn)證。

第3步，將個(gè)體層次的變量納入模型，用以檢驗(yàn)人格特質(zhì)對(duì)CWB的影響。經(jīng)檢驗(yàn)，如表4所示：當(dāng)人格特質(zhì)進(jìn)入回歸模型后，△R2=0.077(0.071)，說(shuō)明人格特質(zhì)對(duì)組織指向和人際指向CWB的方差變異分別提供了7.7%和7.1%的新解釋。具體而言：(1)盡責(zé)感與組織指向的CWB顯著負(fù)相關(guān)(γ10=-0.19，P<0.01)，與人際指向的CWB也顯著負(fù)相關(guān)(γ10=-0.17，P<0.01)，因此假設(shè)1a得到驗(yàn)證；(2)神經(jīng)質(zhì)與組織指向的CWB顯著正相關(guān)(γ20=0.16，P<0.05)，與人際指向的CWB也顯著正相關(guān)(γ20=0.24，P<0.01)，因此假設(shè)1b得到驗(yàn)證。

表4　多層線性模型的回歸分析結(jié)果(N=426)

注：*表示P<0.05，**表示P<0.01，***表示 P<0.001

第4步，將所有自變量和交互項(xiàng)組成完整模型，用以檢驗(yàn)組織倫理氣氛和組織公正的調(diào)節(jié)效應(yīng)。需要特別說(shuō)明的是，是否進(jìn)行第四步的分析需要根據(jù)第三步中個(gè)體層主效應(yīng)的回歸系數(shù)是否在團(tuán)隊(duì)層有顯著差異來(lái)決定。換言之，如果在第三步中發(fā)現(xiàn)盡責(zé)感或神經(jīng)質(zhì)對(duì)CWB的回歸系數(shù)(γ10和γ20)的隨機(jī)效應(yīng)方差不顯著，則說(shuō)明盡責(zé)感或神經(jīng)質(zhì)與CWB的關(guān)系在團(tuán)隊(duì)間無(wú)顯著差異，那么也就沒(méi)有必要進(jìn)一步驗(yàn)證團(tuán)隊(duì)層變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)了。經(jīng)計(jì)算：盡責(zé)感與組織指向CWB的回歸系數(shù)的隨機(jī)效應(yīng)方差顯著(τ11=0.132，χ2=127.61)，盡責(zé)感與人際指向CWB的回歸系數(shù)的隨機(jī)效應(yīng)方差也顯著(τ11=0.146，χ2=62.83)；神經(jīng)質(zhì)與組織指向CWB的回歸系數(shù)的隨機(jī)效應(yīng)方差顯著(τ22=0.169，χ2=118.82)，神經(jīng)質(zhì)與人際指向CWB的回歸系數(shù)的隨機(jī)效應(yīng)方差也顯著(τ22=0.158，χ2=122.51)。因此，有必要進(jìn)一步驗(yàn)證團(tuán)隊(duì)層變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)。經(jīng)檢驗(yàn)，如表4所示：當(dāng)交互項(xiàng)進(jìn)入回歸模型后，△R2=0.012(0.013)，說(shuō)明交互項(xiàng)對(duì)組織指向和人際指向CWB的方差變異分別提供了1.2%和1.3%的新解釋。具體而言：(1)自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛對(duì)“盡責(zé)感→組織指向CWB”有顯著的調(diào)節(jié)作用(γ11=-0.21，P<0.05)，對(duì)“神經(jīng)質(zhì)→組織指向CWB”有顯著的調(diào)節(jié)作用(γ21=0.22，P<0.01)，對(duì)“神經(jīng)質(zhì)→人際指向CWB”有顯著的調(diào)節(jié)作用(γ21=0.25，P<0.01)，但是對(duì)“盡責(zé)感→人際指向CWB”的調(diào)節(jié)作用不顯著，因此假設(shè)2a得到部分驗(yàn)證。(2)關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛對(duì)“神經(jīng)質(zhì)→組織指向CWB”有顯著的調(diào)節(jié)作用(γ22=-0.23，P<0.01)，對(duì)“神經(jīng)質(zhì)→人際指向CWB”有顯著的調(diào)節(jié)作用(γ22=-0.22，P<0.01)，但是對(duì)“盡責(zé)感→組織指向CWB”和“盡責(zé)感→人際指向CWB” 的調(diào)節(jié)作用不顯著，因此假設(shè)2b得到部分驗(yàn)證。(3)規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛只對(duì)“神經(jīng)質(zhì)→組織指向CWB”有顯著的調(diào)節(jié)作用(γ23=-0.17，P<0.01)，因此假設(shè)2c只得到部分驗(yàn)證。(4)領(lǐng)導(dǎo)公正對(duì)“盡責(zé)感→組織指向CWB”有顯著的調(diào)節(jié)作用(γ14=0.23，P<0.01)，對(duì)“盡責(zé)感→人際指向CWB”有顯著的調(diào)節(jié)作用(γ14=0.16，P<0.01)，對(duì)“神經(jīng)質(zhì)→人際指向CWB”有顯著的調(diào)節(jié)作用(γ24=-0.18，P<0.01)，但是對(duì)“神經(jīng)質(zhì)→組織指向CWB”的調(diào)節(jié)作用不顯著，因此假設(shè)5a得到部分驗(yàn)證。(5)信息公正只對(duì)“神經(jīng)質(zhì)→人際指向CWB”有顯著的調(diào)節(jié)作用(γ25=-0.15，P<0.01)，因此假設(shè)5b只得到部分驗(yàn)證。

五、討論與建議

(一) 相關(guān)討論

1.人格特質(zhì)對(duì)CWB的直接影響

本研究基于COR理論，對(duì)員工的盡責(zé)感和神經(jīng)質(zhì)與CWB之間的關(guān)系進(jìn)行了理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：?jiǎn)T工的盡責(zé)感對(duì)組織指向與人際指向的CWB具有顯著的負(fù)向影響，而員工的神經(jīng)質(zhì)對(duì)組織指向與人際指向的CWB具有顯著的正向影響。雖然這一研究結(jié)果與過(guò)去的相關(guān)研究所獲得的結(jié)論是一致的，但是由于本研究采用COR理論，基于“工具性動(dòng)機(jī)”的視角對(duì)人格特質(zhì)和CWB之間的關(guān)系進(jìn)行分析，因此其研究結(jié)論的意涵是完全不一樣的。具體而言：如果按照過(guò)去的絕大多數(shù)研究來(lái)認(rèn)識(shí)人格特質(zhì)與CWB之間的關(guān)系，那么在進(jìn)行CWB的預(yù)防和控制時(shí)，企業(yè)至多只能從人事甄選的角度入手，通過(guò)各種入職前心理測(cè)驗(yàn)的方法，將那些盡責(zé)感特質(zhì)較低和神經(jīng)質(zhì)特質(zhì)較高的個(gè)體盡量排除在企業(yè)的雇傭名單之外。然而這樣做可到導(dǎo)致一個(gè)問(wèn)題：企業(yè)不能(或不愿、不敢)雇傭那些雖然條件優(yōu)秀、能力突出，但人格特質(zhì)可能會(huì)導(dǎo)致其表現(xiàn)出CWB的某些潛在雇員。但如果基于COR理論，從工具性動(dòng)機(jī)驅(qū)動(dòng)CWB的視角來(lái)理解人格特質(zhì)與CWB之間的關(guān)系，那么盡責(zé)感和神經(jīng)質(zhì)實(shí)際上可以被看成是一種重要的，影響員工獲取其它與工作相關(guān)資源的個(gè)體特征，它們可以在一定程度上被管理者通過(guò)適當(dāng)?shù)姆绞竭M(jìn)行有效地控制。例如，管理者可以通過(guò)適時(shí)適當(dāng)?shù)臑榫哂猩窠?jīng)質(zhì)人格特質(zhì)的員工提供資源補(bǔ)償(包括工作和情感支持、工作穩(wěn)定性，等等)來(lái)降低其在工作中的資源匱乏感，以及由此而產(chǎn)生的心理和行為扭曲，從而達(dá)到有效控制其CWB的管理目標(biāo)；也可以通過(guò)適時(shí)適當(dāng)?shù)臑榫哂斜M責(zé)感人格特質(zhì)的員工提供額外資源(包括信息披露、提供工作多樣性、工作復(fù)雜性、加薪或晉升機(jī)會(huì)，等等)來(lái)強(qiáng)化其對(duì)這種個(gè)人資源進(jìn)行保護(hù)的動(dòng)機(jī)，從而達(dá)到有效控制其CWB的管理目標(biāo)。

2.組織倫理氣氛和人格特質(zhì)的交互作用

過(guò)去已有研究證實(shí)了組織倫理氣氛與員工不道德行為之間存在顯著相關(guān)性，而本研究則將組織倫理氣氛與員工不道德行為間關(guān)系的研究擴(kuò)展到了CWB的層面上來(lái)，這種擴(kuò)展為在組織情境層面探索CWB的影響因素提供了一個(gè)全新的視角和有效的途徑。我們基于社會(huì)認(rèn)知的視角，采用社會(huì)規(guī)范理論分析了組織倫理氣氛對(duì)CWB的直接影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛對(duì)CWB有顯著的正向影響，規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛對(duì)CWB有顯著的負(fù)向影響。但是，關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛卻并未對(duì)CWB產(chǎn)生顯著影響，這與我們的理論假設(shè)存在較大差異。對(duì)此，我們認(rèn)為可能的解釋是：從人性的角度來(lái)看，個(gè)體總是渴望能夠從他人那里得到關(guān)愛(ài)和幫助，因此如果在特定的組織中無(wú)法得到同事和領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)愛(ài)與幫助，個(gè)體就會(huì)有受挫感并產(chǎn)生相應(yīng)的不滿情緒從而導(dǎo)致CWB；然而一旦個(gè)體從組織中持續(xù)獲得了同事和領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)愛(ài)與幫助后，又有可能會(huì)覺(jué)得獲得他人的關(guān)愛(ài)和幫助是一件理所當(dāng)然的事情，因此也就會(huì)對(duì)此不以為然了。于是，我們發(fā)現(xiàn)，關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛和自利導(dǎo)向、規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛之間所存在的最大不同之處可能在于，它和CWB之間的關(guān)系不是簡(jiǎn)單的此消彼長(zhǎng)的線性關(guān)系——當(dāng)它處于一定水平之下時(shí)，它與CWB之間可能存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；但是當(dāng)它達(dá)到一定水平之后，它與CWB之間的關(guān)系就會(huì)變得不再顯著或者說(shuō)無(wú)關(guān)了。從本研究的實(shí)證數(shù)據(jù)來(lái)看，關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛的樣本均值達(dá)到了5.81，這表明從總體上來(lái)看，本次研究所調(diào)查的被試者對(duì)組織中關(guān)懷導(dǎo)向的倫理氣氛有相對(duì)比較好的感知。所以對(duì)于這些樣本而言，可能組織倫理氣氛與CWB之間的相關(guān)性會(huì)變得不再顯著。與此同時(shí)，本研究還發(fā)現(xiàn)：第一，自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛對(duì)盡責(zé)感和組織指向CWB之間的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)作用，自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛越弱，盡責(zé)感和組織指向CWB之間的負(fù)向關(guān)系越強(qiáng)；第二，自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛對(duì)神經(jīng)質(zhì)和組織指向CWB之間的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)作用，自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛越強(qiáng)，神經(jīng)質(zhì)和組織指向CWB之間的正向關(guān)系越弱；第三，自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛對(duì)神經(jīng)質(zhì)和人際指向CWB之間的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)作用，自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛越強(qiáng)，神經(jīng)質(zhì)和人際指向CWB之間的正向關(guān)系越強(qiáng)；第四，關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛對(duì)神經(jīng)質(zhì)和人際指向CWB之間的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)作用，關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛越強(qiáng)，神經(jīng)質(zhì)和人際指向CWB之間的正向關(guān)系越弱；第五，規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛對(duì)神經(jīng)質(zhì)和組織指向CWB之間的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)作用，規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛越強(qiáng)，神經(jīng)質(zhì)和組織指向CWB之間的正向關(guān)系越弱。這些研究結(jié)論說(shuō)明：組織倫理氣氛對(duì)人格特質(zhì)和CWB之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用是比較復(fù)雜的，甚至有可能是不穩(wěn)定的，因此需要進(jìn)行更多的實(shí)證研究來(lái)進(jìn)行更為深入的檢驗(yàn)。當(dāng)然，導(dǎo)致該結(jié)果的原因還有可能是由于我們采用的是橫截面數(shù)據(jù)(cross-sectional data)以及所有調(diào)查都是基于被試的自我報(bào)告所引起的。

3.組織公正和人格特質(zhì)的交互作用

本研究基于社會(huì)認(rèn)知的視角，采用社會(huì)比較理論分析了組織公正和CWB之間的關(guān)系并提出：?jiǎn)T工在工作過(guò)程中對(duì)組織不公正的感知是引發(fā)其受挫感與不平衡感，進(jìn)而導(dǎo)致其CWB的一個(gè)重要因素。相關(guān)實(shí)證研究的結(jié)果顯示：領(lǐng)導(dǎo)公正對(duì)組織指向和人際指向的CWB都具有顯著的負(fù)向影響，而信息公正只對(duì)組織指向的CWB具有顯著的負(fù)向影響。由此可見(jiàn)，領(lǐng)導(dǎo)者作為組織代言人與員工進(jìn)行人際互動(dòng)的過(guò)程中所體現(xiàn)出的公正水平，在很大程度上決定了員工與組織進(jìn)行社會(huì)交換的組織環(huán)境是否良好，如果領(lǐng)導(dǎo)者能夠通過(guò)提升其對(duì)待員工的尊重程度而營(yíng)造一個(gè)良好的社會(huì)交換環(huán)境，那么員工產(chǎn)生受挫感和心理壓力的可能性就會(huì)大大降低，從而有效地控制各種CWB的發(fā)生。然而，信息公正之所以對(duì)人際指向的CWB沒(méi)有顯著影響作用的原因可能是：因?yàn)樾畔⒐摹肮┙o者”主要是組織本身或領(lǐng)導(dǎo)者，而不是組織內(nèi)的其他成員，所以基于代理者-系統(tǒng)模型(Agent-System Model)，當(dāng)員工在組織中感知到信息不公正時(shí)最有可能進(jìn)行報(bào)復(fù)的對(duì)象應(yīng)該是組織而不是其他組織成員。與此同時(shí)，本研究還發(fā)現(xiàn)：第一，領(lǐng)導(dǎo)公正對(duì)盡責(zé)感和組織指向與人際指向CWB之間的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)作用，領(lǐng)導(dǎo)公正越強(qiáng)，盡責(zé)感和組織指向與人際指向CWB之間的負(fù)向關(guān)系越強(qiáng)；第二，領(lǐng)導(dǎo)公正對(duì)神經(jīng)質(zhì)和人際指向CWB之間的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)作用，領(lǐng)導(dǎo)公正越強(qiáng)，神經(jīng)質(zhì)和人際指向CWB之間的正向關(guān)系越弱。第三，信息公正對(duì)神經(jīng)質(zhì)和人際指向CWB之間的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)作用，信息公正越強(qiáng)，神經(jīng)質(zhì)和人際指向CWB之間的正向關(guān)系越弱。這說(shuō)明領(lǐng)導(dǎo)者在與員工進(jìn)行人際互動(dòng)的過(guò)程中所體現(xiàn)出的公正水平，能夠?qū)Ω呱窠?jīng)質(zhì)的員工產(chǎn)生有效的抑制作用，并對(duì)高盡責(zé)感的員工產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用，而且領(lǐng)導(dǎo)公正的調(diào)節(jié)作用要比信息的調(diào)節(jié)作用更強(qiáng)。

(二) 政策建議

1.切實(shí)維護(hù)組織和諧，分類培育倫理氣氛

如果企業(yè)對(duì)CWB的發(fā)生機(jī)制缺乏科學(xué)的認(rèn)識(shí)，不從問(wèn)題的源頭入手，而只是一味地強(qiáng)調(diào)通過(guò)規(guī)章制度進(jìn)行監(jiān)督和處罰，那么就很有可能會(huì)因?yàn)椤八畨盒?yīng)”而導(dǎo)致員工產(chǎn)生逆反心理。基于此，我們認(rèn)為：企業(yè)除了要從規(guī)章制度完善的角度考慮如何進(jìn)行CWB的正式控制，更應(yīng)該從諸如組織倫理氣氛等軟環(huán)境建設(shè)的角度考慮如何進(jìn)行CWB的非正式控制。對(duì)于中國(guó)企業(yè)而言，在環(huán)境變化如此迅速的今天，包括組織倫理氣氛在內(nèi)的各種非正式控制往往比規(guī)章制度具有更強(qiáng)的適應(yīng)性和更好的控制效果，這是因?yàn)椋菏紫?，中?guó)自古以來(lái)就有根植于儒家思想的“德治”傳統(tǒng)，道德規(guī)范對(duì)中國(guó)人的行為約束往往比規(guī)章制度甚至是法律本身的約束性還要強(qiáng)，所以在中國(guó)企業(yè)內(nèi)部依靠類似“德治”的非正式控制來(lái)進(jìn)行CWB的治理可能會(huì)有更好的效果；其次，當(dāng)今中國(guó)企業(yè)員工的受教育程度越來(lái)越高，也越來(lái)越追求自主性，所以依靠規(guī)章制度進(jìn)行強(qiáng)制化約束顯得越來(lái)越不合時(shí)宜；最后，組織倫理氣氛作為一種組織文化，它有著高彈性和無(wú)處不在的特點(diǎn)，這使得員工能夠自主并自發(fā)的參與到解決自身和企業(yè)所面臨的倫理問(wèn)題中去，從而避免了正式的制度控制的后攝性和回應(yīng)性缺陷。換言之，對(duì)于中國(guó)企業(yè)而言，依靠規(guī)章制度建設(shè)來(lái)治理CWB固然重要，但是讓員工在什么是符合倫理的行為和應(yīng)該如何處理倫理問(wèn)題上產(chǎn)生共同認(rèn)知，進(jìn)而將這種共同認(rèn)知作為組織內(nèi)的社會(huì)規(guī)范來(lái)約束和檢點(diǎn)自己的行為，往往會(huì)更加有效。為此，中國(guó)企業(yè)應(yīng)該以基層單位(部門或團(tuán)隊(duì))為平臺(tái)和載體，加快進(jìn)行組織倫理氣氛培育與建設(shè)的步伐，讓員工對(duì)“在本部門或團(tuán)隊(duì)內(nèi)究竟怎樣的行為才符合倫理規(guī)范”的認(rèn)識(shí)達(dá)成一致和共識(shí)，才能夠真正有效的控制CWB并維護(hù)組織和諧。

2. 科學(xué)轉(zhuǎn)變組織觀念，提升組織公正水平

當(dāng)員工在組織內(nèi)的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)非常薄弱甚至破裂時(shí)，員工就會(huì)表現(xiàn)出對(duì)組織內(nèi)各種規(guī)范的不順從，而只有當(dāng)員工在組織內(nèi)建立起良好的社會(huì)聯(lián)結(jié)(Social Bonds)時(shí)，他們才會(huì)遵守組織規(guī)范。對(duì)于中國(guó)企業(yè)而言，由于高權(quán)力距離的文化屬性非常明顯，員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)威往往表現(xiàn)出較大的順從，而與領(lǐng)導(dǎo)之間的社會(huì)聯(lián)結(jié)往往是員工在企業(yè)內(nèi)最重視的一種人際互動(dòng)和人際關(guān)系。因此，領(lǐng)導(dǎo)公正水平對(duì)員工在組織內(nèi)是否能夠與領(lǐng)導(dǎo)者建立良好的社會(huì)聯(lián)結(jié)具有非常重要的影響。與此同時(shí)，由于中國(guó)傳統(tǒng)文化非常強(qiáng)調(diào)中庸之道，所以中國(guó)企業(yè)的員工普遍有“不患寡，而患不均”的意識(shí)，這一點(diǎn)在信息公正上的具體表現(xiàn)就是：人們?cè)趦?nèi)心深處對(duì)那些“知道我不知道的事情的同事”的友善程度和容忍程度往往都比較低。因此，信息公正水平對(duì)員工在組織內(nèi)是否能夠與同事建立良好的社會(huì)聯(lián)結(jié)具有非常重要的影響。由此可見(jiàn)，只有當(dāng)企業(yè)表現(xiàn)出較高水平的領(lǐng)導(dǎo)公正和信息公正時(shí)，員工才能在組織內(nèi)建立起良好的社會(huì)聯(lián)結(jié)，從而對(duì)組織規(guī)范表現(xiàn)出相應(yīng)順從。基于此，我們認(rèn)為：中國(guó)企業(yè)應(yīng)該努力營(yíng)造和建立開(kāi)放、透明的決策環(huán)境，并在人力資源管理的過(guò)程中充分體現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬的重視和尊重，從而有效提高企業(yè)的領(lǐng)導(dǎo)公正和信息公正水平。具體而言：一方面，領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)該密切關(guān)注企業(yè)內(nèi)各種重大和關(guān)鍵事件(例如工資提升、獎(jiǎng)金分配、職位晉升、崗位調(diào)動(dòng)、懲戒處罰、機(jī)構(gòu)重組等)對(duì)員工的心理影響，主動(dòng)開(kāi)辟多種正式和非正式渠道向員工披露和說(shuō)明各項(xiàng)管理決策的具體目標(biāo)和預(yù)期效果，避免給員工造成信息不公正的不良感知。另一方面，領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)該努力實(shí)現(xiàn)從裁判員向教練員的角色轉(zhuǎn)變，在充分尊重員工的基礎(chǔ)上鼓勵(lì)員工以適合自己的方式完成具體工作；徹底摒棄官本位意識(shí)，多理解、多支持、少命令、少指責(zé)員工，以平等、互利的心態(tài)處理上下級(jí)關(guān)系。

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(本文責(zé)編：辛城)