“一碗水端不平”：領導者寬容差序、職場妒忌及其后果研究

關 濤，晏佳敏

(華東理工大學 商學院，上海 200237)

一、 引 言

古往今來，有關妒忌的事例屢見不鮮。古有宰相公叔，因妒逼走同朝將軍吳起，使魏國失去人才，日漸衰落；現(xiàn)代職場中，因績效或能力突出而獲得獎勵的員工，被同事“眼紅”而遭受群體排斥，甚至被惡意虛假舉報的故事也不絕于耳。由此可見，妒忌是一種廣泛存在的心理現(xiàn)象，個體的妒忌將導致不良行為，甚至損害組織利益。妒忌來源于社會比較，當個體發(fā)現(xiàn)他人擁有某些資源而自己沒有時，就會產(chǎn)生妒忌心理[1]。早期研究認為妒忌會帶來難過、自卑、憤怒等消極的情緒體驗[2]，并產(chǎn)生諸如攻擊、欺負等破壞性行為[3]。近來發(fā)現(xiàn)，妒忌中也含有善意成分[4-5]。善意妒忌是一種完全不同于惡意妒忌的情緒，它會促使個體將被妒忌者視為學習的目標，激勵個體積極向上，以獲得與被妒忌者所擁有的同等資源[6-7]。也就是說，善意妒忌和惡意妒忌會產(chǎn)生兩種截然不同的后果。與普遍的社會情境相比，在職場中，員工在任務分配、工作環(huán)境、績效、收入、人際關系等方面存在客觀差異，具有更強的可比性，因而職場中的社會比較更加直接。可以推測，職場妒忌更加普遍，對其前因與后果的研究有助于清晰認識員工的心理狀態(tài)，并對其后續(xù)行為做出預判。

孔子說：“寬裕者，仁之作也。”寬容是中華民族的傳統(tǒng)美德，是仁義之道。在工作場所中，領導者寬容下屬的工作錯誤具有重要作用，能幫助員工緩解緊張情緒，激勵員工努力工作，并激發(fā)員工的創(chuàng)造力[8]?，F(xiàn)實中，受限于人情世故，領導者在寬容下屬工作錯誤時，難免形成差序格局。即領導者根據(jù)與下屬關系的遠近親疏劃分“圈子”，并根據(jù)圈內(nèi)人和圈外人的差異，對下屬施以不同程度的寬容。例如在一個組織中，即使犯了相同或相似的錯誤，有些員工得到的懲罰可能是“下不為例”或“罰酒三杯”；而另一些員工則可能是“公事公辦”或“從重從嚴”。與圈外人相比，圈內(nèi)人出現(xiàn)錯誤時更容易得到領導寬容，或得到更高程度的寬容，出現(xiàn)“一碗水端不平”的寬容差序。根據(jù)社會比較理論，個體容易進行向上比較，當所獲資源或地位處于劣勢時，將產(chǎn)生妒忌心理。已有研究證實上下級關系是導致妒忌的主要因素，員工容易將領導和其他同事間的關系與自己進行比較[9]。當上級領導給其他員工更多資源時，容易引發(fā)員工的妒忌情緒[10]。這些文獻是根據(jù)西方領導者與成員的交換關系(LMX)來討論職場妒忌的來源[11]，并未植根于中國的差序格局情境，沒有關注領導者寬容差序是否會引發(fā)下屬妒忌心理，更沒有細致分析寬容差序?qū)ι埔舛始苫驉阂舛始傻挠绊?，遑論其后果?/p>

因此，本研究從中國職場中經(jīng)常出現(xiàn)的領導者寬容差序的現(xiàn)實出發(fā)，以社會比較理論為邏輯基礎，論證員工感知到上級的寬容差序后，是否會產(chǎn)生善意或惡意妒忌，接著論證不同類型的妒忌是否會產(chǎn)生不同的后果，即善意妒忌是否會增加工作投入，以及惡意妒忌是否會增加反生產(chǎn)行為。本研究有助于揭示職場中領導者對下屬有差別的寬容，即寬容差序的領導方式，對下屬心理和行為的影響，能細致刻畫員工不同類型妒忌心理的發(fā)生路徑，并合理解釋其后續(xù)行為及其導致的組織層面的后果。

二、 文獻綜述與理論假設

(一) 妒忌的研究起源和分類

妒忌作為研究對象在宗教學、哲學、文學等領域已經(jīng)廣泛出現(xiàn)[12]。心理學領域中，對妒忌的系統(tǒng)性論述最早可追溯至1972年Foster的研究，他認為妒忌是一種普遍存在的、人們不愿意承認的情緒[13]。Parrott和Smith認為，當個體缺乏并渴望擁有某些他人已擁有的能力、成就、財產(chǎn)等優(yōu)勢條件時，便會產(chǎn)生妒忌情緒[14]。Smith和Kim補充認為妒忌是當個體與他人進行比較并認為自己處于劣勢地位時產(chǎn)生的復雜情感，包含了憤怒、自卑、敵意、痛苦等多種情緒[6]。

早期的妒忌研究只考慮負面因素，認為妒忌僅帶來消極影響[14]。當前妒忌研究則較為全面，認為妒忌不只會導致消極后果，也可能提升個體的內(nèi)在動機，帶來積極后果[15]。當個體產(chǎn)生妒忌時，會采取行動以緩解緊張情緒，而采取何種行動策略則受到個人特征和情境因素的影響[16]。妒忌有兩種常見的分類：一是按妒忌起因分為特質(zhì)性妒忌與情境性妒忌，前者是一種人格特質(zhì)，具有一定的穩(wěn)定性、不易被外界所影響[17]，后者則是沒有高妒忌特質(zhì)的個體在特定情境下進行社會比較后產(chǎn)生的心理[18]，這種區(qū)分方法在人格特質(zhì)研究中較常見。二是按妒忌的行為后果分為善意妒忌與惡意妒忌，前者具有積極的競爭軸，而后者則具有消極的恐懼軸[6]。無論善意還是惡意妒忌，都會產(chǎn)生自卑和沮喪等消極情緒[19]。但善意妒忌和惡意妒忌有不同的動機與后果：惡意妒忌充滿敵意和怨恨情緒，在其作用下，個體更關注被妒忌者本身，希望將其拉下優(yōu)勢地位[20]；善意妒忌則使個體的注意力集中于“刺激物”，即被妒忌者的薪酬、成就、地位等優(yōu)勢資源，激勵個體向被妒忌者看齊，以獲得相同或更高水平的“刺激物”[21]。

近年來，有關工作場所中善意妒忌與惡意妒忌的表現(xiàn)差異引起了學者的關注。善意妒忌源于個體對被妒忌個體“主觀應得”成就的評價[5]，樂觀的成就動機也推動了善意妒忌的產(chǎn)生[17]。善意妒忌并不含有敵意成分，而是具有良性的、競爭性的成分。它能刺激個體提升自我努力動機，激發(fā)更多努力以減少和比較對象之間的差異[22]，最終導致積極的工作成果，如薪酬、職位的提高。具有更高自我效能感的個體，在感受到善意妒忌時具有更高的員工敬業(yè)度[23]。相反，惡意妒忌則源自個體對被妒忌者所獲成就“非主觀應得”的評價，尤其是當自我對這種優(yōu)勢無法控制時，會感到悲傷和恐懼，更容易引發(fā)惡意妒忌[17]。它削弱了個體想要獲得成功的動機，并試圖通過某些手段降低或貶損比較對象的優(yōu)勢，或通過發(fā)現(xiàn)他人的失敗達到自我的心理平衡[24]。此外，惡意妒忌包含悲傷和恐懼的情緒，可能導致個體主動放棄努力[17]。

(二) 職場妒忌的影響因素

Vecchio較早將心理學中的妒忌引入組織行為學中，提出職場妒忌的概念[25]。事實上，妒忌在工作場所中廣泛存在，且具有普遍性、多元性、群際性和更強的破壞性[26]。妒忌的影響因素大致可分為個體因素和情境因素。個體因素包含個體知覺要素等個人特征。當與他人進行比較時，與被妒忌者的相似性和利益相關性越高，個體的妒忌情緒越強烈[27]。此外，更高的差距感和不公平感同樣能引發(fā)妒忌情緒[28-29]。就人格特征而言，易緊張的個體特質(zhì)能夠有效預測妒忌心理的產(chǎn)生[30]。除此之外，神經(jīng)質(zhì)、責任感、馬基雅維利主義、自尊等個體特質(zhì)因素也可能導致妒忌[31-32]。

職場妒忌的情境因素來源于社會比較[1]。社會比較是一種常見現(xiàn)象，個體經(jīng)常通過與他人的對比來評價自己的態(tài)度和能力[33]。組織行為學中涉及的情境因素包含組織、團隊和領導三個層面。有限的組織資源能夠引發(fā)員工的激烈競爭，為妒忌心理的產(chǎn)生創(chuàng)造了條件[31]；而高競爭性的組織氛圍能引發(fā)員工強烈的妒忌情緒[28]。以人員數(shù)量衡量的團隊規(guī)模也是一個有效的影響因素，它反映了員工可直接比較的對象數(shù)量，比較對象較少時，員工更容易在有限的精力下關注競爭對手，增加比較的可能性[34]；此外，團隊內(nèi)部更高的人際聯(lián)系容易使員工獲得他人的業(yè)績信息，進而進行比較，為妒忌產(chǎn)生創(chuàng)造了條件[35]。在領導因素中，LMX是員工產(chǎn)生妒忌的主要因素[32]；LMX衡量了領導者與成員之間交換關系的質(zhì)量[36]，領導者根據(jù)交換質(zhì)量的差異，判斷與下屬的親疏遠近，這種親疏關系的差異會導致員工獲得數(shù)量或質(zhì)量不等的資源或其他利益分配，進而引發(fā)員工之間的社會比較并導致妒忌[11,37]。

中國文化情境下，組織中的差序格局是一種相對獨特的現(xiàn)象。費孝通指出，中國的人際格局像“投石入水”激起的一圈圈波紋，每個網(wǎng)絡都以自己為中心，形成中國人特有的差序格局[38]。工作場所中，差序格局可表現(xiàn)為領導者把員工按人際關系遠近劃分為“圈內(nèi)人”和“圈外人”，區(qū)別對待不同類型的員工?！叭?nèi)人”能夠分配到更多的資源，獲得更高的績效評價或優(yōu)先提拔。因此，與LMX理論不同，中國組織情境中可以用“差序式領導”來衡量領導者與下屬的關系質(zhì)量[39]。

除此之外，領導者的差序格局還可表現(xiàn)為對待下屬犯錯的態(tài)度差異，即他們往往對“圈內(nèi)人”的工作錯誤表現(xiàn)出比“圈外人”更多的寬容[40]。領導者在不同下屬犯錯時表現(xiàn)出的寬容差序，即俗語所說的“一碗水端不平”現(xiàn)象，事實上是領導者對不同類型的下屬采用了“雙重標準”。這種區(qū)別對待必然導致下屬在利益或情感方面的差異，引發(fā)下屬間的社會比較，但未有文獻證實其與員工妒忌間的關系。

根據(jù)社會比較理論推理，與社會中的個體成員相似，嵌入到組織中的員工個體，也習慣于向上比較。領導者按“雙重標準”對下屬犯錯實施寬容差序，對圈外人“公事公辦”或嚴苛對待，而對圈內(nèi)人則“罰酒三杯”或“睜只眼閉只眼”，出現(xiàn)賞罰不分明的現(xiàn)象，將造成圈外員工更多的利益損失或情緒資源流失。當圈外人在這種情境下進行社會比較時，同樣也傾向于向上比較。而圈內(nèi)人在工作出錯時卻獲得上級的特殊對待，流失的利益和情緒資源更少，這使他們處于相對優(yōu)勢的位置，自然容易成為圈外人向上比較的對象。

圈外人在利益或情緒方面的“資源比較劣勢”是領導者的寬容差序造成的后果。然而，圈內(nèi)人同樣不能免于資源比較劣勢。由于圈內(nèi)人或圈外人的區(qū)分是相對的，即使在他人看來同為領導者的圈內(nèi)人，他們也會因為與領導者的人際關系遠近或交往方式的不同，出現(xiàn)更靠近領導人核心的圈內(nèi)人之間的細微差異，導致圈內(nèi)人之間也能體會到領導者的寬容差序，獲得相對而言的資源比較劣勢。因此，在組織中，只要領導者施以差序?qū)捜?，幾乎人人都成為“雙重標準”的受害者。無論圈內(nèi)人或圈外人，每個員工都能找到向上比較的對象，認為自己的資源“比上不足”。這種因?qū)捜莶钚蚨蛏媳容^的傾向，造成了大多數(shù)員工認為自己處于資源比較劣勢。已有研究證實個人資源處于劣勢地位時，容易產(chǎn)生妒忌心理[1]。而該情形下的資源比較劣勢來源于領導者的寬容差序，因此可推斷寬容差序是造成員工妒忌的重要原因。

寬容差序?qū)е潞畏N類型的妒忌也需要具體區(qū)分。善意或惡意妒忌的來源區(qū)別，在于個體對資源比較劣勢的原因判斷。當個體評估他人的資源比較優(yōu)勢來源于其更加勤奮努力，或者更高的績效等級，就會做出相對公正的判斷，因此會導致善意妒忌。相反，若個體評估他人的資源比較優(yōu)勢來源不公正時，則會產(chǎn)生惡意妒忌的體驗[19]。事實上，與一般的差序格局相同，領導者的寬容差序無法成為公開的組織制度，而往往是“桌面下”的行為，這與職場中“一視同仁”的普遍要求相悖。它造成了某些員工的資源比較優(yōu)勢，會被評估為來源不公正，因此更有可能導致惡意妒忌產(chǎn)生。

個體對他人所擁有的資源比較優(yōu)勢是否合理應得的公正性評價，也會導致不同類型的情緒。消極情緒會使其體驗到惡意妒忌，而積極情緒更容易導致善意妒忌。實驗中被試者的不應得感和不公平感能夠預測妒忌情緒中的敵意成分[20]。Van de Ven等發(fā)現(xiàn)“不應得感”會增加敵對情緒，減少友善情緒，從而使被試者體會到更多的惡意妒忌和更少的善意妒忌[9]。就本研究而言，當領導者對某些員工施以更多寬容時，個體容易感到不公平，認為他人的資源比較優(yōu)勢并非理所應當，而只是源于領導者的“雙重標準”。此外，圈外人對于領導者寬容差序的“雙重標準”缺乏控制感，認為自己即使努力工作也無法改變現(xiàn)狀。在低控制感的作用下，個體容易產(chǎn)生更多的消極情緒和更少的積極情緒[41]；根據(jù)社會評價的不對稱理論，個體對負面信息容易產(chǎn)生更強烈的反應[42]；員工因不公平感而體會到更多的憤怒和怨恨也已得到證實[43]。因此，相對于資源比較優(yōu)勢，員工對領導者寬容差序造成的資源比較劣勢會更加關注，并更容易產(chǎn)生不公平感和強烈的敵意情緒，引發(fā)惡意妒忌，妒忌中的善意成分也因積極情緒的減少而降低。據(jù)此假設：

H1a：領導者的寬容差序會減少員工的善意妒忌。

H1b：領導者的寬容差序會增加員工的惡意妒忌。

(三) 職場妒忌的后果

相關研究對妒忌的負面作用關注最多，這源于顯而易見的事實，即妒忌容易引發(fā)痛苦、憤怒等一系列消極情緒，對個人和組織都可能產(chǎn)生負面影響。例如研究發(fā)現(xiàn)，妒忌可以引發(fā)妒忌者的抑郁、焦慮等心理疾病[29,44]，降低妒忌者的生活滿意度與幸福感[45]，導致妒忌者低自尊等[46]。

除對個體情緒的負面影響外，妒忌還容易導致攻擊行為和非道德行為，如增強妒忌者的攻擊性[5]、職場霸凌[47]、欺騙以獲得資源[48-49]、疏遠和貶低他人[50]、選擇能力較弱者做同事[51]。對于他人的不幸，妒忌者缺乏同情心，并會表現(xiàn)出幸災樂禍[52]。職場妒忌也會對組織績效產(chǎn)生負面作用，如導致反生產(chǎn)行為[53]、降低工作投入[11]、降低工作效率等[54]。

對妒忌進行善惡分類后，其善意的一面目前也漸受關注，有文獻分析了善意妒忌的積極作用。與惡意妒忌不同，善意妒忌給妒忌者帶來積極努力的動力[55]；能增加妒忌者在學習和工作上投入的時間[56]；妒忌者可因其善意競爭行為獲得良好的業(yè)績[7]；激勵妒忌者樹立目標，以縮小與被妒忌者之間的差距[57];具有高核心自我評價并與被妒忌者建立友誼的個體，更愿意把妒忌對象視為學習的榜樣[58]。

因此，在本研究中，對職場妒忌的后果分析，也需要在善惡分類的基礎上進行綜合考慮。

社會比較理論認為個體傾向于向上比較，對資源劣勢的比較結果會產(chǎn)生挫敗感，他們通常會采取行動以緩解負面情緒。應用到妒忌情景中，妒忌者因社會比較產(chǎn)生挫敗感后，設法縮小自己與被妒忌者之間的資源差距就可有效地緩解妒忌情緒[5]。由于職場妒忌的情緒類型將影響個體緩解情緒的行動策略，為縮小目標差距的行動也因此而多樣化。

就善意妒忌而言，個體會產(chǎn)生通過競爭超越被妒忌者的愿望，并愿意為此付出努力[22]。根據(jù)目標設定理論，由向上比較產(chǎn)生的消極反饋能轉(zhuǎn)變成員工提高業(yè)績的動力，激勵他們更加努力工作[59]。善意妒忌者會把被妒忌者視為可超越的目標和榜樣，由此產(chǎn)生更強烈的工作動機。為了能與被妒忌者達到相同的績效水平，獲取同樣的資源，員工會在工作中投入更多的時間和精力，以此縮小與被妒忌者之間的差距[19]。工作場所中，更努力的工作態(tài)度能使個體專注于工作，可量化表現(xiàn)為工作投入的增加。研究表明，善意妒忌者更關注引發(fā)妒忌的“刺激物”，如薪酬、能力、名譽、資源等[21]。Van de Ven等也發(fā)現(xiàn)向上比較時，個體將對下一階段工作目標投入更多的時間和精力[56]。另有研究發(fā)現(xiàn)，與惡意妒忌相比，善意妒忌并不會顯著增加個體的不公平感，因此會減弱反生產(chǎn)行為的動機[60]。

綜上推理，在善意妒忌的作用下，員工具備更加強烈的工作動機和更積極的工作態(tài)度，會因此增加工作投入，而與工作無關的，或降低工作績效的事情，如反生產(chǎn)行為將被排除在工作之外。據(jù)此假設：

H2a：員工的善意妒忌會使其增加工作投入。

與善意妒忌引發(fā)的競爭意識相反，惡意妒忌包含著恐懼與敵意成分，會產(chǎn)生消極后果，因為惡意妒忌者同樣會為縮小與被妒忌者之間的差距采取行動以緩解緊張情緒[6]。但由于敵意而非公平競爭意識，他更希望通過剝奪妒忌對象優(yōu)勢的方法，使其資源或地位與自己處于同等或更低水平[58]。

根據(jù)社會認知理論，個體用自己的道德標準約束自己的行為，通過自我監(jiān)督、自我判斷和自我反應的相互作用，做出善行，遠離破壞行為。然而，一旦出現(xiàn)認知失調(diào)，個體傾向于修改原來的道德標準，由此催生破壞行為。而做壞事的同時，當事人會啟動道德脫離的心理機制，說服自己免于內(nèi)疚和自責[61]。

就本研究而言，員工在向上比較的過程中，由于自身處于劣勢，產(chǎn)生惡意妒忌，確認被妒忌者占據(jù)優(yōu)勢，但又認為這些優(yōu)勢是不應得和不合理的，這種認知失調(diào)能夠激活道德脫離機制來說服自己做壞事，對后續(xù)的破壞行為賦予合理化外衣。因此，職場中的惡意妒忌者就調(diào)整了做壞事的道德約束條件，具備了進行反生產(chǎn)行為的動機。研究表明，惡意妒忌者更加關注被妒忌者，而非妒忌物[3]。為緩和妒忌帶來的消極情緒，妒忌者會采用貶低、誹謗、排斥被妒忌者等手段，將其“拉下馬”，以降低被妒忌者的績效表現(xiàn)，減小其優(yōu)勢[3,55]；當與被妒忌者之間的差距消除后，惡意妒忌者通過向上比較產(chǎn)生的挫敗感也隨之消失[62]。這種剝奪式的反生產(chǎn)行為幫助處于劣勢的員工轉(zhuǎn)移注意力，由被妒忌者遭受挫敗引發(fā)自己的快樂和滿足，排解惡意妒忌帶來的痛苦情緒，成為消除認知失調(diào)和緊張感的有效策略[63]。因此假設：

H2b：員工的惡意妒忌會使其增加反生產(chǎn)行為。

(四) 模型匯總與平行的調(diào)節(jié)中介路徑假設

根據(jù)上述推理和假設，將所有變量間的直接效應匯總顯示在圖1中?？梢钥闯鲞@是一個平行中介模型。即職場妒忌區(qū)分為善意與惡意兩種類型后，作為兩個既有聯(lián)系又有區(qū)別的中介變量，將其共有的前因變量寬容差序引向了兩條不同的路徑：第一條路徑是寬容差序減少了員工的善意妒忌，最終降低了工作投入。第二條路徑是寬容差序增加了員工的惡意妒忌，最終增加了反生產(chǎn)行為。盡管最終表現(xiàn)有所不同，但其后果性質(zhì)相同，即領導者的寬容差序在引發(fā)不同類型的妒忌后，最終導致了負面后果。對此明確假設：

圖1 領導者寬容差序后果的平行中介路徑模型

H3a：領導者的寬容差序降低員工的善意妒忌，最終導致工作投入的減少。

H3b：領導者的寬容差序增加員工的惡意妒忌，最終導致反生產(chǎn)行為的增加。

三、 研究方法

(一) 變量測量

對領導者寬容差序的測量，目前尚無專門為此開發(fā)的量表，但對差序式領導的測量已有成熟的量表。因此，本研究采用臺灣學者姜定宇和張菀真開發(fā)的差序式領導量表中的寬容親信部分[64]。該部分一共有4道題項。量表引導語將情境設置在與直線領導的互動經(jīng)驗中，測量被測試者對領導者的看法，具體包括“較不會追究該名下屬所犯的錯誤”“給予的處罰相對其他下屬較輕”等。

對善意妒忌和惡意妒忌的測量，采用Van de Ven的量表。該量表通過讓被測試者回憶有關善意妒忌和惡意妒忌的情境，對其感受、想法、行為傾向、動機、目標五個維度進行評分，共有20道題項，善意和惡意題項穿插排列，具體包括“我感到沮喪”“我想要提升自己的地位”等[5]。

工作投入量表有多種，本文采用Schaufeli等人開發(fā)出的UWES量表。該量表包含活力、奉獻和專注三個維度。量表一共有17個題項，活力評估的題項有5個，其余兩個維度各有6個題項，具體包括“工作時，我覺得干勁十足”“工作對我具有挑戰(zhàn)性”“當我專心工作時，我感覺到快樂”等[65]。

反生產(chǎn)行為的測量，根據(jù)不同的維度劃分有不同的測量工具。本文采用Bennett和Robinson開發(fā)的包含組織偏差和人際偏差兩個維度的量表，一共有18個題項。其中，組織偏差有12個題項，人際偏差有6個題項，具體包括“對同事舉止不文明”“故意放慢工作速度”等[66]。

對于控制變量的選擇，由于研究內(nèi)容定位于個體層面，本研究采用了通行的做法，將性別、年齡、工齡、學歷、職位層級、單位屬性作為控制變量，盡可能排除人口統(tǒng)計學特征及公司所在組織屬性對員工妒忌的影響。這些控制變量均在問卷中通過直接詢問進行測量。

(二) 數(shù)據(jù)收集

由于選用了成熟量表，使用問卷調(diào)研法即可獲得相應數(shù)據(jù)。為減少樣本選擇偏誤，在考慮樣本隨機性與可得性之后，確立了“隨機滾雪球”的調(diào)研方法：首先，按隨機要求確定樣本特征。例如，男女性別比應各占50%左右；年齡、學歷盡量具有正態(tài)分布特征；職位由低到高符合“金字塔”要求；組織類型希望能覆蓋國有、民營、外資及部分事業(yè)單位等。隨后，利用人際關系根據(jù)上述隨機性要求尋找“代理人”。他們填寫問卷后，由這些代理人在各自人際網(wǎng)絡里繼續(xù)按隨機性要求尋找“下線”填寫問卷，再由“下線”不斷復制自己的“下線”。如此不斷循環(huán)復制，以獲得足夠多的樣本。

通過滾雪球方式發(fā)放問卷，包括紙質(zhì)和電子版本，實際發(fā)送問卷數(shù)量無法具體統(tǒng)計。最終回收問卷368份，排除敷衍填答、關鍵內(nèi)容漏填等的廢卷后，實際有效問卷為281份。在所有樣本中，男性占比56.7%，女性占比43.3%。年齡以25、35、45歲分隔4段，各段占比13.4%、47.8%、33.2%、5.6%；學歷從中學以下、大學到研究生及以上依次占比6.5%、51.0%、42.5%；職位層級從基層、中層到子公司高層依次占比39.3%、47.0%、13.7%；工齡以1、3、6、10年分隔五段，各段占比3.6%、35.6%、29.1%、21.1%、10.6%。同時，樣本覆蓋不同的單位性質(zhì)，其中，外資及合資企業(yè)占39.7%，民營占38.5%，國有占19.4%，事業(yè)機關占2.4%。

四、 數(shù)據(jù)分析

(一) 測量質(zhì)量分析

本研究雖然使用了成熟量表，但由于調(diào)研情境有所變化，故重新驗證了量表的信度和效度。信度檢驗選用Cronbach’sα指標，使用Stata 14.0計算各變量的α信度。5個變量的α值介于0.77-0.96之間，屬于中到高信度范圍。具體數(shù)據(jù)見表1對角線括號內(nèi)的數(shù)據(jù)。

表1 相關系數(shù)矩陣

表1的Person相關分析結果顯示，包含控制變量在內(nèi)，所有相關系數(shù)絕對值在0.005-0.471之間，沒有特別高的異常值。控制變量中的學歷、單位性質(zhì)、工齡、職位層級與善意妒忌、工作投入、反生產(chǎn)行為等有程度不等的顯著相關，后續(xù)將通過回歸分析檢驗控制變量的干擾效應。另外，與控制變量相比，自變量寬容差序、中介變量善意與惡意妒忌、因變量工作投入和反生產(chǎn)行為之間的相關性較為明顯。

多重共線性檢驗選用方差膨脹因子指標(VIF)，將所有變量納入以工作投入為因變量的模擬方程中，計算出的VIF值在1.06-1.53之間，平均VIF值為1.27；再次重復將所有變量納入以反生產(chǎn)行為為因變量的模擬方程中，其VIF值在1.05-1.67之間，平均VIF值為1.28。這些指標都遠小于5的臨界值，說明變量間的多重共線性不明顯，不會對后續(xù)回歸結果的可靠性造成顯著干擾。

使用哈曼單因子法分析問卷的共同測量方差問題(CMV)。在假設不明確量表結構的基礎上，使用Stata14.0對寬容差序、善意妒忌、惡意妒忌、工作投入和反生產(chǎn)行為5個量表的59個題項進行探索性因子分析(EFA)。未經(jīng)正交旋轉(zhuǎn)，提出15個特征值大于1的因子，首因子解釋方差為19.95%，小于40%的臨界值[67]，說明問卷的CMV不明顯。

隨后通過變量的聚合與區(qū)分效度檢驗來分析問卷的建構效度。在已經(jīng)明確量表結果的基礎上，使用lisrel8.7對7個量表進行驗證性因子分析(CFA)。首先,按量表原始結構，對5個變量進行CFA，其測量模型的χ2/df、RMSEA、CFI、NFI、IFI、RFI等指標均在可接受范圍內(nèi)，見表2。然后,將5個變量的59個題項重新組合，依次減少一個因子數(shù)量，組合出若干個測量模型，在各因子測量模型中挑選出擬合指標最好的測量模型，見表2。其中,4因子模型除RMSEA之外，擬合指標均符合要求，而1-3因子測量模型的主要擬合指標均不符合要求，并呈現(xiàn)依次變差的規(guī)律。5因子與1-4因子模型相比，Δχ2/Δdf均大于3.85的臨界值，顯示5因子測量模型顯著異于其他模型。同時,根據(jù)χ2/df、RMSEA及CFI等指標的比較，顯示5因子模型是最優(yōu)模型。由于5因子測量模型是按照變量在問卷中的原始結構組合而成的，說明5個變量的邏輯劃分是合理的，在5個變量間的區(qū)分與單一變量的聚合上通過了檢驗。因此，問卷建構效度也得到了數(shù)據(jù)支持。

表2 驗證性因子分析

(二) 直接效應的回歸分析

使用Stata14.0，分別以善意妒忌(模型M1)、惡意妒忌(模型M2)、工作投入(模型M3)、反生產(chǎn)行為(模型M4)為因變量，做了4組回歸分析，見表3。其中，模型M10、M20、M30、M40分別用于和M11、M21、M31、M41進行嵌套模型比較，以分析控制變量對因變量的干擾效應。

首先，分析模型的總體擬合情況和控制變量的干擾效應。見表3，模型M10、M20和M40的F檢驗均不顯著，而其嵌套模型M11、M21和M41的F和△F檢驗均在0.001的水平下顯著,說明M11、M21和M41的可解釋方差均來源于寬容差序的作用，控制變量的干擾效應可忽略。M30的F檢驗(5.66)雖然顯著，但其嵌套模型M31的△F值(14.30)更高，說明M31的可解釋方差主要源于自變量寬容差序的作用，控制變量的干擾效應并非主因。同理分析，M32和M31、M42和M41分別比較后可見，模型M32與M42解釋力有顯著增強，這說明分別添加的善意和惡意妒忌是有效的解釋變量。

其次，分析解釋變量的直接作用。M11和M21分別用于檢驗寬容差序?qū)ι埔舛始珊蛺阂舛始傻淖饔茫姳?。寬容差序?qū)ι埔舛始勺饔蔑@著為負(b=-0.084，se=0.034)，對惡意妒忌作用顯著為正(b=0.226，se=0.034)，分別在0.05和0.001的水平下顯著。由此可見，工作場所中領導者對員工不同程度的寬容，客觀上造成了“寬容資源”的不平等分配，導致員工的社會比較。他們很難認同獲得更多寬容資源的同事的優(yōu)勢地位，并為此感到不公，引發(fā)了員工的不滿和敵意情緒，造成更多的惡意妒忌，而妒忌中的善意成分則相應減少。因此，假設H1a和H1b得到了支持。

模型M32用于檢驗善意妒忌對工作投入的影響。結果表明，善意妒忌對工作投入作用顯著為正(b=0.304，se=0.067)，且達到了0.001的顯著性水平。這說明在善意妒忌的作用下，員工擁有強烈趕超他人的動機，在工作上增加時間和精力投入。因此，假設H2a得到了支持。

模型M42用于檢驗惡意妒忌對反生產(chǎn)行為的影響。結果顯示惡意妒忌對反生產(chǎn)行為的作用顯著為正(b=0.417，se=0.060)，且在0.001的水平下顯著。這說明在惡意妒忌的作用下，員工的負面情緒將會得到激發(fā)，由此對被妒忌對象產(chǎn)生敵意，導致破壞他人績效成果的反生產(chǎn)行為。因此，假設H2b得到證實。

(三) 平行中介效應分析

圖1所示，假設H3a、H3b是一個平行中介模型。因為無法事先確認中介系數(shù)乘積項a* b是否符合正態(tài)分布，使用經(jīng)典的三步回歸與Sobel檢驗相結合的方法分析中介效應，其統(tǒng)計功效存疑，故近年來飽受批評，使用Bootstrap對中介效應進行重復抽樣檢驗是一個可行的做法。為此，需對不同的中介路徑進行Bootstrap抽樣，若95%置信區(qū)間不包含0，則說明平行中介路徑真實有效。

使用Stata14.0自編Bootstrap中介效應檢驗程序，分別對“容差序→善意妒忌→工作投入”和“寬容差序→惡意妒忌→反生產(chǎn)行為”兩條中介路徑進行Bootstrap檢驗。重復抽樣5000次后，分別計算出百分位(P)、偏差矯正(BC)和偏差矯正加速(BCa)三類置信區(qū)間，見表4。

表4顯示，A與B兩條平行中介路徑里，間接路徑系數(shù)分別為-0.032和0.126，且在95%的置信區(qū)間上都不包含0。這能夠證明善意妒忌和惡意妒忌分別在A與B兩條路徑中起到了中介作用。具體而言，寬容差序通過善意妒忌的中介后，對工作投入起到了間接抑制作用；而寬容差序通過惡意妒忌中介后，對反生產(chǎn)行為起到了間接促進作用。故本文關于中介效應的假設H3a和H3b得到證實。

另外，表4也顯示了寬容差序?qū)T工行為的直接作用、間接作用和總體作用。比較后發(fā)現(xiàn)，領導者寬容差序?qū)ぷ魍度氲闹苯?、間接和總體作用均為負值，說明寬容差序總體上會導致員工降低工作投入(-0.178)；同時發(fā)現(xiàn)寬容差序?qū)Ψ瓷a(chǎn)行為的直接、間接和總體作用均為正值，說明寬容差序總體會導致員工增加反生產(chǎn)行為(0.330)。直觀起見，綜合表3和表4對直接效應和中介效應的分析結果，畫圖展示本研究所有假設的檢驗情況，見圖2。其中，平行中介的路徑系數(shù)A與B各取自表4中的第2條間接作用路徑，其置信區(qū)間CI取值來自BCa。

圖2 模型與假設的檢驗結果

五、 結論與討論

(一) 研究結論

差序格局是中國人際交往的傳統(tǒng)模式，在中國組織情境中有不可忽視的影響。領導者面對不同“圈子”或不同關系距離的員工，也會使用差序方式區(qū)別對待。當員工犯錯時，領導者可能因關系遠近而有不同的態(tài)度，有時會“公事公辦”，有時會“包庇縱容”，出現(xiàn)“一碗水端不平”的情境。本研究目的在于揭示領導者的寬容差序?qū)ο聦偾榫w和行為的影響，細化分析領導者不平等的寬容，如何引發(fā)下屬的妒忌情緒，以及如何進一步導致一系列的負面行為。

根據(jù)社會比較理論，本研究構建了“領導者寬容差序——職場妒忌——員工行為”的實證模型。通過問卷調(diào)研和實證檢驗，驗證了領導者“一碗水端不平”的寬容差序，一方面會增加員工的惡意妒忌，進而引發(fā)反生產(chǎn)行為；另一方面會使員工減少善意妒忌，進而減少工作投入。通過寬容差序?qū)T工行為的直接作用、間接作用和總體作用的比較，發(fā)現(xiàn)領導者的寬容差序總體上會導致員工降低工作投入并增加反生產(chǎn)行為。

根據(jù)模型和假設的驗證結果做具體解析，寬容差序會促進員工間的社會比較，并引發(fā)妒忌情緒。處于劣勢地位的員工對現(xiàn)狀缺乏控制感，認為他人的優(yōu)勢并非應得，而是由領導者的不平等對待造成的，因此妒忌情緒中的惡意成分增加，善意成分降低。惡意妒忌中的敵意情緒使個體更加關注于被妒忌者，試圖通過反生產(chǎn)行為進行“破壞”，將其“拉下馬”以獲取心理平衡。另外善意妒忌減少后，員工對現(xiàn)狀不滿，也不會把注意力放在提高工作投入來改善自己的地位，造成了降低投入，無心工作的局面。

(二) 管理內(nèi)涵

第一，領導者在日常管理中，應慎用寬容差序，對下屬盡量做到“一碗水端平”。領導者寬容差序雖然能夠穩(wěn)固圈內(nèi)下屬的忠誠，并在一定程度上起到激勵作用，但同時也將造成圈外下屬的妒忌，進而引發(fā)破壞行為。因此，管理者應建立公平、公正的獎懲制度。在面對下屬犯錯時，應當做到賞罰分明，不徇私情，尤其注意當員工犯錯時要一視同仁。

第二，管理者應認識到員工的破壞性行為源于惡意妒忌。惡意妒忌中包含敵意情緒，當處于劣勢地位的個體體驗惡意妒忌時，將視那些擁有更多薪酬、能力、領導資源并處于優(yōu)勢地位的員工為敵人，想方設法將其“拉下馬”，以達到心理平衡。這不僅不利于個人發(fā)展，同時也會對組織績效產(chǎn)生負面影響。因此，管理者應當積極關注員工的情緒動向，注重員工關懷，幫助處于劣勢地位的員工減少妒忌情緒。

第三，當獲得領導寬容較少的部分員工產(chǎn)生妒忌情緒時，可能將領導圈內(nèi)人員工視為目標和榜樣，也可能在敵意情緒的作用下將其視為對手，并進行一系列的破壞行為。若能夠營造員工間互幫互助、和諧相處的文化氛圍，圈內(nèi)人員工和圈外人員工能夠建立良好的合作關系與競爭關系，化惡意為善意，能有效減少破壞行為的出現(xiàn)。

(三) 理論貢獻

本研究揭示了領導者的寬容差序?qū)ο聦俣始汕榫w和行為的影響，是對中國文化情境下的差序式領導理論的細化和深入，并將社會學領域的差序格局理論與組織行為領域的領導風格理論很好地結合起來。差序式格局理論源于費孝通先生對中國人際交往特質(zhì)的思考，多用于中國社會的個體關系分析。差序式領導風格是中國傳統(tǒng)的差序格局在組織行為中的具體表現(xiàn)。這種領導風格在員工績效考核、晉升、培訓、溝通、容錯等多方面都表現(xiàn)出對圈內(nèi)人區(qū)別對待的差序特征。其中，容錯差序與其它差序行為有所不同，后者源自領導者的“積極作為”，而前者則源自領導者的“消極不作為”。國內(nèi)學者發(fā)現(xiàn)差序式領導風格有提升員工創(chuàng)造力[68]、推動員工建言等積極作用[69]，也有導致員工沉默[70]、非倫理行為[71]、職場排斥與離職等消極作用[72]。上述文獻中的差序領導風格多是建立在領導者“積極作為”的基礎上。本研究關注容錯差序這種“消極不作為”的領導風格，如何引發(fā)下屬妒忌情緒和行為反應，明顯有別于同領域研究，是對差序式領導理論研究的細化和深入。因此，本研究將社會學領域內(nèi)的差序格局理論引入組織行為學中，通過對領導者寬容差序如何引發(fā)職場妒忌的機制分析，是對差序格局理論在交叉學科的深入和細化，實現(xiàn)了不同學科之間的良好融合。

本研究將容錯差序引入到員工的社會比較情境中，細致分析其對善意與惡意妒忌的影響，可以豐富職場妒忌理論研究的內(nèi)涵。當前妒忌前因研究中，對職場關系的關注主要集中在可引發(fā)高績效的LMX[11]、人際聯(lián)系強弱[4]等因素與職場妒忌的關系。本研究有別于此，因為容錯差序?qū)嵸|(zhì)上也是一種度量“圈子”或“關系”遠近的標準，本研究將其引入職場社會比較中，驗證了員工面臨領導者的容錯差序時，也會產(chǎn)生妒忌情緒；同時區(qū)分了這種妒忌情緒主要是惡意而非善意，所以會引發(fā)后續(xù)的反生產(chǎn)行為，并減少工作投入。這些結論可以豐富職場妒忌理論研究的內(nèi)涵。

本研究根據(jù)善意妒忌和惡意妒忌的分類，細致刻畫了職場妒忌對組織的影響后果及其影響路徑，豐富了善意妒忌和惡意妒忌的內(nèi)涵。當前妒忌研究中，研究者往往將職場妒忌視為整體，而不根據(jù)妒忌為善意或惡意加以區(qū)分，無法對職場妒忌影響員工行為及組織后果的路徑進行細致刻畫。本研究將職場妒忌區(qū)分為善意妒忌和惡意妒忌兩種類型，明確了領導者寬容差序?qū)T工善意妒忌和惡意妒忌分別造成何種影響，并檢驗兩種妒忌帶來的不同后果，通過細致區(qū)分善意妒忌和惡意妒忌及其影響后果，可以豐富善意妒忌和惡意妒忌的內(nèi)涵，明確職場妒忌對員工行為及組織后果的影響機制。

(四) 研究局限與未來展望

首先，本研究沒有考慮員工個人特質(zhì)的影響。根據(jù)以往研究，特質(zhì)妒忌、自尊、神經(jīng)質(zhì)、責任感等人格特質(zhì)都將影響到員工妒忌情緒的產(chǎn)生。由于人的動機和行為受人格特質(zhì)影響，人格特質(zhì)可能在寬容差序與妒忌情緒的關系間存在調(diào)節(jié)作用，而本研究沒有進行論證。其次，由于領導寬容的研究剛起步，對領導寬容差序的測量尚未成熟，本研究選用差序式領導中寬容親信部分的量表作為測量工具，雖有一定的合理性，但可能并不完全符合寬容差序的內(nèi)涵，因此，對領導者寬容差序的測量方法有待進一步完善。最后，本研究對寬容差序與其他類型的員工行為沒有展開分析和論證。在工作場所中，員工行為的表現(xiàn)多種多樣，即有反生產(chǎn)行為等負面行為，也有親社會行為、組織公民行為等正面行為。未來研究可以考慮寬容差序與員工其他類型行為間的關系，豐富寬容差序和妒忌后果的研究范疇。