张信勇，郭梓滔

（广东外语外贸大学政治与公共管理学院，广东广州510006）

长期以来，员工偏差行为研究领域聚焦于自利性或破坏性动机驱动的偏差行为（如偷窃、贪污、怠工、蓄意破坏等），相关研究［1］也证实不公正感知、工作不满意、价值观差异、社会排斥、状态性敌意等因素会促发偏差行为，从而导致一系列负面后果（如造成经济损失、妨碍决策过程、降低生产率等）。实际上，员工也有可能出于亲社会性或非自利意图而实施偏差行为。随着积极组织行为学运动的兴起，研究者才开始较为深入地探讨建设性偏差或积极偏差，这种偏差是一种为了提升组织或其利益相关者福祉而违背重要规范的自愿行为。Morrison［2］则在此基础上进一步提出了“亲社会性违规行为”的概念，用以指受“帮助组织实现其目标”的愿望所驱动的规则违背行为。Vardaman［1］根据有关亲社会性违规行为的实证研究结果，以Victor和Cullen提出的组织伦理气氛为基础，对组织伦理气氛与员工亲社会性违规行为的关系进行了阐述。组织伦理气氛是通过影响个体对领导者的信任来对个体伦理行为产生影响的。在中国组织环境下，员工对领导的信任表现为他们与领导之间的关系，简称为“上下属关系”。由于中国社会强烈的关系取向，对于中国企业员工而言，他们与领导之间的关系对于其工作情境的性质或状况就具有相当特殊的决定意义［3］。李锐等人［4］的研究发现，上下属关系对员工亲社会性违规行为具有积极影响。而刘冰等人［5］的研究发现，关怀型组织伦理气氛在真诚型领导和团队成员亲社会违规行为之间起完全中介作用。虽然上述研究分别探讨了组织伦理气氛与亲社会性违规行为、上下属关系与亲社会性违规行为的关系。但是，目前尚未有研究系统探讨组织伦理气氛、上下属关系与亲社会性违规行为之间的作用机制。本文拟对此进行探讨。

一、对象与方法

（一）对象

本研究发放问卷306份，在剔除信息严重缺失或有明显答题倾向的问卷后，有效问卷共295份。其中男性占48.5%，女性占51.5%；20—29岁的人数占67.5%，30—39岁的人数占28.1%，40—49岁的人数占4.4%；大学本科学历以上占65.1%，大学专科学历占21%，高中及以下学历占13.9%；普通员工占46.1%，基层管理人员占35.9%，中层及以上管理人员占17.3%；工作年限2年以下的占33.6%，3-5年的占36.9%，6年以上的占29.5%；26.1%的员工所在单位性质是国企，51.2%的员工所在单位性质是私企，22.7%的员工所在单位性质是外企。

（二）研究工具

1.亲社会性违规量表［6］

采用Dahling等所开发的PSRB量表。该量表含有“改进效率”“帮助同事”和“改善顾客服务”三个分量表。在本研究中，该量表的内部一致性系数为0.91，三个维度的内部一致性系数分别为0.85、0.76、0.87。

2.伦理气氛问卷［7］

采用 Victor（1988）开发的伦理气氛问卷（ECQ），用以了解组织成员对于组织特定伦理气氛认知的状况。被试得分高低与其对组织伦理气氛的认知程度成正比。该量表的内部一致性系数为0.84。在本研究中，选取该问卷的关怀型组织伦理气氛予以记分。

3.上下属关系问卷［8］

采用Law等人（2000）编制的单维度上下属关系问卷，该问卷强调上下级在非工作环境中的互动，着重强调其关系动态多变这一属性。在本研究中，该量表的内部一致性信度为0.80。

（三）统计分析

本研究采用SPSS22.0和AMOS21.0软件进行数据录入与分析。

二、结果

（一）变量的描述性统计和相关分析

各研究变量的描述性统计和相关分析结果见表1。关怀型伦理气氛与效率导向型亲社会性违规行为之间存在显著相关（r=-0.15，p<0.01），这说明员工对组织的关怀型伦理气氛认知程度越高，那么员工为了提高效率而发生亲社会性违规行为的可能性就越低；另一方面，关怀性伦理气氛与上下属关系显著相关（r=0.49，p<0.01），这说明，员工对组织的关怀型伦理气氛认知程度越高，上下属关系越好；而上下属关系与效率导向型亲社会性违规行为呈显著相关（r=0.10，p<0.05），这说明上下属关系越好，那么员工为了提高效率而发生亲社会性违规行为的可能性就越高。

表1 变量的描述性统计和相关分析

（二）关怀型伦理气氛、上下属关系对效率导向型亲社会性违规行为的关系模型

由前述相关分析结果可知，关怀型伦理气氛、上下属关系与效率导向型亲社会性违规行为存在显著相关。为了进一步探讨三者的关系，根据温忠麟和叶文娟［9］提出的中介模型，通过验证结构方程模型，探究企业员工上下属关系在关怀型伦理气氛和亲社会性违规行为之间的中介作用。其中，关怀型伦理气氛为外源潜变量，是模型中的自变量；上下属关系作为模型的中介变量；效率导向型亲社会性违规行为是内源潜变量，即是模型中的因变量。第一步，以效率导向型亲社会性违规行为为结果变量、关怀型伦理气氛为预测变量建立模型1（M1）；第二步，以效率导向型亲社会性违规行为为结果变量，上下属关系为预测变量建立模型2（M2）；第三步，以关怀型伦理气氛为预测变量，上下属关系为结果变量建立模型3（M3）；第四步，在M1的基础上，加入上下属关系作为中介变量，以效率导向型亲社会性违规行为为结果变量，关怀型伦理气氛为预测变量建立中介模型4（M4）。

由表2可知，4个模型的拟合指标均比较理想，表明数据与模型拟合良好。根据M1，关怀型伦理气氛对效率导向型亲社会性违规行为有直接显著负影响（β=-0.73，p<0.001）；根据 M2，上下属关系对效率导向型亲社会性违规行为没有显著的预测作用（β=0.43）；根据M3，关怀型违规行为对上下属关系有显著的正向预测作用（β=0.54，p<0.001）。更重要的是，加入上下属关系作为中介变量建立模型后，中介模型的拟合指数依然良好。RMSEA为0.33（RMSEA<0.8），增值适配度指标NFI、IFI、CFI均大于0.9。这说明了数据与建立的中介模型拟合良好，证实了上下属关系在关怀型组织伦理气氛与效率导向型亲社会性违规行为之间起部分中介的作用。

表2 模型拟合指数

三、讨论

本文研究结果发现，若关怀型组织伦理气氛在组织内占主导地位，那么在面对是否会因为提高工作效率而违反组织规则的伦理问题的时候，员工们倾向于不违反组织规则。而刘冰［5］等人的研究发现，关怀型组织伦理气氛能够正向影响成员亲社会违规行为，如果一个组织中关怀型伦理气氛占主导地位，在面对伦理问题做选择的时候，组织成员会更倾向于选择组织所提倡的“关注他人利益”的行为方式，彼此体谅和关怀的组织成员之间有了沟通与交流的可能性，他们可能会通过违反组织既定的规则的行为来进行利益和心理补偿，从而维护他人或组织的利益。但是，组织伦理气氛是通过影响个体对领导者的信任来对个体伦理行为产生影响的。本研究发现，上下属关系越好，员工表现出更多效率导向型亲社会性违规行为。进一步对三者关系的影响机制探讨发现，关怀型组织伦理气氛能直接影响减少员工做出效率导向型亲社会性违规行为的可能，也能间接通过上下属关系，进一步减少员工因考虑提高效率而做出亲社会性违规行为的可能性。当上下属关系进入方程后，关怀型组织伦理气氛的影响增大，表现为路径系数降低，说明上下属关系在关怀型组织伦理气氛和效率导向型亲社会性违规行为中起部分中介作用。本文的研究结果说明，关怀型组织伦理气氛对效率导向型亲社会性违规行为的影响，部分是通过上下属关系而发生作用的。当企业的文化提倡员工关心他人利益时，员工是否会为了提高工作效率而且违反规则，部分取决于员工对上级的信任程度。

四、结论与建议

（一）结论

（1）关怀型组织伦理气氛与效率导向型亲社会性违规行为、上下属关系显著相关；

（2）企业员工的上下属关系在关怀型组织伦理气氛和效率导向型亲社会性违规行为之间起部分中介作用。

（二）建议

（1）管理者应该正确认识员工的亲社会性违规行为，一方面可以通过加强规章制度的建设和处罚力度来适度地控制员工的亲社会性违规行为，另一方面，员工亲社会性违规行为的频率和强度均存在一个“度”的问题，而对这个“度”的拿捏与把握，视组织自身的特点和具体情境的需要或要求而定。

（2）对于亲社会性违规行为，管理者可以通过关系实践（如工作之余的互动或交往、相互的关心与帮忙、逢年过节的礼物馈赠等）来发展和维系领导者与员工之间的良好的私人关系，从而提升企业领导者在运用组织伦理气氛这种非正式控制的有效性。

参考文献

［1］Vardaman JM，Gondo M B，Allen D G..Ethical climate and pro-social rule breaking in the workplace［J］.Human Resource Management Review，2014，24（1）：108-118.

［2］ Morrison E W..Doing the Job Well：An Investigation of Pro-Social Rule Breaking［J］.Journal of Management，2006，32（1）：5-28.

［3］李锐，凌文辁，柳士顺.传统价值观、上下属关系与员工沉默行为——一项本土文化情境下的实证探索［J］.管理世界，2012（5）：127-140.

［4］李锐，田晓明，凌文辁.管理开放性和上下属关系对员工亲社会性规则违背的影响机制［J］.系统工程理论与实践，2015，2（1）：342-357.

［5］刘冰，张晓田，孙艳.真诚型领导、关怀型伦理气氛与亲社会违规行为［J］.湖南社会科学，2016，6（1）：33-37.

［6］Dahling JJ，et al.Breaking rules for the right reason?An investigation of pro-social rule breaking［J］.Journal of Organizational Behavior，2012，33（1）：21-42.

［7］Victor B，Cullen J B..The Organizational Bases of Ethical Work Climates ［J］.Administrative Science Quarterly，1988，33（1）：101-125.

［8］Law K S，Wong C S，Wang D X，et，al.Effect of supervisor-subordinate guanxi on supervisory decision in China：An empirical investigation［J］.International Journal of Human Resource Management，2000，11（4）：751-765.

［9］温忠麟，叶宝娟.中介效应分析：方法和模型发展［J］.心理科学进展，2014，22（5）：731-745.

（编辑 申嫣平）