信任以稀為貴？下屬感知被信任如何以及何時導(dǎo)致反生產(chǎn)行為*

陳 晨 張 昕 孫利平 秦 昕 鄧惠如

(1中山大學(xué)管理學(xué)院, 廣州 510275) (2香港中文大學(xué)管理學(xué)系, 香港 999077)

(3廣東金融學(xué)院人力資源管理系, 廣州 510521)

1 問題提出

在當(dāng)今日益多元化的組織結(jié)構(gòu)中, 信任(trust)作為工作環(huán)境中人際關(guān)系的重要組成部分, 被認(rèn)為是降低組織運(yùn)行成本、提高團(tuán)隊(duì)效率的關(guān)鍵(李新春, 2002; Mayer, Davis, & Schoorman, 1995; Yao,Zhang, & Brett, 2017)。過去20多年里, 信任相關(guān)研究也越來越受到研究者的關(guān)注(陳閱, 時勘, 羅東霞, 2010; 秦昕, 鞠冬, 2011; de Jong, Dirks, & Gillespie,2016; Dirks & Ferrin, 2001; Schoorman, Mayer, &Davis, 2007)。信任是指一方愿為另一方的行為承擔(dān)傷害的意愿(Mayer et al., 1995)。當(dāng)個體預(yù)期對方所采取的行為對自身十分重要時, 不論個體是否有能力監(jiān)控另一方的行為, 個體越愿意承擔(dān)對方行為可能帶來的傷害, 其對另一方就越信任(Mayer et al.,1995)?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn), 上司對下屬的信任會對下屬工作態(tài)度與績效等方面產(chǎn)生積極影響(段錦云, 田曉明, 2011; 韋慧民, 龍立榮, 2009; 于海波, 方俐洛, 凌文輇, 鄭曉明, 2007)。

正如一枚硬幣的兩面, 下屬感知被上司信任(feeling trusted)反映了下屬感知到上司愿意為自己(即下屬)的行為承擔(dān)傷害和風(fēng)險的程度(Baer et al.,2015)。信任與感知被信任是兩個相關(guān)但不等同的構(gòu)念(Brower, Lester, Korsgaard, & Dineen, 2009)。目前, 感知被信任的研究尚處于初步階段?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn), 下屬感知到被上司信任不僅能夠提升下屬的組織自尊與工作績效(Lau, Lam, & Wen, 2014),還會提高組織責(zé)任規(guī)范與組織績效(Salamon &Robinson, 2008)?？梢? 傳統(tǒng)智慧與現(xiàn)存大多數(shù)研究都認(rèn)為, 下屬感知被信任對下屬自身及組織都是有益的。

然而, 下屬感知到被信任一定是有益的嗎？本文認(rèn)為, 以往研究夸大了被信任的益處而忽視了其潛在成本, 被信任可能導(dǎo)致的消極影響并未被充分挖掘。事實(shí)上, 目前已有少量學(xué)者對此提出了質(zhì)疑(王紅麗, 張筌鈞, 2016; Baer et al., 2015)。例如王紅麗和張筌鈞(2016)發(fā)現(xiàn), 下屬感知被信任會加重其工作負(fù)荷與工作壓力, 從而增加下屬的情緒耗竭。新近研究初步反映出下屬感知被信任的潛在危害,但目前僅集中于個體資源角度, 關(guān)注感知被信任對員工壓力與情緒耗竭的影響, 并未能完全刻畫出被信任可能的負(fù)面影響(Baer et al., 2015)。鑒于此, 本文從一個全新的視角——自我評價(self-evaluation)——探討了感知被信任對員工反生產(chǎn)行為的影響。反生產(chǎn)行為(counterproductive work behavior)指個體有意實(shí)施的、對其所在組織或利益相關(guān)者的合法利益具有或存在潛在危害的行為(Spector et al.,2006), 是常見的員工負(fù)面行為, 會給組織帶來巨大損失(張永軍, 廖建橋, 趙君, 2012; Bennett &Robinson, 2000; Ju, Xu, Qin, & Spector, 2019; Zheng,Qin, Liu, & Liao, 2019)。鑒于信任在組織中的重要作用, 探討感知被信任潛在的負(fù)面影響, 挑戰(zhàn)了被信任總是好的這一主流研究假設(shè), 能夠?yàn)楦兄恍湃蔚难芯刻峁└尤媲肄q證的視角, 同時也將目前對其危害的認(rèn)識從資源保存拓展到其他方面。

為解決上述議題, 本文擬基于自我評價理論(Markus & Wurf, 1987)和信任相關(guān)研究(de Jong et al., 2016; Fulmer & Gelfand, 2012; Lau et al., 2014),探索感知被信任如何以及何時導(dǎo)致員工反生產(chǎn)行為, 以期打開感知被信任消極影響的黑箱。自我評價理論認(rèn)為, 個體會受到所處社會環(huán)境和社會信息的影響, 不斷進(jìn)行自我的認(rèn)知和評價(Korman,1970), 并形成相應(yīng)的自我概念(self-concept; Gecas,1982); 所形成的自我概念又會進(jìn)一步影響其態(tài)度和行為(Pierce, Gardner, Cummings, & Dunham, 1989)。根據(jù)自我評價理論, 上司的信任是員工在職場中所獲得的重要社會信息, 對員工的自我概念有重要影響(Mishra & Mishra, 2012; Pfeffer, 1998)。由于信任在組織中具有特殊、稀缺等屬性(Graen & Uhl-Bien,1995), 這便向員工傳遞出獲得上司信任的人是稀有而獨(dú)特的信息, 從而促使員工產(chǎn)生自己是獨(dú)特、稀缺的自我評價和自我概念, 引發(fā)心理權(quán)利感(psychological entitlement; Campbell, Bonacci, Shelton,Exline, & Bushman, 2004), 即個體覺得自己相比于其他同伴, 應(yīng)該得到更多或應(yīng)該受到特殊對待的即時感受(Campbell et al., 2004; Qin, Chen, Yam, Huang,& Ju, 2019; Yam, Klotz, He, & Reynolds, 2017), 進(jìn)而導(dǎo)致反生產(chǎn)行為增加。此外, 本文還進(jìn)一步探討了上述作用的邊界條件, 提出了員工感知到信任的稀缺性在其中的調(diào)節(jié)作用。綜上所述, 本文擬從自我評價視角探討下屬感知被信任對其反生產(chǎn)行為的內(nèi)在作用機(jī)制及其邊界條件(如圖 1)。本文將為感知被信任、心理權(quán)利感和反生產(chǎn)行為的研究做出貢獻(xiàn), 進(jìn)一步揭示感知被信任的消極影響的作用機(jī)理。

圖1 理論模型

1.1 自我評價理論與下屬感知被信任

自我評價理論指出, 個體自我評價的形成受到他所處社會環(huán)境及社會信息的影響(Markus & Wurf,1987; Pettigrew, 1967), 尤其是當(dāng)信息來自組織中重要的人員(例如領(lǐng)導(dǎo)), 并且信息內(nèi)容是對其積極的評價時(Gecas, 1982; Turner, 1978)。結(jié)合信任相關(guān)研究來看, 領(lǐng)導(dǎo)是員工在職場中社會信息的重要來源(Salancik & Pfeffer, 1978), 且信任反映出領(lǐng)導(dǎo)對該員工積極的評價, 因此, 當(dāng)員工感知到被上司所信任時, 他更可能將這一信息用于自我評價過程,基于此所形成的自我概念則會進(jìn)一步影響他的知覺、態(tài)度與行為。綜上所述, 自我評價理論為本研究解釋下屬感知被信任后的知覺與行為提供了適宜的理論視角。

1.2 下屬感知被信任與心理權(quán)利感

基于自我評價理論(Markus & Wurf, 1987)與信任相關(guān)研究(Lau et al., 2014; Mayer et al., 1995), 本研究提出, 下屬感知被信任會引發(fā)下屬的心理權(quán)利感1本研究將心理權(quán)利感定義為一種狀態(tài)類變量(state-like variable),指個體覺得自己相比于其他同伴, 應(yīng)該得到更多或應(yīng)該受到特殊對待的一種即時的感受(Campbell et al., 2004; Yam et al., 2017)。雖然以往的研究傾向于將心理權(quán)利感視為一種穩(wěn)定的特質(zhì)類變量(Harvey & Martinko, 2009), 但近期的心理學(xué)和管理學(xué)研究已經(jīng)逐漸開始將其概念化為可以瞬時波動的狀態(tài)類變量(例如,Vincent & Kouchaki, 2016; Qin et al., 2019; Yam et al., 2017; Zitek,Jordan, Monin, & Leach, 2010)?；诖? 本文將心理權(quán)利感定義為一種狀態(tài)類變量。。信任反映了一方愿意為另一方的行為承擔(dān)脆弱性的程度(Mayer et al., 1995), 行為表征包括能力依賴與信息披露等。相應(yīng)地, 感知被信任則反映了個體知覺到對方愿意承擔(dān)風(fēng)險、暴露其脆弱性的程度(Baer et al., 2015)。

對員工來說, 感知到被上司信任具有重要象征意義, 這意味著他的能力、品格等得到了上司的認(rèn)可, 成為了上司的“圈內(nèi)人”, 并會在績效評價、職業(yè)發(fā)展等方面獲得競爭優(yōu)勢。然而上司往往只會對團(tuán)隊(duì)中的少數(shù)成員給予信任(Chen, He, & Weng, 2018;Graen & Uhl-Bien, 1995), 即對員工來說, 來自上司的信任具有獨(dú)特、稀缺的屬性, 從而向員工傳遞出獲得上司信任的人是稀有而獨(dú)特的這一社會信息。由于自我評價的過程受到社會比較的影響(Pettigrew,1967), 個體感知到自身所擁有的事物(或?qū)傩?在組織中的普遍性程度會影響其自我評價過程(Ditto &Jemmott, 1989; Jemmott, Ditto, & Croyle, 1986)。尤其是在個體擁有某些好的事物(或?qū)傩?, 而這一事物(或?qū)傩?又較為稀缺時, 他們在進(jìn)行自我評價時往往更傾向于夸大這一稀缺性, 從而拉大自身與他人之間的區(qū)別(Goethals, 1986; Sherman, Presson, &Chassin, 1984)?；诖? 當(dāng)員工感知到被上司信任時, 他們會認(rèn)為與其他團(tuán)隊(duì)成員相比, 自己具有更強(qiáng)的能力或更高的品格, 能夠?yàn)榻M織做出其他成員無法做到的獨(dú)特貢獻(xiàn), 是組織中稀有的存在, 即形成稀缺、獨(dú)特的自我概念。而個體對自身稀缺性、獨(dú)特性的感知則是影響個體心理權(quán)利感的重要因素, 員工在組織中稀缺性與獨(dú)特性的自我概念越強(qiáng),便越可能引發(fā)其心理權(quán)利感(Emmons, 1984; Raskin& Terry, 1988)。綜上所述, 由于來自領(lǐng)導(dǎo)的信任具備稀缺、獨(dú)特屬性, 下屬感知到被上司信任可能引發(fā)其心理權(quán)利感。據(jù)此, 我們提出：

假設(shè)1：下屬感知被信任與其心理權(quán)利感正相關(guān)。

1.3 心理權(quán)利感與反生產(chǎn)行為

個體的心理權(quán)利感與其膨脹的自我認(rèn)知(Levine, 2005)和自我中心取向(Harvey & Martinko,2009)息息相關(guān)。這一膨脹的自我認(rèn)知和對報酬獎勵、人際互動等方面存有不切實(shí)際的期望會引發(fā)個體互惠觀念的扭曲, 進(jìn)而更有可能導(dǎo)致個體采取消極行為(例如反生產(chǎn)行為)進(jìn)行回應(yīng)(周如意, 龍立榮,賀偉, 2016; Jordan, Ramsay, & Westerlaken, 2017;Naumann, Minsky, & Sturman, 2002)。以往研究表明,心理權(quán)利感所導(dǎo)致的行為結(jié)果可以通過公平理論的視角進(jìn)行解釋(Huseman, Hatfield, & Miles, 1987)。雖然員工通常期望自身在工作中的投入產(chǎn)出比是公平的, 但心理權(quán)利感會破壞這一知覺過程(Huseman et al., 1987)。心理權(quán)利感較高的人往往傾向于對自己持有過度積極的認(rèn)知, 認(rèn)為理想的結(jié)果要?dú)w功于自己的付出, 因此期望能夠獲得與自我付出相匹配的回報, 這種膨脹的自我認(rèn)知和對有利結(jié)果的自我歸因讓高心理權(quán)利感的人堅(jiān)信他們應(yīng)該獲得比他人更多的所得或受到更大的優(yōu)待(周如意, 龍立榮,張軍偉, 2018; Harvey & Martinko, 2009), 而不考慮他們實(shí)際的績效和貢獻(xiàn)。因此, 當(dāng)這種膨脹的期望未被滿足時, 個體便可能產(chǎn)生不公平感, 由此采取具有破壞性的反生產(chǎn)行為來抵消這種未滿足感和不公平感(Campbell et al., 2004; Qin et al., 2019;Yam et al., 2017)2值得注意的是, 在這種情況下, 員工采取反生產(chǎn)行為并非是出于自利的目的(Trevi?o, Weaver, & Reynolds, 2006), 而是因?yàn)樗麄冋娴膱?jiān)信自己被虧欠了, 反生產(chǎn)行為只是他們與團(tuán)隊(duì)及團(tuán)隊(duì)成員“扯平”的一種方式。對高心理權(quán)利感的個體來說, 反生產(chǎn)行為恰恰是他們對工作所得所采取的公平回應(yīng), 盡管他們所期望的工作所得是有偏差的、被他們的膨脹的自我認(rèn)知和自我中心取向所導(dǎo)致夸大了的。。相關(guān)實(shí)證研究證實(shí), 當(dāng)個體具有更高的心理權(quán)利感時, 他們更有可能將自己的需求置于他人之上(Harvey & Martinko, 2009), 表現(xiàn)得更加自私, 更少幫助他人(Zitek et al., 2010), 以及更有可能采取越軌行為(Levine, 2005; Qin et al., 2019;Rosenthal & Pittinsky, 2006)。據(jù)此, 結(jié)合假設(shè)1, 我們提出：

假設(shè)2：下屬心理權(quán)利感與下屬反生產(chǎn)行為正相關(guān)。

假設(shè)3：下屬感知被信任通過增強(qiáng)下屬心理權(quán)利感, 進(jìn)而誘發(fā)其反生產(chǎn)行為。

1.4 感知到信任的稀缺性的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)前文所述, 心理權(quán)利感的產(chǎn)生與下屬基于感知被信任所形成的稀缺、獨(dú)特的自我概念有關(guān),而這一自我概念的形成在很大程度取決于下屬如何看待所在團(tuán)隊(duì)中的信任, 即下屬感知到的自己從上司處獲得的信任在團(tuán)隊(duì)中的稀缺程度。雖然從整體上來說, 組織中上司對于下屬的信任都是稀缺的,但某些情境下(例如, 上司自身的信任傾向較低或授權(quán)較少的團(tuán)隊(duì)), 下屬可能會更加感受到領(lǐng)導(dǎo)信任在團(tuán)隊(duì)中是稀缺的。當(dāng)個體對所處團(tuán)隊(duì)中上司信任的稀缺程度知覺越高, 也就意味著擁有這一信任的員工在組織中越特別, 此時下屬感知到被上司信任便更有可能引發(fā)他/她對自身稀缺和獨(dú)特的評價,進(jìn)而更可能引發(fā)心理權(quán)利感。相反地, 在某些情境下(例如, 上司自身的信任傾向較高或自我管理型的團(tuán)隊(duì)), 下屬知覺到信任的稀缺程度相對較小,由下屬感知被上司信任所帶來的下屬對自己是特別的這一知覺也隨之變?nèi)? 下屬的心理權(quán)利感也會隨之減弱。據(jù)此, 我們提出：

假設(shè)4：下屬感知到信任的稀缺性會調(diào)節(jié)下屬感知被信任與下屬心理權(quán)利感的關(guān)系。具體來說,當(dāng)感知到信任的稀缺性較高時, 下屬感知被信任與下屬心理權(quán)利感之間呈顯著正相關(guān); 當(dāng)感知到信任的稀缺性較低時, 上述關(guān)系不顯著。

結(jié)合假設(shè) 3與 4, 本文進(jìn)一步提出被調(diào)節(jié)的中介假設(shè)：

假設(shè)5：下屬感知到信任的稀缺性會調(diào)節(jié)下屬感知被信任通過心理權(quán)利感影響其反生產(chǎn)行為的間接效應(yīng)。具體來說, 當(dāng)感知到信任的稀缺性較高時, 下屬感知被信任通過下屬心理權(quán)利感影響其反生產(chǎn)行為的間接效應(yīng)顯著; 當(dāng)感知到信任的稀缺性較低時, 上述間接效應(yīng)不顯著。

1.5 研究概覽

本研究采取多種研究設(shè)計(jì)、多樣本的方法來檢驗(yàn)研究模型, 共包括兩個實(shí)驗(yàn)研究(研究 1、2)和一個問卷調(diào)查研究(研究 3)。這種全景式研究方法有利于為研究假設(shè)提供更加豐富且有利的實(shí)證證據(jù)(Chatman & Flynn, 2005), 進(jìn)而有助于建立研究的內(nèi)部和外部效度(Ju et al., 2019; Qin, Ren, Zhang, &Johnson, 2015)。

2 研究1：感知被信任對心理權(quán)利感的實(shí)驗(yàn)研究

2.1 研究方法

2.1.1 研究樣本

在研究1中, 我們通過本文作者的校友網(wǎng)絡(luò)招募115位來自中國不同企業(yè)的全職員工參與實(shí)驗(yàn)。在實(shí)驗(yàn)參與者中, 47%為女性, 平均年齡為 28.7歲(SD= 7.70), 參與者的平均受教育年限為16.3年(SD=1.33), 平均在企業(yè)的任期為3.92年(SD= 5.58)。參與者來自不同行業(yè), 包括制造業(yè)(14.8%)、銀行業(yè)(16.5%)、建筑業(yè)(19.1%)和其他(49.6%)。

2.1.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與實(shí)驗(yàn)程序

參與者被隨機(jī)分配到感知被信任組(n= 58)或控制組(n= 57), 并被要求回憶一件自己與上司在完成工作任務(wù)時的具體情境?；貞浲瓿珊? 我們要求參與者對這一互動過程進(jìn)行描述。

感知被信任的操縱程序。本研究采用關(guān)鍵事件法對感知被信任進(jìn)行實(shí)驗(yàn)操縱, 該方法被廣泛用于社會心理學(xué)與組織行為學(xué)的實(shí)驗(yàn)操縱中(Aquino,Tripp, & Bies, 2001; Bobocel, 2013; Liang et al., 2016)。具體而言, 在操縱組(即感知被信任組), 我們讓參與者回憶一件他/她在完成一項(xiàng)工作任務(wù)過程中,上司表現(xiàn)出對他/她信任的事情。為更好地喚起參與者的回憶, 我們同時提供了幾個事例作為參考, 要求參與者所回憶的事例包括但不限于所提供的事例。事例基于感知被信任的量表(Mayer & Gavin,2005)題項(xiàng)改編而來, 例如“你的上司讓你在對他/她很重要的工作上發(fā)揮作用”“你的上司依賴你對工作相關(guān)問題的判斷, 且認(rèn)為沒有必要監(jiān)督你的工作”等。操縱組被試所描述的內(nèi)容示例如下：“7月末, 在與客戶溝通完其與借款人數(shù)千萬元借款合同糾紛的基本案情后, 我用一天時間草擬了一整套訴訟方案, 先后就四項(xiàng)重要議題進(jìn)行研究并提出解決方案, 上司看完我的方案后, 表示完全沒有問題。其后, 上司放心的讓我與客戶獨(dú)立溝通, 在解答客戶數(shù)輪問詢后, 我們得到客戶的委托, 由本團(tuán)隊(duì)代理本起訴訟, 協(xié)助上司創(chuàng)收近百萬元。”

在控制組, 我們讓參與者回憶一件他/她在上司的指導(dǎo)和帶領(lǐng)下完成工作任務(wù)的事情3本研究將控制組設(shè)置為“低程度的信任”組而非“不信任”組, 是因?yàn)椤靶湃闻c不信任并非是一個構(gòu)念的兩端, 信任的反面不是不信任” (Lewicki, McAllister, & Bies, 1998, p.448)。信任與不信任是兩個不同的維度, 兩者有共通之處, 即都暗含著對對方行為的預(yù)期(expectation)。但信任是積極的預(yù)期, 預(yù)期對方會做出對自己有益的行為; 而不信任是消極的預(yù)期, 預(yù)期對方做出傷害自己的行為(Lewicki et al., 1998)。因此, 根據(jù)這一觀點(diǎn), 本研究將控制組設(shè)置為低程度的信任組, 即上司需要指示和監(jiān)督下屬, 不會與下屬分享敏感信息等。。相關(guān)事例根據(jù)感知被信任的操縱事例對應(yīng)編制而成, 例如“你的上司要求你聽從他/她的指導(dǎo)來解決對他/她很重要的問題”“你的上司相信自己對工作相關(guān)問題的判斷, 且認(rèn)為有必要監(jiān)督你的工作”等?？刂平M被試所描述的內(nèi)容示例如下：“有一個重要的會議需要制作 PPT, 我制作了初稿之后, 上司審閱完就指導(dǎo)我修改, 完成修改版本之后, 我上司還是要求我將PPT直接傳給他進(jìn)行再修改, 并在涉及財務(wù)商務(wù)敏感問題上沒有指導(dǎo)我, 而是選擇自己編制?！?/p>

在回憶任務(wù)完成后, 我們請參與者對他/她所回憶的情境進(jìn)行描述, 并詳細(xì)描寫出事件發(fā)生的過程。操縱結(jié)束后, 我們要求參與者繼續(xù)完成一項(xiàng)無關(guān)的描述任務(wù)(即邀請被試描述他們通常在周末會做什么)作為填充任務(wù)(Berger, Meredith, & Wheeler,2008)。隨后, 參與者完成一份包括測量心理權(quán)利感、操縱檢驗(yàn)及參與者人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量的問卷。

2.1.3 測量工具

本研究盡量采用以往研究中使用過的成熟量表進(jìn)行調(diào)查, 以確保測量工具具有較高的信效度。在研究 1與研究 3中, 對于英文量表采用 Brislin(1980)的標(biāo)準(zhǔn)方法進(jìn)行翻譯和回譯, 以保證測量對等性。除非特殊說明, 本文3個研究中的所有量表均采用Likert 5點(diǎn)量表進(jìn)行計(jì)分(1 = 非常不同意;5 = 非常同意)。

心理權(quán)利感：采用Campbell等(2004)編制的心理權(quán)利感量表。該量表共包含9個題項(xiàng), 例如“老實(shí)說, 我覺得我比其他人更值得嘉獎”, 本研究測量了參與者當(dāng)下的感受, 內(nèi)部一致性Cronbach’s α為0.84。

操縱檢驗(yàn)：根據(jù)Mayer和Gavin (2005)編制的信任量表改編。該量表共包含10個題項(xiàng), 例如“我的上司會讓我在對他/她很重要的工作上發(fā)揮作用”。本研究中將其改編為“在我剛剛所回憶的事件中, 我的上司會讓我在對他/她很重要的工作上發(fā)揮作用”, 內(nèi)部一致性 Cronbach’s α 為 0.81。

2.2 研究結(jié)果

2.2.1 操縱檢驗(yàn)

我們首先對實(shí)驗(yàn)操縱進(jìn)行了檢驗(yàn)。t檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 操縱組的參與者所感知到被上司信任的程度(M= 3.48,SD= 0.48)顯著高于控制組的參與者感知到被上司信任的程度(M= 3.18,SD= 0.41),t(113) =3.62,p< 0.001, Cohen’sd= 0.67。因此, 研究 1 對感知被信任的操縱成功。

2.2.2 假設(shè)檢驗(yàn)

我們采用 t檢驗(yàn)進(jìn)行假設(shè)分析, 結(jié)果顯示感知被信任組的參與者心理權(quán)利感水平(M= 3.15,SD=0.56)顯著高于控制組參與者的心理權(quán)利感(M=2.94,SD= 0.42),t(113) = 2.24,p= 0.03, Cohen’sd=0.42。因此, 假設(shè)1得到驗(yàn)證。

研究1的結(jié)果表明, 下屬感知被上司信任能夠增強(qiáng)其心理權(quán)利感。通過研究 1, 我們建立了下屬感知被信任與其心理權(quán)利感之間的因果關(guān)系, 但研究1也存在一定的局限性。盡管我們的理論推導(dǎo)并不特別限定在某些特定的文化背景下, 但我們的研究樣本均來自中國, 缺乏普適性。因此, 為了解決樣本局限性問題, 進(jìn)一步驗(yàn)證我們研究結(jié)論的普適性與穩(wěn)健性, 我們通過 Amazon’s Mechanical Turk(MTurk)平臺招募了來自美國的全職員工作為被試,對上述研究結(jié)果進(jìn)行了重復(fù)驗(yàn)證, 此外, 我們還進(jìn)一步檢驗(yàn)了下屬感知到信任的稀缺性在其中的調(diào)節(jié)作用(即研究2)。

3 研究2：感知到信任的稀缺性調(diào)節(jié)作用的實(shí)驗(yàn)研究

3.1 研究方法

3.1.1 研究樣本

在研究2中, 我們通過MTurk平臺招募了145名來自美國的全職員工參與實(shí)驗(yàn)4本研究共151名被試參與實(shí)驗(yàn)。為保證填答質(zhì)量, 參考以往研究(Liang et al., 2016), 我們在問卷中設(shè)置了質(zhì)量控制題項(xiàng)(即“請選擇‘非常同意’”), 我們排除了未通過該題測試的被試; 此外, 我們還排除了完全無關(guān)的描述(例如, 亂寫無意義的文字、描述其他非工作場景中的事項(xiàng)等), 最終獲得分析樣本為145人。最終的有效樣本來源在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量方面與被排除的無效樣本相比, 沒有顯著差異(p > 0.10), 表明本研究不存在樣本損耗性偏差。。以往研究表明,通過 MTurk平臺收集的數(shù)據(jù)與方便抽樣收集的數(shù)據(jù)相比, 具有類似的心理測量特征(Buhrmester,Kwang, & Gosling, 2011; Qin, Huang, Johnson, Hu,& Ju, 2018)。每位被試完成實(shí)驗(yàn)后可獲得0.4美元報酬。實(shí)驗(yàn)參與者中女性員工占50.30%; 白種人占73.10%, 非洲裔/西班牙裔/拉丁裔人占 14.48%, 亞洲裔占 8.96%, 美洲印第安或阿拉斯加原住民占2.76%, 其他0.70%。被試的平均年齡為36.92歲(SD=10.21), 平均的受教育年限為15.79年(SD= 2.67),平均在公司的工作年限為7.28年(SD= 7.26)。參與者來自多個行業(yè), 其中醫(yī)療保健業(yè)占13.79%, 信息技術(shù)業(yè)占11.72%, 教育業(yè)占13.10%, 其他61.39%。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與實(shí)驗(yàn)程序

我們首先邀請實(shí)驗(yàn)參與者報告他們感知到的所在組織中信任的稀缺性, 隨后的實(shí)驗(yàn)程序與研究1一致, 實(shí)驗(yàn)參與者被隨機(jī)分配到感知被信任組(n=73)或控制組(n= 72), 并接受與研究1相同的感知被信任的操縱程序。操縱組被試所描述的內(nèi)容示例如下：“我在公司資源室值班, 我的上司讓我自行管理和關(guān)心使用資源室的客戶。她會讓我自己選擇與客戶之間進(jìn)行哪些活動或互動, 盡管她也喜歡做決定。她非常信任我在沒有她直接監(jiān)督的情況下讓我自行與客戶進(jìn)行活動?！笨刂平M被試所描述的內(nèi)容示例如下：“我需要為一個特定的 106項(xiàng)目寫一份關(guān)于聯(lián)邦應(yīng)急管理局審查的報告, 因?yàn)槲乙郧皼]有完成過類似的項(xiàng)目, 我的上司給我發(fā)了電子郵件,告訴了我項(xiàng)目編號, 然后給了我這個項(xiàng)目要遵循的要點(diǎn)。第二天, 我又收到了她發(fā)來的另一封郵件,內(nèi)容是關(guān)于這個項(xiàng)目核對的, 我要把目前為止完成的內(nèi)容發(fā)送給她, 這樣她就能確保我是按照她在前一封郵件中列出的具體格式來做的?！?/p>

在實(shí)驗(yàn)操作之后, 參與者完成填充任務(wù), 填寫包括測量心理權(quán)利感、操縱檢驗(yàn)及人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量的問卷。

3.1.3 測量工具

感知到信任的稀缺性：改編自 Vincent和Kouchaki (2016)的感知到創(chuàng)造力的稀缺性量表。該量表共包含3個題項(xiàng), 例如“在我的工作團(tuán)隊(duì)中, 被上司所信任是罕見的”, 內(nèi)部一致性 Cronbach’s α為0.92。

心理權(quán)利感：與研究 1一致, 本研究采用Campbell等(2004)編制的心理權(quán)利感量表, 內(nèi)部一致性 Cronbach’s α 為 0.90。

操控檢驗(yàn)：與研究 1一致, 本研究采用根據(jù)Mayer和Gavin (2005)的信任量表改編的10題項(xiàng)量表來進(jìn)行感知被信任的操縱檢驗(yàn), 內(nèi)部一致性Cronbach’s α 為 0.82。

3.2 研究結(jié)果

3.2.1 操控檢驗(yàn)

與研究1一致, 我們首先對實(shí)驗(yàn)操縱進(jìn)行了檢驗(yàn)。t檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 操縱組的參與者所感知到被上司信任的程度(M= 3.61,SD= 0.61)顯著高于控制組的參與者(M= 2.96,SD= 0.68),t(143) = 6.11,p<0.001, Cohen’sd= 1.00。因此, 研究2對感知被信任的操縱成功。

3.2.2 假設(shè)檢驗(yàn)

我們采用一般線性回歸分析(ordinary least squares regression)進(jìn)行假設(shè)分析, 具體結(jié)果如表 1所示。在表1的模型1中, 我們將感知被信任與感知到信任的稀缺性對心理權(quán)利感進(jìn)行回歸, 結(jié)果顯示感知被信任與心理權(quán)利感正相關(guān)(β= 0.28,p=0.03), 因此, 假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表1 研究2一般線性回歸結(jié)果

注：an = 145。0 = 控制組; 1 = 感知被信任組。*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001。

在表1的模型2中, 我們進(jìn)一步將感知被信任與感知到信任的稀缺性的交互項(xiàng)納入到回歸方程中, 結(jié)果顯示, 該交互項(xiàng)與心理權(quán)利感正相關(guān)(β=0.29,p= 0.01)。簡單斜率分析結(jié)果表明, 當(dāng)參與者感知到所在組織中信任的稀缺性較高時, 感知被信任對其心理權(quán)利感有顯著增強(qiáng)作用(b= 0.59,t=3.42,p= 0.001); 而當(dāng)其感知到所在組織中信任的稀缺性較低時, 感知被信任對其心理權(quán)利感沒有顯著影響(b= ?0.04,t= ?0.26,p= 0.80), 二者的差異顯著(b= 0.64,t= 2.59,p= 0.01)。因此, 假設(shè)4得到驗(yàn)證。為更加直觀地表示感知到信任的稀缺性的調(diào)節(jié)作用, 本研究以調(diào)節(jié)變量的均值加減1個標(biāo)準(zhǔn)差作為分組標(biāo)準(zhǔn), 分別對個體感知到信任的稀缺性高和低的情況下, 感知被信任與否與心理權(quán)利感間的關(guān)系進(jìn)行了描繪, 具體如圖2所示。

圖 2 研究 2感知到信任的稀缺性在感知被信任與心理權(quán)利感之間的調(diào)節(jié)作用

研究1和2為被試感知被信任對其心理權(quán)利感的作用提供了強(qiáng)有力的因果證據(jù), 并且檢驗(yàn)了感知到信任的稀缺性對上述關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。這兩項(xiàng)研究都驗(yàn)證了理論模型的內(nèi)部效度, 但都受到了外部效度的限制。因此, 我們在接下來的研究中(研究3)通過多時間點(diǎn)、多源的問卷調(diào)查來擴(kuò)展我們研究結(jié)論的外部效度, 并同時考慮下屬的反生產(chǎn)行為,對整體研究模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

4 研究3：全模型問卷調(diào)研

4.1 研究方法

4.1.1 樣本及程序

研究3為實(shí)地問卷調(diào)研。本研究采用多源、多時間點(diǎn)的取樣方式。研究通過國內(nèi)幾所大學(xué)的校友網(wǎng)絡(luò)招募參與者。通過這種方法, 本研究邀請了來自不同行業(yè)和職位的員工及其直接上司, 增加了樣本的廣泛性, 提高了調(diào)查結(jié)果的外部效度。在 T1時間點(diǎn), 由下屬評價自身感知被信任程度、感知到信任的稀缺性、心理權(quán)利感及人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量。T1時間點(diǎn)共邀請208位下屬參與調(diào)查, 回收192份問卷(回收率為92.31%)。在T2時間點(diǎn)(一周后), 由參與T1調(diào)查員工的直接上司評價其下屬的反生產(chǎn)行為。T2時間點(diǎn)共邀請62位直接上司參與調(diào)查, 回收 60份問卷(回收率為 96.77%)。為了提高問卷的填答質(zhì)量, 激發(fā)填答問卷的積極性, 本研究為每位下屬每次調(diào)查均提供5元人民幣作為報酬, 為每位上司每次調(diào)查均提供8元人民幣作為報酬。與此同時, 我們在問卷的指導(dǎo)語中強(qiáng)調(diào)了問卷嚴(yán)格的保密性, 以及真實(shí)作答的重要性。在將多源、多時間點(diǎn)的問卷逐一進(jìn)行匹配, 剔除明顯缺失重要變量的樣本后, 本研究最終獲得 60份有效的上司問卷(問卷有效率為 96.8%), 以及 187份有效的下屬問卷(問卷有效率為89.9%)。平均每位上司評價3位下屬。

在樣本結(jié)構(gòu)方面, 被調(diào)查者中 65.8%為女性,平均年齡為27.8歲(SD= 6.8), 平均的受教育年限為15年(SD= 1.9), 平均在公司的工作年限為3.1年(SD= 4.0), 員工與其直接上司共事的平均工作年限為2.3年(SD= 2.7)。此外, 被調(diào)查者來自多種類型的職位和行業(yè)。其中, 22.5%的被調(diào)查者從事行政相關(guān)工作, 18.7%從事市場相關(guān)工作, 8.0%從事技術(shù)相關(guān)工作, 16.0%從事財務(wù)相關(guān)工作, 以及34.8%從事其他類型的工作。在行業(yè)結(jié)構(gòu)方面, 20.3%的被調(diào)查者來自制造業(yè), 15.0%來自服務(wù)業(yè), 9.1%來自銀行業(yè), 21.4%來自信息技術(shù)行業(yè), 以及34.2%來自其他行業(yè)。

4.1.2 測量工具

感知被信任(T1)：與研究 1相同, 本研究采由Mayer和Gavin (2005)編制的信任量表改編而來的感知被信任量表, 內(nèi)部一致性Cronbach’s α為0.84。

感知到信任的稀缺性(T1)：與研究 2相同, 本研究采用由Vincent和Kouchaki (2016)編制的感知到創(chuàng)造力的稀缺性量表改編而來的感知到信任的稀缺性量表, 內(nèi)部一致性Cronbach’s α為0.89。

心理權(quán)利感(T1)：與研究 1相同, 本研究采用Campbell等(2004)編制的心理權(quán)利感量表, 內(nèi)部一致性 Cronbach’s α 為 0.91。

反生產(chǎn)行為(T2)：采用Spector等(2006)編制的反生產(chǎn)行為量表。該量表共包含 10個題項(xiàng), 例如“該下屬故意浪費(fèi)公家物品”。由員工的直接上司對其進(jìn)行評價, 內(nèi)部一致性Cronbach’s α為0.92。

控制變量(T1)：根據(jù)以往研究(例如, Penney &Spector, 2005; Zheng et al., 2019), 本研究控制了下屬相應(yīng)的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量, 包括性別、年齡、教育水平、以及與直接上級的共事時間, 以排除這些因素的影響(Bernerth & Aguinis, 2016)。本研究控制了性別因素是因?yàn)橄鄬τ谂? 男性更加激進(jìn)(aggressive),更容易做出有侵略性的行為和反生產(chǎn)行為(Gonzalez-Mulé, DeGeest, Kiersch, & Mount, 2013)。本研究控制了教育水平是因?yàn)榻逃奖容^高的人, 認(rèn)為不道德的行為是難以接受的(Browning & Zabriskie,1983)。本研究還控制了年齡和與直接上級的共事時間, 因?yàn)锽erry, Ones和Sackett (2007)的一項(xiàng)元分析發(fā)現(xiàn), 年齡和任期等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量對反生產(chǎn)行為有影響, 例如, 年齡較低、任期較短的員工,反生產(chǎn)行為更多。因此, 控制這些變量能夠使本研究排除可能的解釋因素, 得到感知被信任所增加的預(yù)測效度(Bernerth & Aguinis, 2016)。

4.1.3 分析策略

由于本研究的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)是嵌套型數(shù)據(jù)(反生產(chǎn)行為由一個領(lǐng)導(dǎo)評價多個下屬, ICC1 = 0.70,p< 0.001),本研究采用多層線性模型(hierarchical linear modeling,HLM), 通過Mplus 7.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析(Bryk &Raudenbush, 1992)。具體來說, 感知被信任、感知到信任的稀缺性、心理權(quán)利感為個體層面變量(individual level), 反生產(chǎn)行為在理論上雖然是個體層面變量, 但由于同一領(lǐng)導(dǎo)評估多名下屬導(dǎo)致存在嵌套性問題, 具有個體層面(individual level)和團(tuán)隊(duì)層面(group level)的方差變異。因此, 雖然整體研究模型在個體層面, 但本研究仍選用HLM進(jìn)行分析,以排除反生產(chǎn)行為由于領(lǐng)導(dǎo)評估帶來的團(tuán)隊(duì)層面的方差變異。參考以往研究(例如, Gong, Huang, &Farh, 2009; Zheng et al., 2019), 在檢測Level 1預(yù)測因子的主效應(yīng)時, 對 Level 1預(yù)測因子使用原始尺度或總值中心化(grand-mean centering)處理都是合適的, 因此, 我們將所有核心解釋變量在放入回歸模型前均進(jìn)行了總均值中心化處理(Hofmann, Griffin,& Gavin, 2000)。由于本研究總體的團(tuán)隊(duì)規(guī)模較小,難以有效估計(jì) Level 2的隨機(jī)效應(yīng)(random effect;Theall et al., 2011), 我們將斜率設(shè)置為固定斜率(fixed slope)。此外, 本研究采用了RMediation的方法檢驗(yàn)理論模型中的中介效應(yīng)(Tofighi & MacKinnon,2011)。為了檢驗(yàn)被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng), 本研究采用了Edwards和 Lambert (2007)的調(diào)節(jié)路徑分析方法,計(jì)算調(diào)節(jié)變量在高于1個標(biāo)準(zhǔn)差和低于1個標(biāo)準(zhǔn)差水平上時, 自變量通過中介變量影響因變量的間接效應(yīng)的大小。

表2 研究2描述性統(tǒng)計(jì)和變量間相關(guān)系數(shù)a

4.2 研究結(jié)果

4.2.1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2是變量描述性統(tǒng)計(jì)表, 展示了各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)。

4.2.2 驗(yàn)證性因子分析

為了檢驗(yàn)感知被信任、感知到信任的稀缺性、心理權(quán)利感、反生產(chǎn)行為 4個變量之間的區(qū)分性,本研究使用Mplus 7.0對上述變量進(jìn)行了驗(yàn)證性因子分析(confirmatory factor analysis, CFA)。首先, 我們對各量表的題項(xiàng)進(jìn)行了打包(parceling)。由于我們的主要目標(biāo)是確保核心構(gòu)念間的區(qū)別, 而不是構(gòu)念中題項(xiàng)之間的相互關(guān)系, 因此對題項(xiàng)進(jìn)行打包是合理的處理方式。與先前研究一致(例如, Zheng et al., 2019), 對于多維度的變量, 我們根據(jù)概念的維度進(jìn)行打包, 即將感知被信任的測量題項(xiàng)(即基于認(rèn)知的信任和基于情感的信任)和反生產(chǎn)行為的測量題項(xiàng)(即針對組織的反生產(chǎn)行為和針對人際的反生產(chǎn)行為)均分別打成兩個包; 對于單維度量表,我們根據(jù)平衡題項(xiàng)與構(gòu)念的方法(item-to-constructbalance method; Little, Cunningham, Shahar, & Widaman,2002)進(jìn)行打包, 即將心理權(quán)利感打成三個包。結(jié)果顯示, 假設(shè)四因子模型對數(shù)據(jù)的擬合結(jié)果較為理想(χ2= 34.58,df= 29, CFI = 0.99, TLI = 0.99, RMSEA= 0.03, SRMR = 0.04), 且其擬合優(yōu)度顯著優(yōu)于其他模型(其他模型擬合的具體結(jié)果可聯(lián)系本文作者獲得), 表明這4個變量分別代表了不同的構(gòu)念5本研究的CFA分析結(jié)果是個體水平的分析結(jié)果, 考慮到反生產(chǎn)行為數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的嵌套性問題, 我們將反生產(chǎn)行為設(shè)置為多水平、其他變量設(shè)置為個體水平進(jìn)行了多水平 CFA檢驗(yàn)(Dyer,Hanges, & Hall, 2005), 四因子模型結(jié)果如下：χ2 = 153.02, df =72, CFI = 0.92, TLI = 0.91, RMSEA = 0.08, SRMR = 0.06。。

4.3 假設(shè)檢驗(yàn)

假設(shè)1預(yù)測, 下屬感知被信任與心理權(quán)利感正相關(guān)。從表3的模型2可以看出, 在控制了性別、年齡、教育水平、與直接上司的共事時間之后, 感知被信任對心理權(quán)利感有顯著的正向影響(b= 0.17,t= 2.37,p= 0.02), 假設(shè)1得到了驗(yàn)證。

假設(shè)2預(yù)測, 下屬心理權(quán)利感與其反生產(chǎn)行為正相關(guān)。從表3的模型5中可以看出, 心理權(quán)利感對反生產(chǎn)行為有顯著的正向影響(b= 0.04,t= 2.12,p= 0.03), 假設(shè)2得到驗(yàn)證。假設(shè)3進(jìn)一步預(yù)測, 心理權(quán)利感在感知被信任與反生產(chǎn)行為之間起到中介作用。為了檢驗(yàn)中介效應(yīng), 本研究通過RMediation檢驗(yàn)了感知被信任與心理權(quán)利感的路徑系數(shù), 以及心理權(quán)利感與反生產(chǎn)行為的路徑系數(shù)之間乘積的顯著性。結(jié)果顯示, 心理權(quán)利感的中介效應(yīng)顯著(b= 0.01,SE= 0.005, 95% CI = [0.001,0.015]), 假設(shè)3得到驗(yàn)證。

假設(shè)4預(yù)測, 感知到信任的稀缺性正向調(diào)節(jié)下屬感知被信任與心理權(quán)利感的正向關(guān)系。從表3模型4中可以看出, 感知被信任與感知到信任的稀缺性的交互項(xiàng)對心理權(quán)利感有著顯著的正向影響(b=0.18,t= 2.72,p= 0.01)。簡單斜率分析發(fā)現(xiàn), 當(dāng)參與者感知到所在組織中信任的稀缺性較高時, 感知被信任對其心理權(quán)利感有顯著正向影響(b= 0.30,t=4.34,p< 0.001); 而當(dāng)其感知到所在組織中信任的稀缺性較低時, 感知被信任對其心理權(quán)利感沒有顯著影響(b= 0.03,t= 0.34,p= 0.73), 二者的差異顯著(b= 0.27,t= 2.72,p= 0.01)。因此, 假設(shè)4得到驗(yàn)證。為更加直觀地表示感知到信任的稀缺性的調(diào)節(jié)作用, 本研究以調(diào)節(jié)變量的均值加減1個標(biāo)準(zhǔn)差作為分組標(biāo)準(zhǔn), 分別對個體感知到信任的稀缺性高和低的情況下, 感知被信任與心理權(quán)利感間的關(guān)系進(jìn)行了描繪, 具體如圖3所示。

假設(shè)5預(yù)測, 感知到信任的稀缺性正向調(diào)節(jié)下屬感知被信任通過心理權(quán)利感正向影響反生產(chǎn)行為的間接效應(yīng)。被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析結(jié)果表明,當(dāng)感知到信任的稀缺性較高時(均值加1個標(biāo)準(zhǔn)差),下屬感知被信任通過心理權(quán)利感影響其反生產(chǎn)行為的間接效應(yīng)顯著(b= 0.01,SE= 0.01, 95% CI =[0.0003, 0.027]); 當(dāng)感知到信任的稀缺性較低時(均值減 1個標(biāo)準(zhǔn)差), 下屬感知被信任通過心理權(quán)利感影響其反生產(chǎn)行為的間接效應(yīng)不顯著(b= 0.002,SE= 0.01, 95% CI= [?0.005, 0.010]); 兩者的差異顯著(Δb= 0.01,SE= 0.01, 95% CI = [0.0002,0.028])。因此, 假設(shè)5得到驗(yàn)證6我們還對研究3進(jìn)行了一系列補(bǔ)充分析。首先, 為排除本文的研究結(jié)論是由于對變量采取不同的中心化方法而獲得的這一潛在干擾, 我們對核心變量采取組內(nèi)平均數(shù)中心化(group-mean centering)處理后進(jìn)行了重新分析。結(jié)果表明, 在進(jìn)行組內(nèi)平均數(shù)中心化后,本文所提假設(shè)依然成立(補(bǔ)充分析的具體結(jié)果可聯(lián)系本文作者獲得)。其次, 我們檢驗(yàn)了在控制“感知被信任—領(lǐng)導(dǎo)成員交換(LMX)—反生產(chǎn)行為”這一積極中介路徑作用的基礎(chǔ)上, 我們模型所假設(shè)的感知被信任的消極效應(yīng)是否依舊成立。結(jié)果表明, 在控制了上述積極中介路徑后, 本研究所提假設(shè)依然成立(補(bǔ)充分析的具體結(jié)果可聯(lián)系本文作者獲得)。。

表3 研究2 HLM分析結(jié)果a

5 討論

5.1 研究結(jié)果

圖 3 研究 2感知到信任的稀缺性在感知被信任與心理權(quán)利感之間的調(diào)節(jié)作用

本研究基于自我評價理論的視角, 檢驗(yàn)了下屬感知被信任對其反生產(chǎn)行為的影響及其作用機(jī)制。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：下屬感知被信任通過引發(fā)下屬的心理權(quán)利感進(jìn)而增加其反生產(chǎn)行為, 下屬感知到信任的稀缺性在這一過程中起調(diào)節(jié)作用。當(dāng)下屬感知到信任的稀缺性較高時, 下屬感知被信任通過心理權(quán)利感影響其反生產(chǎn)行為的正向中介效應(yīng)顯著; 當(dāng)下屬感知到信任的稀缺性較低時, 上述中介效應(yīng)不顯著。

5.2 理論意義

本研究對于信任、心理權(quán)利感與反生產(chǎn)行為等方面的研究有重要理論意義。首先, 本研究通過探索感知被信任的潛在黑暗面, 挑戰(zhàn)了目前信任相關(guān)研究中“信任總是有益的”這一主流假設(shè)。現(xiàn)有絕大部分研究都表明, 下屬感知被上司信任會為下屬個體及組織帶來積極影響(孫利平, 龍立榮, 李梓一,2018; Brower et al., 2009; Lau et al., 2014; Salamon& Robinson, 2008), 并且大部分研究通常從社會交換的視角, 去驗(yàn)證信任作為一種社會交換關(guān)系, 對員工產(chǎn)生的積極效應(yīng), 例如增加工作績效、組織公民行為(Brower et al., 2009)、提高工作滿意度(Lester& Brower, 2003)等。然而, 目前文獻(xiàn)對信任的積極影響的廣泛研究, 可能使得大家過度關(guān)注積極的一面, 忽略感知被信任潛在的成本。因此, 本研究聚焦于感知被信任可能帶來的消極影響, 通過自我評價的視角, 以及深入分析信任的稀缺屬性, 揭示出了下屬感知到上司的信任可能帶來的負(fù)面的結(jié)果,即本研究發(fā)現(xiàn), 下屬感知被上司信任會引發(fā)下屬心理權(quán)利感, 進(jìn)而增加其反生產(chǎn)行為。本研究通過對感知被信任消極作用的探討, 為理解下屬感知被信任的作用提供了更全面、更辯證的視角。更進(jìn)一步地, 本研究對下屬感知被信任與其反生產(chǎn)行為間的內(nèi)在作用機(jī)制及邊界條件進(jìn)行了深入挖掘, 為打開下屬感知被信任與下屬非倫理行為間的黑箱提供了全新的理論解釋視角與實(shí)證證據(jù)。目前僅有的對于感知被信任的負(fù)面影響的研究主要是從員工資源保存視角進(jìn)行的探討, 認(rèn)為感知被信任引發(fā)了下屬工作方面的壓力(例如角色負(fù)荷、工作壓力), 進(jìn)而導(dǎo)致其情緒衰竭升高、工作績效下降(王紅麗, 張筌鈞, 2016; Baer et al., 2015)。本研究則從一個新的視角——自我評價的視角——進(jìn)行了探索, 發(fā)現(xiàn)感知被信任還可能導(dǎo)致下屬膨脹的自我知覺(即心理權(quán)利感), 進(jìn)而增加其反生產(chǎn)行為。此外, 本研究還進(jìn)一步探討了上述效應(yīng)的作用邊界, 發(fā)現(xiàn)當(dāng)下屬感知到組織中信任的稀缺性越高, 感知到的被信任越可能內(nèi)化成下屬的自我概念, 進(jìn)而進(jìn)一步增強(qiáng)其心理權(quán)利感與反生產(chǎn)行為。上述結(jié)果從個體自我評價的理論視角, 為感知被信任為何以及何時能夠?qū)е孪聦俚姆瓷a(chǎn)行為提供了全新的解釋, 豐富了感知被信任的相關(guān)研究, 也回應(yīng)了Bare等人(2015)關(guān)于“加強(qiáng)對于感知被信任及其重要作用機(jī)理相關(guān)研究”的呼吁。

其次, 本研究發(fā)現(xiàn)了引發(fā)員工反生產(chǎn)行為的新的領(lǐng)導(dǎo)行為因素。以往研究表明, 領(lǐng)導(dǎo)消極的人際對待行為(例如苛責(zé)管理、不公平行為等)往往是導(dǎo)致員工采取反生產(chǎn)行為的重要前因(Bennett & Robinson,2003; Ferris, Spence, Brown, & Heller, 2012; Tepper,2000, 2007)。而本研究則發(fā)現(xiàn), 在某些情境下, 領(lǐng)導(dǎo)積極的行為(例如信任)也可能引發(fā)下屬的反生產(chǎn)行為。通過識別與檢驗(yàn)影響員工反生產(chǎn)行為的新因素, 本研究進(jìn)一步拓展了反生產(chǎn)行為領(lǐng)域的相關(guān)研究。進(jìn)一步, 本研究也豐富了心理權(quán)利感的相關(guān)研究, 拓展了對員工心理權(quán)利感前因的探討。以往研究表明, 當(dāng)員工自身采取某些行為(例如, 被迫做出組織公民行為; Yam et al., 2017)或是遭受他人的消極對待行為(例如, 被不公平對待; Zitek et al.,2010)時, 往往會引發(fā)員工的心理權(quán)利感。而本研究則發(fā)現(xiàn), 當(dāng)員工感知到其所接收到的積極信息極其稀缺時, 他人所傳達(dá)的積極信息(例如, 領(lǐng)導(dǎo)的信任)也可能引發(fā)其心理權(quán)利感。通過識別組織中影響員工心理權(quán)利感的重要前因, 本研究對于心理權(quán)利感的相關(guān)研究具有重要意義。

5.3 實(shí)踐意義

本研究的發(fā)現(xiàn)對管理實(shí)踐也有著重要的啟示。首先, 本研究啟示管理者需注意下屬被信任后可能導(dǎo)致的消極影響。由于信任具有能夠讓員工在組織中更有自信、形成更高的基于組織的自尊、提高員工的組織公民行為等諸多方面的好處, 上司要信任員工似乎已成為目前管理者們的共識。而過度推崇信任的重要性與好處、過度鼓勵上司信任下屬, 可能存在一定的隱患。管理者需要注意當(dāng)充分信任一位下屬時, 該下屬可能無意識地形成膨脹的自我認(rèn)知, 產(chǎn)生較高的心理權(quán)利感。而這種“自己應(yīng)該獲得更多所得和特殊優(yōu)待”的感覺可能導(dǎo)致下屬的期望無法被滿足, 又進(jìn)而增強(qiáng)其反生產(chǎn)行為, 對組織利益造成損害。因此, 上司需要注意到, 自己出于好意的信任行為也可能會帶來一定的隱患。當(dāng)上司更完整地理解被信任的管理現(xiàn)象后, 可以及時發(fā)現(xiàn)、調(diào)整和控制組織中的不良傾向, 從而幫助上司更有效地管理團(tuán)隊(duì)和組織。

其次, 本研究啟示管理者需注意對極少數(shù)下屬賦予信任。當(dāng)上司賦予極個別的下屬以信任時, 該下屬感覺上司的信任十分稀缺, 而自己卻能夠得到如此稀缺的資源, 下屬感覺自己更加的特別, 產(chǎn)生了更高的心理權(quán)利感。這種被強(qiáng)化的心理權(quán)利感很可能會進(jìn)一步損害組織利益。相反, 如果上司對團(tuán)隊(duì)中的很多下屬都賦予信任時, 該下屬感覺上司的信任并不是稀缺的, 從而緩解這一負(fù)面影響。因此,為了降低下屬產(chǎn)生優(yōu)越感的可能性, 上司需盡量避免只信任極少數(shù)的下屬。

最后, 本研究啟示管理者正確分析和看待員工的反生產(chǎn)行為。上司如果觀察到員工的反生產(chǎn)行為通常會歸因于員工的人格問題, 而鮮有進(jìn)一步分析員工為何產(chǎn)生扭曲的心理狀態(tài)。除了客觀的不公平等現(xiàn)象導(dǎo)致員工的反生產(chǎn)“報復(fù)”行為, 員工無意識的自我膨脹也可能會導(dǎo)致這樣的行為。當(dāng)員工自我膨脹時, 員工自發(fā)產(chǎn)生心理權(quán)利感, 認(rèn)為自己值得更好的, 而外部環(huán)境無法滿足自己的期望和要求,因而做出反生產(chǎn)行為。因此, 領(lǐng)導(dǎo)者需要深入分析員工反生產(chǎn)行為的成因, 從更多的角度(例如, 避免僅對極少數(shù)員工賦予信任)采取針對性的措施降低和緩解員工反生產(chǎn)行為。

5.4 本研究優(yōu)勢、不足及未來研究方向

本研究具有較多優(yōu)勢, 例如采取多種研究設(shè)計(jì)(實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)、問卷調(diào)查)、多種調(diào)研樣本(中國樣本、美國樣本), 進(jìn)而增加了研究的內(nèi)部效度和外部效度, 但本研究仍然存在一定的局限性, 希望在未來研究中進(jìn)一步解決和探討。第一, 由于感知被信任與心理權(quán)利感兩個變量是下屬心理層面的變量, 難以通過他評進(jìn)行測量, 因而本研究的研究3可能存在潛在的共同方法偏差(common method variance,CMV)問題。研究 3中調(diào)節(jié)作用的引入在一定程度上能夠減弱共同方法偏差效應(yīng)。此外, 研究1與研究2利用實(shí)驗(yàn)研究方法檢驗(yàn)了下屬感知被信任與心理權(quán)利感之間的因果關(guān)系, 證實(shí)了本研究的理論框架, 也在一定程度上降低了這一影響。然而, 未來研究可以采用其他方法來控制上述變量之間的共同方法偏差問題, 例如將感知被信任與心理權(quán)利感的測量分隔時間段測量, 或是考慮長時數(shù)據(jù)研究等。此外, 本文研究2的美國樣本是通過MTurk平臺招募的, 通過網(wǎng)絡(luò)平臺招募的被試存在一定的模糊性(Cheung, Burns, Sinclair, & Sliter, 2017)。因此,未來研究可考慮在美國實(shí)地招募全職員工進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn), 從而為本研究結(jié)論的普適性提供更充分的實(shí)證證據(jù)。

第二, 本研究僅探討了下屬感知被信任對下屬心理權(quán)利感和反生產(chǎn)行為的影響, 未來研究可進(jìn)一步探索感知被信任其他可能的消極影響及其作用機(jī)制。區(qū)別于上司信任下屬, 下屬感知被信任站在下屬的角度, 是一個新的探索信任的角度。未來研究可以更多地探索感知被信任帶來的消極影響及機(jī)制, 從而為信任領(lǐng)域提供更為全面的發(fā)展。例如,下屬感知被信任也可能會導(dǎo)致下屬的地位提高, 為了維護(hù)自己的地位, 下屬可能會采取損害其他同事的策略, 進(jìn)而損害組織利益。此外, 當(dāng)下屬擁有非常稀缺和珍貴的資源——信任時, 下屬可能擁有更高的“權(quán)力” (power), 導(dǎo)致其在行為和決策時更為冒進(jìn), 甚至做出濫用權(quán)力的行為。具體來說, 根據(jù)資源依賴?yán)碚?Pfeffer & Salancik, 1978), 下屬擁有團(tuán)隊(duì)或組織中稀缺的無形資產(chǎn), 比其他成員有著更多的權(quán)力, 而擁有權(quán)力一方往往會做出趨近性(approach)的行為或決策(Keltner, Gruenfeld, &Anderson, 2003), 帶來潛在的消極影響。這些其他的潛在中介機(jī)制和消極結(jié)果仍有待進(jìn)一步的探索和研究。

第三, 本研究主要聚焦于下屬感知被信任的消極影響, 未來研究可進(jìn)一步同時探討感知被信任的雙刃劍效應(yīng)及其作用邊界。本文研究3的補(bǔ)充分析結(jié)果表明, 在控制了 LMX的中介路徑后, 感知被信任通過引發(fā)下屬心理權(quán)利感進(jìn)而增加其反生產(chǎn)行為的中介路徑依然成立。這在一定程度上表明,感知被信任對下屬可能存在雙刃劍作用。例如, 下屬感知被信任可能在某些情境下增加了下屬的感恩, 進(jìn)而通過提高工作績效、增加組織公民行為來回報上司; 而在另一些情境下則可能更多地增強(qiáng)下屬的心理權(quán)利感, 進(jìn)而增加反生產(chǎn)行為。其中, 下屬自戀水平、感知到公平性等變量可能在上述關(guān)系起到了重要的調(diào)節(jié)作用, 決定了兩條路徑作用的相對大小, 希望未來的研究進(jìn)一步探討。

第四, 本研究主要基于靜態(tài)視角來探索下屬感知被信任的陰暗面, 然而有關(guān)領(lǐng)導(dǎo)行為的新近研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn), 領(lǐng)導(dǎo)行為除了在整體水平上存在個體間差異以外, 在時間維度上還表現(xiàn)出一定的波動性(Ju et al., 2019; Qin, Ren, Zhang, & Johnson, 2018)。因此, 未來研究可在時間動態(tài)的視角下分析感知被信任的陰暗面。此外, 越來越多的研究表明, 對于領(lǐng)導(dǎo)?下屬這一互動關(guān)系來說, 僅僅關(guān)注互動中的某一方往往很難解釋領(lǐng)導(dǎo)為何會區(qū)別對待團(tuán)隊(duì)成員(例如, 倫理型領(lǐng)導(dǎo)行為; Qin, Huang, Hu, Schminke,& Ju, 2018), 或是為何團(tuán)隊(duì)成員表現(xiàn)出某些特定行為(例如, 員工建言行為; Xu, Qin, Dust, & Direnzo,2019), 同時關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)、下屬互動雙方的匹配研究則能更好地回答上述問題?；诖? 未來研究可以關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)感知給予下屬信任與下屬感知被信任的一致性的影響。例如, 當(dāng)二者不一致時, 下屬感知到的角色清晰度越低, 進(jìn)而增加工作壓力與情緒衰竭。

最后, 本研究主要從下屬自我知覺的角度來探討, 下屬主觀感知到自己在團(tuán)隊(duì)內(nèi)所獲得的上司信任程度如何影響其自身的自我概念、心理狀態(tài)及行為反應(yīng)。然而, 由于上司對下屬的信任在團(tuán)隊(duì)中本身是非均勻分配的, 因此, 客觀上每個下屬所獲得的上司信任在團(tuán)隊(duì)內(nèi)部也存在相對差異, 這一客觀上的組內(nèi)相對差異能夠更加真實(shí)地反映下屬在團(tuán)隊(duì)內(nèi)所獲信任的情況。因此, 未來研究可以進(jìn)一步考慮, 基于每個團(tuán)隊(duì)全體成員的取樣, 采用組內(nèi)平均數(shù)中心化的方式獲取下屬在團(tuán)隊(duì)內(nèi)感知被上司信任的相對位置(Bliese, Maltarich, & Hendricks,2018), 進(jìn)而更加客觀地探討下屬感知被信任在團(tuán)隊(duì)內(nèi)部的社會比較過程(Hofmann & Cavin, 1998)。另外, 由于本文的研究團(tuán)隊(duì)規(guī)模較小(平均團(tuán)隊(duì)人數(shù)為 3), 難以有效測量和反映團(tuán)隊(duì)層面的關(guān)系, 未來研究可以進(jìn)一步在團(tuán)隊(duì)層面上探討上述關(guān)系(Bauer, Preache, & Gil, 2006), 例如, 不同團(tuán)隊(duì)中,心理權(quán)利感的中介效應(yīng)有著怎樣的差異; 感知被上司信任和心理權(quán)利感之間的關(guān)系是否隨著團(tuán)隊(duì)的不同而變化等。

6 結(jié)論

本研究基于自我評價的視角, 探討了下屬感知被信任的黑暗面。通過實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 以及多源、多時間點(diǎn)的問卷調(diào)查, 本研究發(fā)現(xiàn), 下屬感知被信任通過提高下屬的心理權(quán)利感進(jìn)而增加了下屬的反生產(chǎn)行為。這一影響機(jī)制又受到下屬感知到信任的稀缺性的調(diào)節(jié)作用, 當(dāng)感知到信任稀缺性較高時, 下屬感知被上司信任通過心理權(quán)利感正向影響反生產(chǎn)行為之間的間接效應(yīng)顯著, 當(dāng)感知到信任稀缺性較低時, 上述間接效應(yīng)不顯著。這一研究為探索感知被信任的相關(guān)研究提供了更為全面、辯證的視角,同時為探討員工心理權(quán)利感、反生產(chǎn)行為的前因研究提供了新的實(shí)證證據(jù)。

致謝：作者感謝《心理學(xué)報》主編、編委和各位匿名評審專家給予的建議性意見和指導(dǎo)。