熊天任 占小军

(1.江西财经大学工商管理学院；2.江西财经大学产业集群与企业发展研究中心)

1 研究背景

随着“大众尾气”“神户钢铁”和“剑桥数据”等事件的披露，人们对于组织成员实施非伦理行为的理解产生了改变。以往学界通常认为组织内非伦理行为是成员追求私利而损害组织效益的表现[1]。但现实中一些组织成员不求“自利”而图“群益”，做出对组织有益但违背伦理道德、公序良俗的行为，此类行为现被定义为亲组织非伦理行为[2]。由于员工是企业的主体，使得以往相关研究大多聚焦于员工的亲组织非伦理行为[3]。但相较于员工，领导往往对组织发展负有直接责任，对实现组织目标抱有更强的使命感，从而大概率会为组织利益而实施非伦理行为[4]，并且领导位高权重，因而有相应权力保障其实施亲组织非伦理行为。即领导者更可能亦更有能力实施亲组织非伦理行为，且负面影响力更强。鉴于此，探讨领导亲组织非伦理行为具有更高的理论及现实价值。

亲组织非伦理行为虽可在短期内使组织或其成员获益，但由于该类行为的非伦理属性，最终会造成组织的巨大损失[2]。由此，为从源头减少此类行为，现有相关研究主要考察了其形成机制[5]，对其作用机制的探讨则较少。但值得注意的是，由于领导行为具有下行传递效应，即领导实施的行为可自上而下传递至员工，故能使组织成员产生类似行为[6]。换言之,当领导实施亲组织非伦理行为时，下行传递效应会进一步扩大该行为的消极影响，故考察领导亲组织非伦理行为的作用机制亦十分重要。由于亲组织非伦理行为对个体的作用过程受到个体认知处理的影响[7]，因此，目前探讨领导亲组织非伦理行为作用机制的研究均聚焦于个体认知视角[8]。但相较于认知层面，个体动机才是引导个体行为更为直接的因素[9]，即现有研究忽视了个体动机的重要作用。自我决定理论以个体动机为主要研究内容，有力地阐述了内外部因素对个体动机产生影响的因果路径，现已在人力资源管理研究领域得到广泛认可[10]。由此，可基于自我决定理论，从个体动机视角探讨领导亲组织非伦理行为的作用机制以突破当前研究的局限。自我决定理论认为，若外部条件满足个体需求或当个体实施某行为便可得到赞扬、认同等正向激励时，均会加强个体行为动机[11]。鉴于此，当领导实施亲组织非伦理行为时，由于领导具有榜样属性，员工易受其行为影响，由此导致组织会正向激励(如支持、提拔)实施亲组织非伦理行为的个体[12]。长此以往，易使员工认定凡能使组织获益的行为就是合理可行、受到支持的，进而形成一种为追求组织目标而不顾其他重要事项的单一行为动机，即产生底线心智。

内在因素(如激情等)是体现个体动机或行为驱动力的重要标识[13]。近年来，激情概念在行为动机、组织氛围、工作绩效等研究领域表现出良好的解释力[14]。例如，激情二元模型阐释了和谐型激情与强迫型激情的内涵。在该模型中，和谐型激情是以个体自身对行为的认可程度为基础并受个体内在动机驱动[15]。由此，相较于强迫型激情而言，和谐型激情更适用于分析个体动机。根据自我决定理论，个体行为动机的强弱取决于其对该行为认可程度的高低[11]。鉴于此，当领导亲组织非伦理行为对员工产生影响时，由于员工自身往往受其内在伦理道德标准的约束，可能难以认可违反伦理标准的行为[16]，进而可能会对其和谐型激情产生作用。与此同时，和谐型激情作为个体认为工作富有意义的心理状态，正向影响着员工自主性因素，而对员工非自主性因素产生负向影响[15]，但底线心智体现的是员工受外界因素(单一经济目标)驱动而开展工作[17]。即具有和谐型激情的员工更有可能体现出较强的自主性而不易受到外界因素的干扰，故两者间或为负向相关关系。基于此，本研究以员工和谐型激情为中介变量，探讨领导亲组织非伦理行为对员工底线心智的作用机制。

此外，在考察员工追求组织目标的过程中，不能忽视其家庭因素的重要影响[18]。这是因为员工的生活主要由工作与家庭构成，工作与家庭间的平衡已然成为当代员工的关键诉求[19]。根据自我决定理论，个体对与自身密切相关的目标(如家庭关系、个人成长等)具有强烈追求倾向[11]，而养家动机体现的正是个体为维系家庭关系、改善生活水平的一种客观需要和行为驱动力[18]。有研究表明：高养家动机个体往往不在意工作中的自主选择，而是十分重视工作完成后能获得的经济薪酬[20]；低养家动机个体相较于谋求薪酬而言，更愿意追求自主性工作[21]。即养家动机程度不同的员工受领导亲组织非伦理行为影响而产生和谐型激情及后续底线心智的可能性不同。由此，本研究将分析员工养家动机在领导亲组织非伦理行为对员工底线心智作用过程中的调节作用。

综上所述，本研究拟基于自我决定理论，从个体动机视角出发，探求领导亲组织非伦理行为是否会减弱员工和谐型激情，进而影响员工底线心智，以及员工养家动机在该过程中的调节作用。本研究的结果将有助于全面了解领导亲组织非伦理行为的作用机制，并通过揭示其中的中介效应与边界条件，进而为组织降低领导亲组织非伦理行为的负面影响提供理论指导和实践启示。

2 理论基础与研究假设

2.1 领导亲组织非伦理行为与员工底线心智

UMPHRESS等[2]从行为动机视角出发，将为获取组织或成员利益而违反公序良俗、伦理规范的行为定义为亲组织非伦理行为。该类行为具有亲组织性与非伦理性两项属性，通常表现为夸大产品功能以提高收益，隐瞒产品问题以维护销量等。亲组织非伦理行为虽能在一定程度上使组织受益，但长此以往必将让组织付出远大于获益的代价[3]。由于组织利益的直接负责人通常为领导[4]，使得领导往往成为亲组织非伦理行为的“主谋”[8]。鉴于此，这类由领导实施的亲组织非伦理行为被称为领导亲组织非伦理行为。

所谓底线心智指组织内成员为追求单一的底线结果，通常是仅关注经济目标(如产品销量、营业利润等)而不顾其他相关重要事项(如伦理道德、行业规范等)的心智模式[22]。一方面，由于底线心智所追求的经济目标通常与组织追求一致，故常被组织默许[12]；另一方面，员工对组织目标的完成情况(工作绩效)往往决定了其薪酬水平[23]，从而员工很可能为了获得较高薪酬而在追求组织目标的过程中不顾其他，即产生底线心智。

值得注意的是，领导亲组织非伦理行为不同于其他亲组织非伦理行为。简言之，领导亲组织非伦理行为不仅具有亲组织性和非伦理性两类属性，同时因其行为主体为领导，使得该类行为还具有领导权力的特征[2]。即领导亲组织非伦理行为具有“一特征，两属性”，故而可以通过以下3类方式综合作用于员工。首先，根据自我决定理论，个体不仅会为获取奖励(如表扬、升职、加薪)而产生对应行为动机；还会为避免责罚(如批评、降职、降薪)而产生对应行为动机[11]，因此，领导亲组织非伦理行为可依靠领导的权力特征，通过“赏”与“罚”两条路径对员工造成影响[2]。具体而言：一方面，可通过提高员工薪酬的方式，促使员工产生将组织利益作为首要目标的行为动机；另一方面，可对不配合的员工实施惩罚措施(如降职降薪等)，迫使其产生为避免受罚而调整自身目标与组织目标相一致的行为动机。其次，根据自我决定理论，个体行为动机的强弱受到组织认可的正向影响[11]，因此，领导亲组织非伦理行为还可依靠其亲组织性作用于员工[4]。即通过提升员工对领导行为的认可程度，将员工自身目标与组织目标挂钩[24]，进而强化员工追求组织目标的意愿，使员工更易产生为全力追求组织目标而忽视其他的行为动机。最后，领导亲组织非伦理行为作用于员工的第三类方式为领导的非伦理性。这是因领导者行为具有下行传递效应，领导者为追求组织利益而实施非伦理行为所体现出的非伦理性会对员工的行事方式产生重要影响[6]，进而使员工也表现出这类只为追求组织经济目标而不顾其他重要事项的行为动机，而这所体现出的特征正与员工底线心智的特征相符[25]。简言之，领导亲组织非伦理行为可能会使员工产生底线心智。由此，提出以下假设：

假设1领导亲组织非伦理行为对员工底线心智具有正向影响。

2.2 员工和谐型激情的中介作用

在激情二元模型中，激情被分为和谐型激情与强迫型激情两类。其中，和谐型激情是指个体不受外界因素影响，在其认可的行为上自发投入精力、时间的强烈倾向。由于和谐型激情剔除了外部因素对个体动机的干扰，因而更适用于个体内在动机方面的研究[15]。

根据自我决定理论，内在动机源于个体自身，且受个体内在因素的正向调控、外在因素的负向影响[26]。即：以内在动机为驱动的个体通常因兴趣、爱好等表现出自愿做某事；缺乏内在动机驱动的个体则表现出为达到某种目的而做某事。由此，员工若要在工作中强化和谐型激情，则需要满足以下两方面条件：一方面，员工和谐型激情受其内在动机正向影响[27]，但领导亲组织非伦理行为影响员工的方式(如赏罚路径、组织认可)均属于利用外在因素，因而会负向影响员工的内在动机，进而降低员工和谐型激情；另一方面，个体在行为过程中强化和谐型激情的前提是认可该行为[15]，而领导亲组织非伦理行为除了具备亲组织属性外，其非伦理属性会与个体普遍拥有的自我伦理道德准则产生冲突[16]，使员工难以认可此类行为，进而负向影响员工和谐型激情。由此可见，领导亲组织非伦理行为可能负向影响员工和谐型激情。

此外，自我决定理论认为，个体持有的动机类型会影响其追求的目标类型，内在动机较高的个体往往不会强烈追求外在目标(如经济利益)[28]。一般情况下，高和谐型激情的员工往往具有充足的内在动机，在工作过程中更注重自主性[27]；具有底线心智的员工，其工作动力并不源于内在动机，而是由单一的经济目标(如获取组织利益)驱动[17]，因而低和谐激情的员工会减少工作中自主选择的机会，提高对单一经济目标的专注度。由此，在个体动机影响其工作的过程中，高和谐型激情的员工具有较强的内在动机和自主性需求，因而会降低其底线心智。鉴于此，本研究推论员工和谐型激情负向影响员工底线心智。

鉴于此，根据上述内容，基于自我决定理论，本研究认为，领导亲组织非伦理行为通过降低员工和谐型激情水平，抑制员工内在动机效用，进而随员工和谐型激情水平降低，使员工更易产生底线心智。由此，提出以下假设：

假设2员工和谐型激情在领导亲组织非伦理行为与员工底线心智之间起到中介作用。

2.3 员工养家动机的调节作用

MENGES等[18]将养家动机定义为个体为保障或改善家庭生活水平而工作的动机。当工作本身无法引起个体兴趣与内在动机时，获取工作薪酬将成为个体继续工作的理由[20]。养家动机会使个体将工作薪酬作为支援家庭收入或提升家庭生活水平的一种方式，通过赋予工作薪酬“养家糊口”的意义后，具有强养家动机的员工往往表现出更努力工作[29]。

根据自我决定理论，各类薪酬奖励等外在目标的确立，均会降低个体的内在动机[30]。养家动机通常体现为员工努力工作获取薪酬以养家糊口。这种以外在目标为驱动的情况将会降低员工的内在动机，而员工和谐型激情需要由内在动机驱动[27]，即内在动机的缺乏将负向影响员工和谐型激情。鉴于此，在领导亲组织非伦理行为影响员工和谐型激情的过程中，对于强养家动机的员工而言，由于具有较大的家庭生活压力，对维系和改善家庭生活，缓解工作与家庭矛盾诉求强烈[31]，因而对薪酬这类外在目标具有较强的追求倾向[20]，使其内在动机减少，进而降低员工和谐型激情水平；对于弱养家动机的员工而言，由于其家庭生活条件较有保障，致使其对获取劳动薪酬、改善家庭生活等目标的追求并不强烈，而是更愿追求自主性工作[21]，因而这类员工的和谐型激情水平所受影响较小[15]。简言之：强养家动机员工受到领导亲组织非伦理行为对员工和谐型激情的负向影响更强；弱养家动机员工受到领导亲组织非伦理行为对员工和谐型激情的负向影响更弱。由此，提出以下假设：

假设3员工养家动机在领导亲组织非伦理行为与员工和谐型激情之间起调节作用。即员工养家动机越强烈，两者间负向关系更强；反之，则较弱。

根据以上对假设2的中介作用和假设3的调节作用的相关推论，本研究进一步提出一个受调节作用的中介假设，即领导亲组织非伦理行为通过员工和谐型激情对员工底线心智的间接作用会受员工养家动机强弱的影响而产生差异。对于强养家动机员工而言，这类员工更易为获得工作薪酬、家庭福祉而一味追求经济目标不顾其他事项[32]，即更可能在领导亲组织非伦理行为影响下，降低其和谐型激情水平，进而产生员工底线心智；对于弱养家动机员工而言，由于其没有强烈的家庭生活压力，故使更易在领导亲组织非伦理行为的影响下，在工作中保持其和谐型激情水平[21]，进而更难产生员工底线心智。由此，提出以下假设：

假设4员工养家动机调节领导亲组织非伦理行为通过员工和谐型激情对员工底线心智的间接作用。对于强养家动机员工而言，领导亲组织非伦理行为更易降低其和谐型激情，进而使其更可能产生底线心智；对于弱员工养家动机员工而言，则反之。

通过将以上领导亲组织非伦理行为、员工养家动机、员工和谐型激情和员工底线心智假设相结合，本研究提出一个受调节作用的中介研究模型(见图1)。

3 研究设计

3.1 研究对象与调查过程

本研究通过江西某高校MBA班学员推荐被试的方式获取调研数据，问卷调研的形式为现场发放和回收。为确保数据结果的严谨性、问卷填写的规范性，在问卷调研启动前，课题组成员为有关MBA学生进行了相应的培训。为减少共同方法偏差并强化变量之间的因果关系，课题组采取在3个时间点，时间间隔为两周的方式收集数据。具体如下：①时间点1，该阶段主要调研内容为员工觉察到的领导亲组织非伦理行为、员工养家动机以及相应人口学统计变量，共现场发放问卷380份，现场回收378份；②时间点2，该阶段主要调研员工的和谐型激情，向完成时间点1的被试发放问卷，实际回收371份；③时间点3，该阶段主要调查员工的底线心智，向完成时间点2的被试发放问卷，实际回收360份。以上变量信息均通过被试自陈方式收集。为使上述3个阶段所收集的问卷能够配对成功，问卷末尾要求被试填写其姓名首字母作为配对依据。在完成核查配对后，最终得到有效问卷356份，有效回收率为93.68%。样本结构表明：婚姻状态方面，以已婚员工居多，占59.3%；工作年限方面，以6～10年为主，占37.6%；教育程度方面，以本科学历居多，占35.4%。

3.2 变量测量

本研究所涉及的主要变量包括领导亲组织非伦理行为、员工养家动机、员工和谐型激情以及员工底线心智，所有测量量表均选自国内外高质量期刊文献；同时，根据研究情境对问卷进行了适当修订。除部分人口统计学变量外，本研究的测量量表均使用Likert 5点计分。

(1)领导亲组织非伦理行为该变量的测量采用UMPHRESS等[33]开发的量表，共6个题项，代表题项如“如果这对我的组织有帮助，我的领导会歪曲事实以使组织看起来很好”等。本研究中，该量表的Cronbach’sα值为0.927。

(2)员工和谐型激情该变量的测量采用SIRÉN等[34]开发的量表，共7个题项，如“这份工作能够让我体验各种各样的经历”等。本研究中，该量表的Cronbach’sα值为0.898。

(3)员工养家动机该变量的测量采用MENGES等[18]开发的量表，共5个题项，如“我重视我的家庭”等。本研究中，该量表的Cronbach’sα值为0.878。

(4)员工底线心智该变量的测量采用GREENBAUM等[22]开发的量表，共4个题项，如“我只关心达到底线”等。本研究中，该量表的Cronbach’sα值为0.790。

(5)控制变量依据以往研究，员工的性别、年龄[35]、工作年限会影响员工底线心智，为提升研究结果的准确性，本研究将上述几个人口统计学变量作为控制变量进行考察。

4 数据分析与结果

4.1 共同方法偏差与验证性因子分析

本研究运用Mplus 7.0软件进行验证性因子分析，各模型拟合值见(见表1)。由表1可知：与其他竞争模型相比，四因子模型拟合最佳(χ2/df=2.175，CFI=0.947，TLI=0.939，RMSEA=0.057)；同时，模型的各项拟合指标均达到了学界认可的标准。由此，本研究中各变量间具有良好的区分效度，可以进行下一步变量间关系的检验。

表1 验证性因子分析模型拟合结果

虽然本研究采取3个时间点的方式收集数据，但考虑到领导亲组织非伦理行为、员工养家动机、员工和谐型激情、员工底线心智均由员工自我报告，仍可能存在共同方法偏差的风险。鉴于此，本研究首先进行了Harman单因子检验，将研究中4个主要变量进行探索性因子分析，其中，第一个因子仅解释了32.27%的方差变异，低于40%的建议值，说明共同方法偏差问题不严重。为使研究结果更具严谨性和可信度，本研究在四因子模型基础上加入一个共同方法因子再次对共同方法偏差进行检验。有关结果表明，在加入共同方法因子之后，五因子结构模型无法在Mplus 7.0软件中实现拟合。这也意味着带有共同方法因子的因子结构在拟合程度上并没有得到显著改变，说明本研究不存在严重的共同方法偏差问题。

4.2 描述性统计

本研究主要变量的均值、标准差及变量间相关系数见表2。由表2可知：领导亲组织非伦理行为与员工和谐型激情呈显著的负相关关系(r=-0.404，p<0.01)，同员工底线心智呈显著的正相关关系(r=0.167，p<0.01)；同时，员工和谐型激情和员工底线心智呈显著负相关关系(r=-0.260，p<0.01)。这些相关性与理论预期一致，因此，本研究的研究假设得到初步支持。

表2 各变量的均值、标准差和相关系数(N=356)

4.3 假设检验

本研究通过层级回归分析对假设1和假设2进行验证，有关结果见表3。表3中，由模型4可知，在控制相关变量之后，领导亲组织非伦理行为与员工底线心智间呈现显著正相关(β=0.168，p<0.01)。由此，假设1得到支持。

本研究根据BARON等[36]提出的中介效应检验法对假设2进行检验。在表3中：由模型2可知，在控制相关变量之后，领导亲组织非伦理行为对员工和谐型激情有显著的负向影响(β=-0.404，p<0.01)；同时，由模型5可知，员工和谐型激情对员工底线心智有显著的负向影响(β=-0.261，p<0.01)；由模型6可知，在控制和谐型激情之后，领导亲组织非伦理行为对员工底线心智的预测不显著(β=0.075)。由此，假设2得到支持。

表3 员工和谐型激情中介效应检验(N=356)

为进一步验证员工和谐型激情的中介作用，本研究运用Process方法，通过抽样5 000次以考察其显著性。有关结果表明，在控制相关变量后，领导亲组织非伦理行为通过员工和谐型激情对员工底线心智的间接效应为0.064 0，95%的置信区间为[0.029 9，0.099 2]，不包括0。由此，假设2再次得到支持。

本研究根据调节效应检验办法对假设3进行检验。为避免多重共线性，将领导亲组织非伦理行为和员工养家动机进行中心化处理，有关结果见表4。表4中，在控制相关变量后，由模型9可知，领导亲组织非伦理行为与员工养家动机的交乘项同员工和谐型激情之间为显著负向相关关系(β=-0.178，p<0.01)。

表4 员工养家动机调节效应检验(N=356)

为进一步明确调节效应的作用方向和大小，根据AIKEN等[37]的建议，本研究以均值加减一个标准差为基准，划分员工养家动机的高低水平，简单斜率检验结果见图2。由图2可知：当员工养家动机较高时，领导亲组织非伦理行为对员工和谐型激情的负向作用显著(β=-0.355，p<0.01)；当养家动机较低时，领导亲组织非伦理行为与员工和谐型激情之间的负相关程度下降(β=-0.097，p<0.01)。由此，假设3得到支持。

本研究采用HAYES[38]的做法，通过Process分别计算员工在养家动机高(+1个标准差)与低(-1个标准差)两种情况下，员工和谐型激情在领导亲组织非伦理行为与员工底线心智之间的中介效应，有关结果见表5。由表5可知：当员工养家动机较低时，领导亲组织非伦理行为与员工底线心智之间的间接效应为0.020 9，95%的置信区间为[0.001 0，0.044 5]；当员工养家动机较高时，领导亲组织非伦理行为与员工底线心智之间的间接效应为0.074 8，95%的置信区间为[0.034 8，0.120 9]。高低条件下的间接效应差异为0.053 9，95%的置信区间为[0.017 5，0.099 1]，不包括0。这也说明，当员工养家动机较高时，领导亲组织非伦理行为与员工底线心智之间的间接效应显著地强于员工养家动机较低时的间接效应。由此，假设4得到支持。

表5 被调节的中介效应分析结果(5 000次抽样)

5 结论与讨论

本研究主要得到以下研究结论：①领导亲组织非伦理行为作为一种组织内普遍存在的行为，能够提高员工底线心智；②员工和谐型激情中介了领导亲组织非伦理行为与员工底线心智间的正向关系；③员工养家动机正向调节了领导亲组织非伦理行为与员工和谐型激情的关系；同时，员工养家动机还调节了领导亲组织非伦理行为通过和谐型激情对员工底线心智的间接影响路径。

本研究理论贡献主要在于：①拓展了对亲组织非伦理行为实施主体的研究视角。目前，关于亲组织非伦理行为的研究大多局限于将员工作为研究主体[3，5]。但实际上，相较于员工而言，领导不仅更有动力且更有权力保障其实施亲组织非伦理行为，因而探讨领导亲组织非伦理行为具有更高的理论价值与意义。基于此，本研究突破了以往将员工作为亲组织非伦理行为实施主体的局限，将领导与亲组织非伦理行为联系起来，探讨了领导亲组织非伦理行为的作用机制，并在此基础上为进一步认识亲组织非伦理行为提供了新的研究视角。②拓宽了领导亲组织非伦理行为的作用路径。为降低亲组织非伦理行为的危害性，现有关于亲组织非伦理行为的研究大多聚焦于该类行为的形成机制，对其作用机制的研究较少。由于领导行为具有下行传递效应，使其能够对员工行为产生影响，但现有研究却大都忽视了个体认知背后的动机因素[9]，仅有少数研究基于个体认知视角探讨领导亲组织非伦理行为的作用机制[8]。鉴于此，本研究不仅突破以往研究主要关注亲组织非伦理行为形成机制的局限，以自我决定理论为基础，探讨了领导亲组织非伦理行为通过员工和谐型激情对员工底线心智的影响过程，还考察了该类行为对个体动机层面的作用路径，从而有利于进一步明晰和丰富领导亲组织非伦理行为的作用机制内容。③揭示了领导亲组织非伦理行为作用机制的边界条件。在对工作-家庭平衡有着强烈需求的当下[19]，本研究考察了员工养家动机在领导亲组织非伦理行为通过员工和谐型激情对员工底线心智影响过程中的调节作用。研究结果表明，员工养家动机调节了领导亲组织非伦理行为通过员工和谐型激情对员工底线心智的间接作用。这不仅再次说明，员工家庭因素是领导亲组织非伦理行为对员工行为影响机制的重要边界条件，而且也证实了员工的工作与家庭间存在相互溢出效应，为员工的工作-家庭领域的相关研究提供了实证分析基础。④丰富了员工底线心智的形成机制研究内容。以往关于员工底线心智成因的研究主要聚焦于员工自利因素、家庭因素和组织团队因素等方面[22，25]，缺乏以领导亲组织非伦理行为视作员工底线心智前因的探讨研究。鉴于此，本研究以自我决定理论为基础，考察了领导亲组织非伦理行为通过员工和谐型激情对员工底线心智的作用过程。相关研究结果表明，领导亲组织非伦理行为通过负向影响员工和谐型激情进而诱使员工产生底线心智。由此，本研究不仅进一步扩展了对员工底线心智形成机制的认识，而且为考察个体底线心智成因方面的研究提供了领导行为因素的实证参考。

本研究的管理启示在于：①对高层管理者层面而言，组织可以通过以下几方面具体措施预防领导亲组织非伦理行为或进一步减弱其负面影响：在聘用、任命领导的环节中，应深入了解其以往的工作经历、处事习惯等；将考察对象的个人品德、作风素养等作为重要考评条件；应广泛听取组织利益相关者的意见建议，开设并优化投诉意见接收渠道，为降低领导亲组织非伦理行为广开言路。②对员工层面而言，组织可以通过以下几方面具体措施提升员工和谐型激情：应通过科学规划员工工作任务和目标，提升员工日常的工作热情状态，使员工将组织目标自主地内化为个人目标；为员工提供自主支持型的工作环境，提高员工在组织决策过程中的参与度，进而提升员工对工作内容的认可和工作热情；适时开展团建活动，增进员工团体之间的友谊，营造和谐的工作氛围，使员工更易在关系融洽的工作环境中激发主观能动性，提高工作效率。③对组织层面而言，可以通过以下几方面具体措施减弱员工养家动机：加强企业内员工保障制度建设，落实员工应有的合法权益和物质利益，实施人本管理(如确保员工“五险一金”等的基本保障措施)；在企业组织不断发展的基础上，强化对员工的人文关怀，提高员工的福利待遇，让员工切实感受源于组织的温暖；着重关心和帮助具有家庭困难的员工，在保障员工基本生活需要的基础上，保证员工的休息和休假，进一步弱化员工的工作与家庭之间的矛盾。

6 研究局限与展望

本研究也存在以下不足：①采用3个阶段配对问卷的方式采集数据，虽能强化变量间的因果关系并有效减弱共同方法偏差对研究结果的影响，但与严格的纵向研究要求还存在差距，可能对变量之间的因果关系推断产生一定偏差。未来研究可尝试采用3个阶段的配对追踪研究设计并辅之实验法，以更准确地推断变量间的因果关系。②根据自我决定理论探讨了员工和谐型激情在领导亲组织非伦理行为与员工底线心智间的中介作用。然而，领导亲组织非伦理行为对员工行为的影响过程具有多样性，其中的作用过程也是复杂多变，员工动机机制也因此可能具有(动态)演变过程[39]。未来研究中，为更好地理解领导亲组织非伦理为的影响过程，可以探求其他类型的作用机制，并比较这些作用机制间的差异。③主要考察了领导亲组织非伦理行为对员工造成的负面影响(如降低员工和谐型激情、增加员工产生底线心智的可能)。其中，底线心智这一概念的应用大多源于国外情境，因此，未来开发基于中国文化特征的底线心智量表具有较高的意义与价值[40]。此外，由于领导亲组织非伦理行为是具有亲组织性和非伦理性两方面属性的行为[2]，其亲组织性除了为组织获取经济利益外是否会对组织员工造成其他方面的积极影响也有待考察分析。未来研究中，可以进一步深入探讨研究领导亲组织非伦理行为的部分重要积极影响或双刃剑效应。