辱虐管理、績效歸因與下屬偏差行為研究

肖增瑞 郭東杰

內(nèi)容提要：現(xiàn)有研究往往把辱虐管理視作一個單維概念，本文在嚴謹?shù)睦碚摲治龌A(chǔ)上區(qū)分顯性辱虐管理與隱性辱虐管理，剖析其對下屬職場偏差行為的不同影響，并探討績效歸因的調(diào)節(jié)作用。通過問卷調(diào)查收集來自237位企業(yè)員工的數(shù)據(jù)，使用層次回歸分析對研究假設(shè)進行檢驗。實證結(jié)果顯示，顯性辱虐管理對下屬個體偏差行為有正向影響，績效歸因的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著；顯性辱虐管理對下屬組織偏差行為有負向影響，績效歸因越強則該作用越強；隱性辱虐管理對下屬個體偏差行為和組織偏差行為都有正向影響，績效歸因越強則這兩個作用越弱。

一、問題提出

主管與下屬的互動方式受到了管理者和學(xué)術(shù)界的高度關(guān)注，其中最重要的一個議題即是辱虐管理[1]。現(xiàn)有研究廣泛探討了辱虐管理對下屬情緒耗竭[2]、組織自尊[3]、建言行為[4]、職場偏差行為[5]、組織公民行為[6]和離職意愿[7]等方面的影響。然而，這些研究往往把辱虐管理視作一個單維概念，忽略了辱虐管理可能存在的豐富內(nèi)涵、細致維度及其相應(yīng)的前因和后果[1,8]。少量研究意識到了辱虐管理的多維結(jié)構(gòu)，但未能就此深入剖析各個維度的不同影響，對各個維度的劃分標準也缺乏共識[9]。在整合前人理論探索和實證分析的基礎(chǔ)上，本文將區(qū)分顯性辱虐管理和隱性辱虐管理兩個維度，并深入剖析其不同內(nèi)涵和影響。

下屬的職場偏差行為是辱虐管理的一個典型后果，得到了廣泛的理論探討和實證檢驗[5,10-11]。這些研究普遍認為辱虐管理會增加下屬的個體偏差行為和組織偏差行為。然而，顯性辱虐管理和隱性辱虐管理在行為表現(xiàn)上存在較大差異，對下屬的認知和情緒會有不同作用，因而可能對下屬職場偏差行為產(chǎn)生不同影響[8,12]。此外，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)辱虐管理的作用還可能受到下屬的消極互動信念[10]、權(quán)力距離[11]和歸因?qū)騕13]等因素的調(diào)節(jié)。為了更細致深入地刻畫辱虐管理與下屬職場偏差行為之間的關(guān)系，本文將對比分析顯性辱虐管理和隱性辱虐管理對下屬個體偏差行為和組織偏差行為的不同影響，并探討績效歸因在這些關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

二、理論分析與假設(shè)提出

(一)辱虐管理的多維分析

辱虐管理被定義為“下屬感知到的、主管持續(xù)表現(xiàn)出的、言語或非言語、不包含身體接觸的敵對行為”[14]。辱虐管理有許多不同的表現(xiàn)形式，如公開批評、粗魯對待、大聲呵斥、威權(quán)壓力、冷漠忽視和利益剝奪等[10]。辱虐管理既包含惡意的羞辱,也包含冷漠的忽視[14]，不僅有辱虐和不辱虐的簡單區(qū)分，還可能包含著更多細致的維度，而不同維度又與不同的前因和后果相關(guān)聯(lián)[8]。然而，現(xiàn)有研究大多只關(guān)注了更引人矚目的羞辱行為，而忽視了隱蔽性更強的冷漠行為，對二者間的聯(lián)系與區(qū)別缺乏深入的理論探索。

在實證研究中，泰珀(Tepper，2000)[14]的測量量表得到了后續(xù)研究者的廣泛采用，其包含15個條款，分別描述了15種典型的辱虐管理行為。通過對前人研究數(shù)據(jù)進行再分析，米切爾和安布羅斯(Mitchell & Ambrose,2007)發(fā)現(xiàn)了積極-攻擊性辱虐和消極-攻擊性辱虐兩個因子，并認為只有積極-攻擊性辱虐行為才能體現(xiàn)辱虐管理的內(nèi)涵[10]。此外，羅德韋爾等(Rodwell et al.，2014)提出了辱虐管理的個人攻擊、任務(wù)攻擊和孤立三個維度[15]；伯頓等(Burton et al.，2014)提出了辱虐管理的內(nèi)部、外部和關(guān)系三個維度[16]；哈維等(Harvey et al.，2015)提出了辱虐管理的憤怒、義憤和不安全三個維度[17]。然而這些研究雖然意識到了辱虐管理的多維結(jié)構(gòu)，但都未能準確把握不同類型辱虐管理自身的本質(zhì)差異，比如憤怒、義憤和不安全是從下屬的情緒反應(yīng)進行的劃分，不夠客觀科學(xué)。

在米切爾和安布羅斯(2007)的研究中，積極-攻擊性辱虐行為因子中各個條款的關(guān)鍵詞包括“嘲笑”“說我愚蠢”“令我難堪”“負面評價”“說我無能”等，屬于直接而不加掩飾的羞辱行為；消極-攻擊性辱虐行為因子中各個條款的關(guān)鍵詞包括“不尊重隱私”“不會表揚”“推卸責(zé)任”“違背承諾”“撒謊”等，屬于隱蔽性較強的冷漠行為[10]。借鑒該研究成果，本文從辱虐管理的表現(xiàn)形式進行維度劃分，識別了顯性辱虐管理和隱性辱虐管理兩個維度：顯性辱虐管理是主管公開地羞辱下屬的管理行為，隱性辱虐管理則是主管冷漠地對待下屬的管理行為。這兩個維度彼此間不存在交叉重疊，也不會與下屬的認知因素相混淆，比現(xiàn)有的各種維度結(jié)構(gòu)更為客觀清晰。

(二)辱虐管理對下屬職場偏差行為的影響

職場偏差行為是“員工自主地違反組織規(guī)范從而威脅組織或其成員利益的行為”[18]。根據(jù)行為指向不同，職場偏差行為可以劃分為個體偏差行為和組織偏差行為兩種[19]。個體偏差行為是針對組織中其他個體的不當行為，比如取笑、歧視、辱罵他人等；組織偏差行為則是針對組織的不當行為，比如遲到、怠工或盜竊等。職場偏差行為是組織中廣泛存在且危害性極強的現(xiàn)象，可能導(dǎo)致組織財產(chǎn)損失、工作效率下降、組織氛圍惡化、員工離職率升高等惡劣后果[11,20]。為了減少職場偏差行為，現(xiàn)有研究從組織不公平[6]、缺乏組織支持[10]、遭受組織承諾違背[20]以及工作不安全感[21]等不同角度對其前因展開了廣泛的探索，取得了豐富的成果。其中，辱虐管理對下屬職場偏差行為的影響也得到了大量研究。比如，米切爾和安布羅斯(2007)發(fā)現(xiàn)，辱虐管理會促進針對管理者的偏差行為、針對組織的偏差行為和針對其他員工的偏差行為，而這些關(guān)系受到了消極互惠信念的正向調(diào)節(jié)[10]；王等人(Wang et al.，2012)同樣證實了辱虐管理對職場偏差行為的正向影響，并發(fā)現(xiàn)了互動公平在其中的中介作用和權(quán)力距離在其中的調(diào)節(jié)作用[11]；米歇爾等(Michel et al.，2016)則發(fā)現(xiàn)了職場消極情感在其中的中介作用和攻擊性信念在其中的調(diào)節(jié)作用[5]。然而，這些研究均把辱虐管理視作一個單維概念，忽視了不同類型的辱虐管理對下屬認知和情緒的不同影響，不夠細致準確。同時，這些研究無一例外地認為辱虐管理會增加下屬的職場偏差行為，即使考慮了各種情境因素的調(diào)節(jié)作用，也僅是關(guān)系強度上的差異；而在管理實踐中，辱虐管理是可能減少下屬職場偏差行為的，在理論上卻還缺乏足夠的重視。

顯性辱虐管理是主管公開地羞辱下屬的管理行為，比如公開地嘲笑、批評、辱罵[10,14]，不僅會引發(fā)下屬的緊張、羞愧、壓抑、憤怒等負面情緒[1,8]，還會打擊下屬的自尊[3]，導(dǎo)致下屬產(chǎn)生無助感和挫折感[2,4]，損害主管和下屬之間的心理契約[5]。遭遇顯性辱虐管理的下屬可能會奮起反擊，實施針對主管的言語或人身攻擊行為[10]；直接反抗主管可能會招致更多的批評或被辭退等嚴重后果。根據(jù)攻擊轉(zhuǎn)移理論，下屬還可能會轉(zhuǎn)而把這些負面情緒發(fā)泄到其他組織成員身上[22]。同時，主管的顯性辱虐管理方式還可能會建立一種不良的行為榜樣，使下屬在與其他組織成員互動時更多地采取不良的行為方式[13]。因此，顯性辱虐管理可能會增加影響下屬的個體偏差行為。另一方面，顯性辱虐管理也向下屬傳達了任務(wù)非常重要、必須爭分奪秒、錯誤不可容忍、能力亟待提升等關(guān)鍵信息[1,23]。為了滿足主管的要求，避免未來的辱虐管理，下屬可能會更加兢兢業(yè)業(yè)，不敢輕易遲到早退、懶惰松懈、假公濟私等[4,21]。因此,顯性辱虐管理可能會減少下屬的組織偏差行為。綜上所述，提出以下兩個研究假設(shè)：

H1a：顯性辱虐管理與下屬個體偏差行為正相關(guān)。

H1b：顯性辱虐管理與下屬組織偏差行為負相關(guān)。

隱性辱虐管理是指主管冷漠地對待下屬的管理行為,比如不尊重下屬的付出、違背自己的承諾、推卸自己的責(zé)任等[10,14]。當下屬的付出得不到肯定和相應(yīng)的回報，他們的工作意義感[4]、組織認同感[6,9]以及組織公平感[23]就會受到嚴重的損害。與顯性辱虐管理相似，隱性辱虐管理也會激發(fā)下屬的不滿和憤怒[11,20]、導(dǎo)致情緒耗竭[2]、損害主管和下屬之間的心理契約[5]、樹立不良的行為榜樣[13]等。因此，隱性辱虐管理可能會增加下屬的個體偏差行為。與顯性辱虐管理不同的是，隱性辱虐管理向下屬傳遞的是付出得不到回報、主管不值得賣命等信息[11,12]。為了取得心理上的平衡，下屬會傾向于減少自己的付出，甚至是通過盜竊組織財物等方式取得補償[5-6,10]。因此，隱性辱虐管理可能會增加下屬的組織偏差行為。綜上所述，提出以下兩個研究假設(shè)：

H2a：隱性辱虐管理與下屬個體偏差行為正相關(guān)。

H2b：隱性辱虐管理與下屬組織偏差行為正相關(guān)。

(三)績效歸因的調(diào)節(jié)效應(yīng)

下屬會把主管的辱虐管理行為歸結(jié)于績效動機或敵意動機，他們的反應(yīng)方式受到其歸因傾向的影響[8]。比如，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，下屬的績效歸因越強，辱虐管理對下屬創(chuàng)造性的負向影響越??；敵意歸因越強，辱虐管理對下屬創(chuàng)造性的負向影響越大[13]。由于下屬歸因一般是績效歸因或敵意歸因其中之一，實證分析也顯示績效歸因和敵意歸因強烈負相關(guān)，對各種關(guān)系所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)也是截然相反的[13,24,25]。因此，本文選擇聚焦于績效歸因一個變量。

績效歸因指下屬認為主管采取辱虐管理是為了提升他們的工作績效[13]。當下屬認為主管的辱虐管理行為主要是出于提醒自己犯下的錯誤、激勵自己更努力工作、幫助自己提升等績效相關(guān)的動機時，下屬產(chǎn)生的消極情緒就會大大減少，也不太可能會因此采取報復(fù)行為[2,16]；相反，下屬會更多地認同主管對自己的鞭策，從而減少自己的遲到早退、懶惰松懈、假公濟私等組織偏差行為[12,24]。與之相對的是，當下屬認為主管的辱虐管理是出于故意使自己難堪、傷害自己感情、占自己便宜等敵意相關(guān)的動機時，下屬也就更可能會陷入消極情緒之中，失去工作的樂趣和意義，從而更多地實施個體偏差行為和組織偏差行為[3,17]。因此，提出以下四個研究假設(shè)：

H3a：績效歸因越強，顯性辱虐管理對下屬個體偏差行為的正向影響越弱。

H3b：績效歸因越強，顯性辱虐管理對下屬組織偏差行為的負向影響越強。

H4a：績效歸因越強，隱性辱虐管理對下屬個體偏差行為的正向影響越弱。

H4b：績效歸因越強，隱性辱虐管理對下屬組織偏差行為的正向影響越弱。

本文的理論框架與研究假設(shè)匯總?cè)鐖D1所示。

圖1 理論框架與研究假設(shè)

三、研究設(shè)計

(一)測量工具

本文的所有變量均采用成熟量表進行測量，由于測量條款源于英文文獻，需要通過回譯程序來保證條款語義的準確性。本文在研究中邀請了四名相關(guān)研究領(lǐng)域的博士研究生，其中兩人將條款翻譯為中文，另外兩人將中文翻譯回英文，然后四人一起討論原文與譯文之間的差異，逐步修正了條款的表達。

(1)辱虐管理。如前所述，米切爾和安布羅斯(2007)[10]發(fā)現(xiàn)泰珀(2000)[14]的量表中包含兩個因子，其中5個條款落在第一個因子，5個條款落在第二個因子，還有5個條款在任一個因子上的荷載都不足0.5。本文采用第一個因子的5個條款測量顯性辱虐管理，代表條款如“我的主管嘲笑我”，克朗巴哈系數(shù)(Cronbach’s α)為0.832；采用第二個因子的5個條款測量隱性辱虐管理，代表條款如“我的主管不會表揚我為工作付出的大量努力”，克朗巴哈系數(shù)為0.802。使用李克特(Likert)5級量表進行測量(1=從不，5=經(jīng)常)。

(2)績效歸因?？冃w因采用劉等人(Liu et al.，2012)[13]開發(fā)的測量量表，包含1條指導(dǎo)語和5個條款。指導(dǎo)語為：“辱虐管理是指主管對下屬持續(xù)表現(xiàn)出的、言語或非言語、不包含身體接觸的敵對行為，比如公開批評、大聲呵斥和冷漠忽視等，你認為你的主管的辱虐管理行為在多大程度上是由下列原因?qū)е碌?？”代表條款如“想要促使我更努力工作”，克朗巴哈系數(shù)為0.868。使用李克特5級量表進行測量(1=完全不同意，5=完全同意)。

(3)職場偏差行為。職場偏差行為采用本內(nèi)特和羅賓遜(Bennett & Robinson，2000)[19]開發(fā)的測量量表。個體偏差行為包含7個條款，代表條款如“我在工作中取笑他人”，克朗巴哈系數(shù)為0.850；組織偏差行為包含12個條款，代表條款如“有意地放慢工作速度”，克朗巴哈系數(shù)為0.903。使用李克特5級量表進行測量(1=從不，5=經(jīng)常)。

(4)控制變量?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，年齡、性別和教育程度可能會對員工的職場偏差行為產(chǎn)生影響[10-11,21],為了排除這些變量對所研究變量之間關(guān)系的影響,本研究選擇性別、年齡和教育程度作為控制變量。

(二)樣本選擇與數(shù)據(jù)收集

由于調(diào)研過程需要得到企業(yè)內(nèi)部人員的配合，在企業(yè)樣本的選取上課題組主要遵循方便抽樣原則，利用研究者的社會關(guān)系從廣州、深圳、杭州和上海四個城市選擇了13家企業(yè)進行調(diào)查；在個體樣本的選取上盡量做到隨機抽樣，由各企業(yè)辦公室協(xié)助組織，在其研發(fā)部門根據(jù)員工編號抽取被訪者。所調(diào)查企業(yè)均為紡織服裝、食品加工、塑料制品、電子設(shè)備等制造業(yè)企業(yè)，被調(diào)查者均為普通研發(fā)人員。本文采用紙質(zhì)問卷方式進行調(diào)查，為打消被調(diào)查者的顧慮，在開始調(diào)查之前向受訪者詳細說明了調(diào)研的目的并承諾調(diào)查結(jié)果將做匿名處理且僅用于學(xué)術(shù)研究。共發(fā)放調(diào)查問卷265份，剔除填寫不完整、答案呈現(xiàn)明顯規(guī)律性等問卷后獲得有效問卷237份，有效回收率為89.4%。其中，113人為女性(47.7%)，124人為男性(52.3%)；24人不大于25歲(10.1%)，117人介于26～35歲(49.4%)，70人介于36～45歲(29.5%)，26人不小于46歲(11.0%)；23人最高學(xué)歷為大專(9.7%)，116人最高學(xué)歷為本科(48.9%)，81人最高學(xué)歷為碩士研究生(34.2%)，17人最高學(xué)歷為博士研究生(7.2%)。

四、數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗

(一)效度檢驗與相關(guān)性分析

本文采用驗證性因子分析進行效度分析。首先，進行模型比較，不同測量模型擬合指標如表1所示。四個測量模型中五因子模型的各項擬合指標均優(yōu)于其他模型，且滿足模型擬合度的基本要求。然后，選定五因子模型進行分析，各條款的因子荷載及效度分析結(jié)果如表2所示。由表2可知，各條款的因子荷載大多達到或接近0.7，各變量的組合信度(CR)都達到0.8，平均抽取方差(AVE)都達到或接近0.5。由此可見，該研究模型具有良好的收斂效度和建構(gòu)效度。

表1 測量模型驗證性因子分析的結(jié)果

表2 測量條款與信度效度檢驗

表2(續(xù))

各變量的均值、標準差、皮爾森(Pearson)相關(guān)系數(shù)以及平均抽取方差的正的平方根如表3所示。由表3可見，顯性辱虐管理與隱性辱虐管理顯著正相關(guān)(r=0.312,p<0.01)，與個體偏差行為顯著正相關(guān)(r=0.277,p<0.01)，與組織偏差行為之間的相關(guān)性不顯著(r=-0.057,p>0.05)；隱性辱虐管理與個體偏差行為顯著正相關(guān)(r=0.409,p<0.01)，與組織偏差行為顯著正相關(guān)(r=0.365,p<0.01)。同時，績效歸因與顯性辱虐管理之間的相關(guān)性不顯著(r=0.108,p>0.05)，與隱性辱虐管理顯著負相關(guān)(r=-0.295,p<0.01)，與個體偏差行為顯著負相關(guān)(r=-0.253,p<0.01)，與組織偏差行為顯著負相關(guān)(r=-0.261,p<0.01)。此外，各變量AVE的正的平方根均大于對應(yīng)的相關(guān)系數(shù)的絕對值，表明各變量之間具有良好的區(qū)分效度。

表3 均值、標準差、相關(guān)系數(shù)和區(qū)分效度

(二)假設(shè)檢驗

本文采用層次回歸分析檢驗變量間的相互關(guān)系。首先，以個體偏差行為為因變量，依次加入控制變量、自變量和調(diào)節(jié)變量、交互項，構(gòu)造模型1、模型2、模型3三個回歸模型；然后，以組織偏差行為為因變量，依次加入控制變量、自變量和調(diào)節(jié)變量、交互項，構(gòu)造模型4、模型5、模型6三個回歸模型，回歸結(jié)果匯總?cè)绫?所示。其中，交互項由自變量和調(diào)節(jié)變量相乘得到。為了減小變量間共線性的影響，對各個變量進行了中心化處理?；貧w結(jié)果顯示，各變量的膨脹因子(VIFs)均介于1～4之間，說明共線性問題不嚴重。

由模型1可知，性別對個體偏差行為的影響不顯著(β=0.090,p>0.05)，年齡對個體偏差行為的影響不顯著(β=0.118,p>0.05)，學(xué)歷對個體偏差行為的影響不顯著(β=-0.045,p>0.05)。由模型2可知，顯性辱虐管理對個體偏差行為有顯著的正向影響(β=0.210,p<0.01)，H1a得到驗證；隱性辱虐管理對個體偏差行為有顯著的正向影響(β=0.290,p<0.001)，H2a得到驗證；績效歸因?qū)€體偏差行為有顯著的負向影響(β=-0.188,p<0.001)。由模型3可知，績效歸因?qū)︼@性辱虐管理與個體偏差行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著(β=-0.003,p>0.05)，H3a沒有得到驗證；績效歸因?qū)﹄[性辱虐管理與個體偏差行為之間關(guān)系有顯著的負向調(diào)節(jié)效應(yīng)(β=-0.153,p<0.05)，H4a得到驗證。

表4 回歸分析結(jié)果

表4(續(xù))

為了更清晰地展示績效歸因的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以“均值±標準差”把樣本分為低績效歸因組和高績效歸因組，兩組樣本各自的回歸結(jié)果如圖2和圖3所示。由圖2可見，低績效歸因組中，顯性辱虐管理正向影響個體偏差行為(β=0.207,p<0.01)；高績效歸因組中，顯性辱虐管理也正向影響個體偏差行為(β=0.201,p<0.01)，組間差異不顯著。由圖3可見，低績效歸因組中，隱性辱虐管理正向影響個體偏差行為(β=0.451,p<0.001)；高績效歸因組中，隱性辱虐管理也正向影響個體偏差行為(β=0.142,p<0.05)；高績效歸因組中隱性辱虐管理對個體偏差行為的正向影響更小，組間差異顯著。

圖2 績效歸因在顯性辱虐管理與個體偏差行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

圖3 績效歸因在隱性辱虐管理與個體偏差行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

由模型4可知，性別對組織偏差行為的影響不顯著(β=0.015,p>0.05)，年齡對組織偏差行為有顯著的正向影響(β=0.246,p<0.001)，學(xué)歷對組織偏差行有顯著的負向影響(β=-0.173,p<0.01)。由模型5可知，顯性辱虐管理對組織偏差行為有顯著的負向影響(β=-0.164,p<0.01)，H1b得到驗證；隱性辱虐管理對組織偏差行為有顯著的正向影響(β=0.358,p<0.001)，H2b得到支持；績效歸因?qū)M織偏差行為的影響不顯著(β=-0.090,p>0.05)。由模型6可知，績效歸因?qū)︼@性辱虐管理與組織偏差行為之間關(guān)系的有顯著的負向調(diào)節(jié)作用(β=-0.162,p<0.05)，H3b得到支持；績效歸因?qū)﹄[性辱虐管理與組織偏差行為之間關(guān)系有顯著的負向調(diào)節(jié)作用(β=-0.129,p<0.05)，H4b得到驗證。

如前所述進行分組操作，低績效歸因組和高績效歸因組的回歸結(jié)果如圖4和圖5所示。由圖4可見，低績效歸因組中，顯性辱虐管理對組織偏差行為的影響不顯著(β=-0.024,p>0.05)；高績效歸因組中，顯性辱虐管理負向影響組織偏差行為(β=-0.325,p<0.001)；高績效歸因組中顯性辱虐管理對組織偏差行為的負向影響更大，組間差異顯著。由圖5可見，低績效歸因組中，隱性辱虐管理正向影響組織偏差行為(β=0.455,p<0.001)；高績效歸因組中，隱性辱虐管理也正向影響組織偏差行為(β=0.216,p<0.001)；高績效歸因組中隱性辱虐管理對組織偏差行為的正向影響更小，組間差異顯著。

圖4 績效歸因在顯性辱虐管理與組織偏差行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

圖5 績效歸因在隱性辱虐管理與組織偏差行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

五、結(jié)論與討論

(一)研究結(jié)論

其一，辱虐管理劃分為顯性辱虐管理和隱性辱虐管理兩個維度是合理的。本研究在充分的理論分析基礎(chǔ)上識別了顯性辱虐管理和隱性辱虐管理兩個維度，在效度分析中發(fā)現(xiàn)了這兩個維度具有良好的區(qū)分效度，在回歸分析中證明了二者對下屬職場偏差行為有不同的影響、受到績效歸因的調(diào)節(jié)作用也不盡相同。

其二，顯性辱虐管理和隱性辱虐管理對下屬職場偏差行為有不同影響。本研究發(fā)現(xiàn)顯性辱虐管理對下屬個體偏差行為有正向影響，對下屬組織偏差行為有負向影響，而隱性辱虐管理對下屬個體偏差行為和組織偏差行為都有正向影響。

其三，下屬越傾向于績效歸因，越能積極地應(yīng)對辱虐管理。本研究發(fā)現(xiàn)下屬的績效歸因越強，顯性辱虐管理對下屬組織偏差行為的負向影響越強，而隱性辱虐管理對下屬個體偏差行為和組織偏差行為的正向影響越弱；此外，下屬的績效歸因可以直接減少其個體偏差行為。

(二)理論貢獻與實踐啟發(fā)

本文的理論貢獻如下：其一，本研究區(qū)分了辱虐管理的兩個維度，并證明了顯性辱虐管理和隱性辱虐管理的不同影響，豐富了相關(guān)理論[8-9]，具有開拓性價值。其二，現(xiàn)有研究往往只關(guān)注辱虐管理的消極影響，本研究在繼承這些成果的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)了顯性辱虐管理減少下屬組織偏差行為的積極后果，完善了相關(guān)理論[5,10]，具有修正性價值。其三，本研究發(fā)現(xiàn)了績效歸因在不同類型的辱虐管理和職場偏差行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，整合了相關(guān)理論[13,25]，具有補缺性價值。

基于本文的結(jié)論，可以得到以下實踐啟發(fā)。其一，辱虐管理整體上會增加下屬的職場偏差行為，給企業(yè)帶來不利后果；在管理實踐中，既要通過任前培訓(xùn)等方式提升領(lǐng)導(dǎo)者的管理理念和管理方式，也要通過制度設(shè)計引導(dǎo)領(lǐng)導(dǎo)者減少辱虐管理行為，還要在選拔領(lǐng)導(dǎo)者時對其管理方式多加考察。其二，隱性辱虐管理比顯性辱虐管理的危害性更大，顯性辱虐管理在特定情況下還可能減少下屬的組織偏差行為；在管理實踐中，既要更加注重減少領(lǐng)導(dǎo)者的隱性辱虐管理行為，又要辯證地認識到顯性辱虐管理的積極作用，審慎地采取一定的嚴厲措施促使下屬更努力工作。其三，下屬越傾向于績效歸因越可能積極地應(yīng)對辱虐管理；要注意針對下屬的不同歸因傾向選擇相應(yīng)的管理方式，更要注重使下屬理解領(lǐng)導(dǎo)者辱虐管理的良苦用心。

(三)研究局限與未來展望

本研究主要存在三個方面的局限和拓展空間。其一，采用了橫斷面研究設(shè)計，辱虐管理和職場偏差行為的數(shù)據(jù)在同一時間點采集，削弱了因果推斷的效力。將研究假設(shè)建立在嚴謹?shù)睦碚撗堇[基礎(chǔ)上，在一定程度上彌補了這一不足。未來研究可以考慮采用縱向研究設(shè)計或準實驗設(shè)計，以更好地保障研究結(jié)論的因果效力。其二，采用了自我匯報式的問卷調(diào)查，而辱虐管理和職場偏差行為都涉及職場中的陰暗面，被調(diào)查者可能出于各種顧慮而虛假匯報，影響了研究數(shù)據(jù)的準確性。本研究通過匿名調(diào)查并向被調(diào)查者承諾問卷結(jié)果僅用于學(xué)術(shù)研究，在一定程度上緩解了這一問題。未來研究可以考慮使用第三者評價或檔案資料來測量相關(guān)變量，提高數(shù)據(jù)的準確性。其三，本研究發(fā)現(xiàn)了顯性辱虐管理會減少下屬組織偏差行為的積極影響，那它是否存在其他積極影響？隱性辱虐管理是否也存在某些積極影響？未來研究可以嘗試從下屬的創(chuàng)造性偏差行為、自主學(xué)習(xí)行為和建言行為等方面切入。