責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)、道德辯解與不道德親組織行為：被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)

夏靜波

（衢州職業(yè)技術(shù)學(xué)院，浙江 衢州 324000）

一、引言

商業(yè)帶給社會(huì)繁榮，同時(shí)也帶來(lái)各種丑象：如每年3.15晚會(huì)揭發(fā)的一系列質(zhì)量門(mén)事件、財(cái)務(wù)造假以及各種欺騙消費(fèi)者事件等，這些行為引起了人們的普遍關(guān)注。尤其，當(dāng)隨著了解的深入，人們會(huì)發(fā)現(xiàn)很多類(lèi)似行為竟然是組織內(nèi)的員工自愿自發(fā)而展開(kāi)的，學(xué)者們稱(chēng)其為不道德親組織行為（unethical proorganizational behavior，UPB），一種為了促進(jìn)組織或其成員有效性而違背核心的社會(huì)價(jià)值觀、道德規(guī)范、法律法規(guī)或行為準(zhǔn)則的行為（Umphress&Bingham，2011）[1]，如上述的隱瞞公司產(chǎn)品的質(zhì)量問(wèn)題等。由于不道德親組織行為給社會(huì)帶來(lái)了巨大負(fù)面影響，如何消除或減少這些行為就成為當(dāng)前的研究重點(diǎn)。以往研究表明，領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)員工的非倫理決策有重要影響：如倫理領(lǐng)導(dǎo)（Miao等人，2013；王端旭、潘宇浩、鄭顯偉，2015）、變革領(lǐng)導(dǎo)（Effelsberg等人，2014）、責(zé)任領(lǐng)導(dǎo)（文鵬等人，2016）[2-5]等都會(huì)影響下屬的不道德行為。其中尤其值得關(guān)注的是責(zé)任領(lǐng)導(dǎo)，它是一種新興的領(lǐng)導(dǎo)方式，它強(qiáng)調(diào)對(duì)企業(yè)倫理、利益相關(guān)者及社會(huì)責(zé)任的重視，有學(xué)者提出，它應(yīng)該成為影響員工倫理意愿與行為的重要因素（Maak，2007；Voegtlin等，2012）[6-7]，但目前而言，有關(guān)該領(lǐng)導(dǎo)方式與員工不道德行為關(guān)系的實(shí)證研究卻非常缺乏。

鑒于此，本研究嘗試基于文鵬等人的研究，進(jìn)一步深入探討責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬不道德親組織行為的作用過(guò)程。首先，基于社會(huì)學(xué)習(xí)理論和社會(huì)信息加工理論，討論責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬不道德親組織行為的直接影響效應(yīng)；其次，檢驗(yàn)道德辯解在責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)與不道德親組織行為關(guān)系中的傳承效應(yīng)；最后，探討責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)有效性的邊界條件?？紤]到國(guó)人的“圈子文化”特點(diǎn)，選擇了一個(gè)重要的本土特色變量——關(guān)系（guanxi）。本研究認(rèn)為，在國(guó)人社會(huì)中，彼此關(guān)系水平經(jīng)常決定著一方對(duì)另一方的影響力，即下屬對(duì)上級(jí)領(lǐng)導(dǎo)方式的認(rèn)可與遵從程度取決于兩者關(guān)系的“好壞”。因此，關(guān)系（guanxi）可能在“責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)——不道德親組織行為”作用過(guò)程中存在一定調(diào)節(jié)效應(yīng)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)與不道德親組織行為

責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)（responsible leadership），是指一種有意采取責(zé)任行為的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，包括行善與避害行為。行善行為體現(xiàn)了領(lǐng)導(dǎo)者的規(guī)范性道德，旨在提高社會(huì)福利，如做慈善；避害行為則是禁止性道德的體現(xiàn)，旨在規(guī)避對(duì)利益相關(guān)者以及社會(huì)造成危害，如確保產(chǎn)品安全、避免消費(fèi)欺詐等行為（Stahl和 De Luque，2014）[8]。根據(jù)社會(huì)學(xué)習(xí)理論（Bandura，1986），領(lǐng)導(dǎo)者的決策行為與過(guò)程對(duì)員工而言一般是可見(jiàn)的，員工也常常模仿領(lǐng)導(dǎo)者的行為。就不道德親組織行為而言，一方面，由于責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)經(jīng)常從事避害行為，嚴(yán)格按照道德標(biāo)準(zhǔn)行事，以身作則，能夠?yàn)閱T工樹(shù)立一個(gè)良好的榜樣，因而能有效地降低員工的不道德親組織行為；另一方面，領(lǐng)導(dǎo)者居于組織中的優(yōu)勢(shì)地位，他們可以通過(guò)引導(dǎo)與塑造正式的、非正式的行為控制系統(tǒng)來(lái)指導(dǎo)組織的道德行為（Voegtlin等，2012；Moore等，2012）[7][9]，事實(shí)上，很多不道德親組織行為的產(chǎn)生都源于工作任務(wù)壓力以及組織高層的默認(rèn)，責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)顯然很好地為下屬規(guī)避了這些潛在因素，員工明知其不道德而仍然心向往之的可能性大大降低。此外，社會(huì)信息加工理論認(rèn)為，員工會(huì)以組織中各種信息為線索去理解與解釋事件進(jìn)而做出相應(yīng)的反應(yīng)（Salancik和Pfeffer，1978）。在組織中，責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)者會(huì)時(shí)刻強(qiáng)調(diào)追求多方利益的理念，強(qiáng)調(diào)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的理念，并且身體力行，這些言行向下屬員工傳達(dá)了一系列正面信息，即在該組織中追求長(zhǎng)遠(yuǎn)利益才是核心，任何短視效應(yīng)都不受提倡。員工將根據(jù)這些信息調(diào)整自身行為，不道德親組織行為雖然從短期看是利于組織的，但從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，由于損害了潛在利益方，必將“誤人誤己”，因此，員工將減少不道德親組織行為的頻率。

H1：?jiǎn)T工感知的責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)程度與其不道德親組織行為負(fù)相關(guān)。

（二）道德辯解的中介作用

道德辯解（moral justification）是指?jìng)€(gè)體對(duì)不道德行為的一種特定的認(rèn)知重構(gòu)過(guò)程，通過(guò)這種認(rèn)知重構(gòu)，不道德行為在道德上具有了“合理性”和“正當(dāng)性”，個(gè)體因而能夠輕易地從事不道德行為而不覺(jué)得內(nèi)疚和負(fù)罪（Bandura，1999）[10]。通常，個(gè)體會(huì)按照一定道德標(biāo)準(zhǔn)評(píng)估和控制其行為，當(dāng)行為有違其道德標(biāo)準(zhǔn)時(shí)會(huì)感到心理失衡，反之，則會(huì)心安理得。這種通過(guò)道德規(guī)范的約束而產(chǎn)生的自我調(diào)節(jié)機(jī)制使個(gè)人遠(yuǎn)離會(huì)導(dǎo)致自責(zé)的偏差行為（Bandura，1986）。然而，道德辯解能夠破壞這種自我調(diào)節(jié)機(jī)制，此時(shí)人們做出不道德行為毫無(wú)違和感。因此，在不道德行為領(lǐng)域，道德辯解是不可忽視的重要解釋機(jī)制，具有相當(dāng)?shù)慕忉屃Γ˙arsky，2011；陳銀飛，2013；王興超和楊繼平等人，2012等）[11-13]。與此同時(shí)，道德辯解并非穩(wěn)定的個(gè)體特質(zhì)，它經(jīng)常受到人際環(huán)境的影響，發(fā)揮承上啟下的作用。本研究中，責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)明確傳達(dá)了兼顧社會(huì)責(zé)任的理念，這在特定情境下限制了相當(dāng)一部分的“合理”借口，因此道德辯解水平會(huì)明顯下降。以不道德親組織行為而言，由于傳遞效應(yīng)的存在，上級(jí)領(lǐng)導(dǎo)的責(zé)任理念會(huì)一定程度上被下屬員工所認(rèn)同與接受，下屬伴隨著這種責(zé)任感的提升會(huì)較大幅度降低自身從事不道德親組織行為時(shí)的道德辯解水平。

H2a：?jiǎn)T工感知的責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)程度與其道德辯解水平負(fù)相關(guān)。

此外，如上文，眾多研究都表明，道德辯解與非倫理行為顯著相關(guān)，因此，本研究推斷，由于責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)能有效降低下屬的道德辯解水平，最終也必將降低下屬?gòu)氖虏坏赖掠H組織行為的意愿與頻率。此時(shí)，道德辯解在整個(gè)過(guò)程中發(fā)揮了重要傳承作用。

H2b：道德辯解在員工責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)與其不道德親組織行為之間起中介作用。

（三）上下級(jí)關(guān)系（guanxi）的調(diào)節(jié)作用

責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)雖然占據(jù)著組織的權(quán)力高點(diǎn)，下屬是否會(huì)逢迎附和以獲得上級(jí)好評(píng)？對(duì)榜樣的模仿首先取決于對(duì)彼此的認(rèn)知，國(guó)人社會(huì)中圈子哲學(xué)盛行，對(duì)一種理念的認(rèn)同程度，很多時(shí)候取決于是否圈內(nèi)人?！瓣P(guān)系（guanxi）”就是對(duì)這種圈子文化的測(cè)量，它是理解中國(guó)社會(huì)結(jié)構(gòu)和中國(guó)人心理與行為的一個(gè)核心概念（彭泗清，1999）。在中國(guó)組織情境下，上下級(jí)關(guān)系指的是兩者之間的私人關(guān)系（Cheung et al.，2009）[14]，包含私人交往、情感互動(dòng)與責(zé)任認(rèn)知（Law etal.，2000）[15]。在國(guó)人的社會(huì)互動(dòng)中，關(guān)系發(fā)揮著至關(guān)重要作用。關(guān)系越緊密，下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的認(rèn)同度越高，遵從性越強(qiáng)，此時(shí)，領(lǐng)導(dǎo)的榜樣效果也愈明顯，反之則效果微弱。結(jié)合前文對(duì)責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)、道德辯解與不道德親組織行為的分析（H1、H2a與H2b），本研究推斷上下級(jí)關(guān)系密切程度會(huì)調(diào)節(jié)“責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)——道德辯解”之間的關(guān)聯(lián)強(qiáng)度：關(guān)系淡薄條件下，“責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)——道德辯解”之間的負(fù)向關(guān)聯(lián)程度相對(duì)較弱；隨著關(guān)系水平的遞增，“責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)——道德辯解”之間的負(fù)向關(guān)聯(lián)程度會(huì)增強(qiáng)，關(guān)系起著一種強(qiáng)化性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用。由于道德辯解與不道德親組織行為正向關(guān)聯(lián)，這樣，上下級(jí)關(guān)系因調(diào)節(jié)了“責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)——道德辯解”中介過(guò)程，進(jìn)而影響到不道德親組織行為。

H3：上下級(jí)關(guān)系（guanxi）會(huì)調(diào)節(jié)責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)和不道德親組織行為之間通過(guò)道德辯解的間接關(guān)系。具體而言，當(dāng)關(guān)系疏遠(yuǎn)時(shí)，這一間接關(guān)系相對(duì)較弱，而當(dāng)關(guān)系密切時(shí)，這一間接關(guān)系相對(duì)較強(qiáng)。

綜上分析，本研究的理論假設(shè)模型如圖1所示。

圖1 本研究假設(shè)模型

三、研究方法

（一）研究樣本

研究中的樣本通過(guò)問(wèn)卷星的樣本服務(wù)獲得，樣本來(lái)源分布廣泛，崗位涉及生產(chǎn)、業(yè)務(wù)、管理與后勤等，回收447份問(wèn)卷，經(jīng)認(rèn)真審查，剔除無(wú)效問(wèn)卷后，最終得到314份有效問(wèn)卷。描述統(tǒng)計(jì)顯示：女性稍占多數(shù)，187人（占 59.6%）；中青年為主，26～40歲年齡段人數(shù)共262人（合占83.5%）；本科以上學(xué)歷占83.1%；大部分人已工作3年以上（占89%）。

（二）測(cè)量工具

不道德親組織行為采用了Umphress和Bingham（2010）[16]所開(kāi)發(fā)的不道德親組織行為量表中的5個(gè)題項(xiàng)（原量表共6個(gè)題項(xiàng)，其中“我會(huì)為了公司利益將不合格的員工推薦給其它企業(yè)”被多項(xiàng)研究證實(shí)不適合中國(guó)情景，因此予以剔除），包括“我會(huì)為了公司利益而對(duì)顧客隱瞞公司產(chǎn)品質(zhì)量問(wèn)題”等。該量表的α系數(shù)為0.790。

道德辯解采用 Barsky（2011）[10]編制的量表，包括“為了幫助公司走出困境而造假是無(wú)可厚非的”等4個(gè)題目。α系數(shù)為0.822。

關(guān)系采用由Law等（2000）[15]開(kāi)發(fā)的上下屬關(guān)系量表，包括“他/她會(huì)邀請(qǐng)我一起吃飯”等6個(gè)題目。α系數(shù)為0.849。

責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)采用 Voegtlin（2011）[17]開(kāi)發(fā)的量表，包括“我的上級(jí)會(huì)充分考慮決策結(jié)果對(duì)利益相關(guān)者的影響”等5個(gè)題目。α系數(shù)為0.723。

以上變量測(cè)量時(shí)均采用李克特5點(diǎn)評(píng)分。此外，已有研究表明人口特征變量會(huì)影響非倫理行為（Kish-Gephart et al.，2010）[18]，因此將年齡、性別、教育程度作為控制變量。

（三）分析策略

采用SPSS20.0和AMOS17.0軟件完成數(shù)據(jù)分析。首先采用AMOS17.0軟件來(lái)分析所有變量組成的測(cè)量模型以判別其效度，判定指標(biāo)及標(biāo)準(zhǔn)如下：χ2/df小于 3，TLI和 CFI大于 0.90，RMSEA 不大于0.08，SRMR不大于0.10[19]。其次通過(guò)SPSS 20軟件，用逐步回歸方法分析道德辯解的中介效應(yīng)。最后通過(guò)SPSS PROCESS宏程序（213版本）來(lái)完成關(guān)系變量在整個(gè)作用過(guò)程中的調(diào)節(jié)——中介效應(yīng)的分析：依 Hayes（2013）[20]的建議，bootstrapping分析采用5 000次重復(fù)取樣，構(gòu)造95%偏差校正的置信區(qū)間，如果置信區(qū)間（CI）未含零，則說(shuō)明相應(yīng)的間接效應(yīng)是顯著的。

四、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

（一）共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman單因子檢驗(yàn)法考察本研究的共同方法偏差問(wèn)題。對(duì)314份有效樣本進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的因子分析，結(jié)果顯示第一主成分解釋的變異為24.16%，共同方法偏差在本研究中并不嚴(yán)重。

（二）驗(yàn)證性因子分析

利用Amos 17.0對(duì)責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)、道德辯解、上下級(jí)關(guān)系和不道德親組織行為進(jìn)行區(qū)分性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，所有測(cè)量項(xiàng)目的標(biāo)準(zhǔn)化載荷都大于0.53（達(dá)到0.001的顯著水平），表明同一因子下的測(cè)量項(xiàng)目能有效反映出同一構(gòu)念。此外，模型的各項(xiàng)擬合度指數(shù)相對(duì)較優(yōu)（χ2/df=2.038；CFI=0.920；TLI=0.909；RMSEA=0.058；SRMR=0.069），說(shuō)明 四因子模型對(duì)實(shí)際數(shù)據(jù)擬合得最為理想。

表1 驗(yàn)證性因子分析的擬合度指數(shù)

（三）描述性統(tǒng)計(jì)分析

責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)與不道德親組織行為顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.260，p＜0.01），責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)與道德辯解顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.246，p＜0.01）。同時(shí)，道德辯解與不道德親組織行為顯著正相關(guān)（r=0.612，p＜0.01）。相關(guān)假設(shè)獲得了初步支持（見(jiàn)表2）。

表2 各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、相關(guān)系數(shù)和Cronbach's α系數(shù)

（四）假設(shè)檢驗(yàn)

對(duì)于道德辯解所起的中介效應(yīng)的判定，依Baron 和 Kenny（1986）的步驟展開(kāi)：（1）自變量可以顯著預(yù)測(cè)因變量；（2）自變量可以顯著影響中介變量；（3）做因變量對(duì)自變量和中介變量的回歸，若自變量的系數(shù)不顯著，則判定為完全中介效應(yīng)；反之，則為部分中介。結(jié)果如表3所示：責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工的不道德親組織行為具有顯著的負(fù)向影響（β=-0.341，p＜0.01，模型 2），假設(shè) H1 獲得支持；責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬的道德辯解水平同樣具有顯著負(fù)向影響（β=-0.346，p＜0.01，模型 4），假設(shè) H2a成立；當(dāng)把責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)與道德辯解納入同一回歸方程，責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)不道德親組織行為的影響程度明顯減弱（β絕對(duì)值由0.341降至0.156，模型3與模型 2），但依舊顯著（p＜0.01），道德辯解的回歸系數(shù)也是顯著，因此，道德辯解起著部分中介作用，假設(shè)H2b獲得支持。

表3 中介效應(yīng)假設(shè)檢驗(yàn)

對(duì)于關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，采用PROCESS宏程序的Model 7進(jìn)行分析判定。結(jié)果如表4所示。從表4左側(cè)結(jié)果可以看出，當(dāng)關(guān)系水平比較低時(shí)，責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)方式通過(guò)道德辯解影響員工的不道德親組織行為的間接效應(yīng)為-0.108（置信區(qū)間為[-0.199，-0.026]）；當(dāng)關(guān)系水平比較高時(shí)，責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)道德辯解影響不道德親組織行為的間接效應(yīng)為-0.385（置信區(qū)間為[-0.578，-0.221]）。無(wú)論關(guān)系變量取低值還是高值，責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)道德辯解對(duì)不道德親組織行為的影響效應(yīng)都是顯著的。此時(shí)，僅靠條件間接效應(yīng)的分析不足以判定是否存在有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，需進(jìn)一步看判定指標(biāo)。表4右側(cè)展示的INDEX為-0.174（置信區(qū)間為[-0.291，-0.077]），置信區(qū)間不包含零，說(shuō)明有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)是顯著的。假設(shè)H3獲得支持。

表4 關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

為了進(jìn)一步確認(rèn)調(diào)節(jié)效應(yīng)的型態(tài)，本研究遵循Preacher等人（2007）[21]的建議，利用 Johnson-Neyman方法以圖示的形式來(lái)清晰展示關(guān)系這一調(diào)節(jié)變量連續(xù)取值下的條件間接效應(yīng)。結(jié)果如圖2所示：中間淡色直線代表針對(duì)不道德親組織行為的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，它是調(diào)節(jié)變量的一個(gè)線性函數(shù)，虛線代表相應(yīng)的置信帶。可以看出，關(guān)系的取值大于2.166 7時(shí)（5分為滿(mǎn)分），責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)道德辯解對(duì)不道德親組織行為的間接效應(yīng)都是顯著的。

圖2 調(diào)節(jié)中介效應(yīng)圖示

五、結(jié)論及啟示

本研究探討了責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)與不道德親組織行為的關(guān)系，剖析了其內(nèi)在作用機(jī)制。主要結(jié)論如下：（1）責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)顯著負(fù)向影響下屬的不道德親組織行為；（2）道德辯解在責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)與不道德親組織行為的關(guān)系中起部分中介作用；（3）上下級(jí)關(guān)系在這一作用過(guò)程中存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。當(dāng)關(guān)系密切時(shí)，這一間接關(guān)系相對(duì)較強(qiáng)，而關(guān)系疏遠(yuǎn)，這一間接關(guān)系相對(duì)較弱。

本研究的主要發(fā)現(xiàn)對(duì)管理實(shí)踐有著重要啟示。首先，推行責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo)方式有助于降低組織中的對(duì)外不道德行為，利于組織的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。其次，為了降低不道德親組織行為，設(shè)法降低個(gè)體的道德辯解水平是關(guān)鍵所在。對(duì)應(yīng)的策略包括如明確界定道德行為界限，樹(shù)立行為榜樣、培養(yǎng)社會(huì)責(zé)任意識(shí)、高層領(lǐng)導(dǎo)者以身作則等。