劉文彬,井潤田

(電子科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,四川成都 610054)

組織文化影響員工反生產(chǎn)行為的實(shí)證研究
——基于組織倫理氣氛的視角

劉文彬,井潤田

(電子科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,四川成都 610054)

近十年來,在數(shù)量不多的探索導(dǎo)致員工反生產(chǎn)行為的主要因素的西方文獻(xiàn)中,其焦點(diǎn)基本鎖定在個(gè)體差異及其內(nèi)部心理,卻忽略了組織情境層面的影響因素。本文通過對(duì)來自廈門、泉州、成都、武漢、北京和深圳的30多家企業(yè)的總計(jì) 356個(gè)調(diào)查樣本的實(shí)證分析,以社會(huì)控制理論為基礎(chǔ)從組織倫理氣氛的視角探討組織文化對(duì)員工反生產(chǎn)行為的影響作用?；貧w分析和優(yōu)勢(shì)分析的結(jié)果表明,自利導(dǎo)向、關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛對(duì)員工的反生產(chǎn)行為的主要維度均會(huì)產(chǎn)生不同程度的影響作用。

反生產(chǎn)行為;組織文化;組織倫理氣氛;社會(huì)控制

一、引言

在組織理論學(xué)家 Katz(1964)提出角色外行為 (extra-role behavior)這一概念后的很長一段時(shí)間內(nèi),絕大多數(shù)對(duì)于角色外行為的系統(tǒng)探討基本上都將其焦點(diǎn)鎖定在了由人性光輝性所產(chǎn)生的積極態(tài)度和積極行為上,而與此同時(shí)卻忽略了人性的陰暗面以及由此而產(chǎn)生的消極態(tài)度和消極行為[1]。Vardi和 W iener在 1992年的美國管理學(xué)年會(huì)上就曾明確指出,針對(duì)員工角色外行為的陰暗面所展開的實(shí)證研究確實(shí)太少了,并呼吁學(xué)者們深入開展對(duì)相關(guān)問題的系統(tǒng)探索[2]。直到近十年來,學(xué)者們才開始逐漸意識(shí)到:角色外行為應(yīng)該是相對(duì)于角色內(nèi)行為 (職務(wù)行為)的一個(gè)行為集,它指的是組織成員做出超過正式工作描述和崗位職責(zé)說明中明確規(guī)定的,對(duì)組織或組織中其他成員產(chǎn)生積極或消極影響的行為。因此,角色外行為既應(yīng)包括積極的角色外行為,也應(yīng)包括消極的角色外行為。事實(shí)上,員工的反生產(chǎn)行為 (counterproductive behavior)就是一種典型的消極角色外行為,它被學(xué)者們定義為:組織成員有意采取的,違反或?qū)拐脚c非正式組織規(guī)范,從而在客觀上給組織或者組織成員的財(cái)產(chǎn)與利益造成損害的行為[3]。據(jù)國外學(xué)者的調(diào)查資料顯示:75%的西方員工至少曾有過一次將公司財(cái)物據(jù)為己有的經(jīng)歷[4];63.5%的西方被調(diào)查者在過去四周內(nèi)曾經(jīng)受到過同事或者上級(jí)的語言和身體攻擊[5];而 N IOSH則估計(jì)全美每周都有18000名雇員在工作中受到來自同事或領(lǐng)導(dǎo)的各種類型的心理和身體傷害[6]。于此同時(shí),這些反生產(chǎn)行為給企業(yè)組織所帶來的負(fù)面影響也極其惡劣,例如:Camara和 Schneider(1994)曾統(tǒng)計(jì)過員工偷竊行為在美國給企業(yè)造成的損失每年達(dá)2000億美元[7];而來自 MSNBC在 1996年所做的一項(xiàng)調(diào)查則顯示,因員工欺騙行為給企業(yè)所帶來的各種直接和間接經(jīng)濟(jì)損失更是高達(dá) 4000億美元[8]。正是基于反生產(chǎn)行為給組織績效所帶來的影響,Rotundo和 Sackett(2002)認(rèn)為,反生產(chǎn)行為和組織公民行為應(yīng)該一起作為周邊績效,與任務(wù)績效共同構(gòu)建起一個(gè)完整的、多維的工作績效結(jié)構(gòu)[3]。

反生產(chǎn)行為的提出改變了人們將周邊績效等同于積極角色外行為的片面認(rèn)知,因此對(duì)于拓展角色外行為研究的系統(tǒng)性和全面性具有重要意義。然而,正如國內(nèi)學(xué)者張建衛(wèi)和劉玉新 (2008)所言:開展員工反生產(chǎn)行為研究的根本目的就在于找出其產(chǎn)生的原因,從而通過有效的控制手段降低其對(duì)組織的危害性[9]。雖然 Robinson和Greenberg(1998)以及Martinko等 (2002)學(xué)者都大致把影響員工反生產(chǎn)行為的前因變量區(qū)分為個(gè)體差異 (individual differences)和組織情境 (situational variables)兩類[10-11],但是從過去的研究情況來看,絕大多數(shù)文獻(xiàn)幾乎都集中在對(duì)個(gè)體差異及其內(nèi)部心理過程的探討上,而對(duì)導(dǎo)致個(gè)體相應(yīng)內(nèi)部心理反應(yīng)的群體與組織層面的特征缺乏足夠的重視[12]。因此,從組織層面去挖掘員工反生產(chǎn)行為的前因變量,是現(xiàn)在和未來研究反生產(chǎn)行為的重點(diǎn)之所在。本文正是基于這一新的研究視角,期望以社會(huì)控制理論為基礎(chǔ),探索作為重要組織情境的組織文化導(dǎo)致個(gè)體內(nèi)部心理差異并引起員工反生產(chǎn)行為的可能性,從而為組織從制度設(shè)計(jì)和文化建構(gòu)等層面控制員工反生產(chǎn)行為提供有效的理論基礎(chǔ)和政策建議。

二、文獻(xiàn)回顧

從組織層面來看,Trevino(1986)、W iener(1988)、W iener和 Vardi(1990)以 及 Hatch(1993)等大量學(xué)者都認(rèn)為:組織中的個(gè)體行為會(huì)受到在整個(gè)組織的價(jià)值體系中居于核心位置的組織文化的強(qiáng)烈影響[13-16];而 Hollinger和 Clark(1982)基于社會(huì)控制理論對(duì)員工反生產(chǎn)行為的早期研究也證明了組織文化對(duì)員工反生產(chǎn)行為的影響作用。

Hollinger和 Clark(1982)根據(jù)社會(huì)控制理論提出,個(gè)體在組織中的行為會(huì)受到來自兩方面力量的影響:一方面,組織成員會(huì)自覺地把其在社會(huì)生活中所積習(xí)的群體規(guī)范部分的內(nèi)化 (internalization)用以約束和檢點(diǎn)自己的行為,從而形成相應(yīng)的內(nèi)部控制機(jī)制;另一方面,組織成員的行為也需要通過各種外在力量加以調(diào)整和修正,即依靠所謂的外部控制機(jī)制。外部控制與內(nèi)部控制的界限是相對(duì)的,兩者可以相互滲透和轉(zhuǎn)化。對(duì)于正式組織而言,管理者要解決的主要問題就是外部控制機(jī)制的建立及其實(shí)施問題[17]。從外部控制的形式來看,主要有正式控制 (formal control)和非正式控制 (informal control)兩種:所謂正式控制也就是韋伯所說的科層控制或制度控制,它是以管理者的權(quán)威 (legal-rational authority)為基礎(chǔ),通過諸如解雇、降職以及停職等硬性的規(guī)章制度和管理規(guī)范對(duì)組織成員的行為進(jìn)行控制;而非正式控制也就是我們所說的“軟控制”,它以特定組織內(nèi)的組織成員間的相互影響和共同認(rèn)知為基礎(chǔ),通過人們?cè)谀骋恍袨樯系木唧w反應(yīng)所產(chǎn)生的交互作用對(duì)組織成員的行為進(jìn)行控制。Hollinger和 Clark(1982)認(rèn)為,毋庸置疑,正式控制 (即規(guī)章制度)對(duì)于減少員工的反生產(chǎn)行為具有顯著作用,但是非正式控制更是意義重大[17]。雖然 Hollinger和Clark并沒有直接指出組織文化就是非正式控制的最主要形式,但 Barker(1993)的后續(xù)研究卻說明了組織文化作為非正式控制手段的重要意義。Barker(1993)基于近十年來管理實(shí)踐界出現(xiàn)的種種新跡象提出,協(xié)和控制 (concertive control)將是繼科層控制后最有效的組織控制方式[18]。按照Barker的觀點(diǎn),協(xié)和控制不是管理者對(duì)被管理者發(fā)號(hào)施令或者強(qiáng)制其執(zhí)行,而是讓被管理者在自行決定應(yīng)當(dāng)通過什么方式才能更好的達(dá)成自我和組織目標(biāo)的過程中逐漸形成某種共識(shí)和默契,也就是共有的價(jià)值觀和組織文化,然后依靠這種共有的價(jià)值觀和組織文化對(duì)員工行為進(jìn)行管理和控制。由此可見,非正式控制也好,協(xié)和控制也罷,其核心內(nèi)容都是組織文化。國內(nèi)學(xué)者張志學(xué)等(2006)就認(rèn)為,在環(huán)境變化迅速的今天,組織文化往往比規(guī)章制度具有更強(qiáng)的適應(yīng)性和更好的控制效果:首先,當(dāng)今企業(yè)員工的受教育程度越來越高,也越來越追求自主性,所以依靠制度進(jìn)行強(qiáng)制化約束越來越不合時(shí)宜;其次,文化的彈性和無處不在的特點(diǎn)使得員工能夠自主并自發(fā)的參與解決組織所面臨的問題,從而避免了制度控制的后攝性和回應(yīng)性缺陷[19]。

與此同時(shí),我們注意到一些學(xué)者近年來對(duì)組織文化和組織氣氛間關(guān)系的比較性研究,例如Denison(1996)曾提出:雖然組織氣氛 (organizational climate)是一個(gè)在概念上與組織文化非常接近并且從屬于組織文化的研究對(duì)象,但是由于組織文化通常具有某些更深層次的、意識(shí)不到的內(nèi)涵,而組織氣氛卻意味著某些組織成員處理具體問題的方式和方法,所以組織氣氛相對(duì)于組織文化更具體且更具操作性,因此對(duì)組織氣氛的研究往往更適合于應(yīng)用心理學(xué)和行為科學(xué)的相關(guān)領(lǐng)域[20]。換句話說,組織氣氛是一種比組織文化更容易準(zhǔn)確測(cè)量的組織情境特征[21]。所以從研究的可操作性角度來看,組織氣氛對(duì)個(gè)體行為的影響要比組織文化對(duì)個(gè)體行為的影響更具有研究價(jià)值。事實(shí)上,從上個(gè)世紀(jì) 80年代開始,作為對(duì)組織整體氣氛研究的深化,各種特定類型的組織氣氛開始逐漸引起了學(xué)者們的廣泛關(guān)注,例如與創(chuàng)新行為有關(guān)的組織創(chuàng)新氣氛;與服務(wù)行為有關(guān)的組織服務(wù)氣氛;以及與員工倫理行為有關(guān)的組織倫理氣氛。例如,在 Trevino和 Youngbloos(1990)對(duì)不道德決策行為進(jìn)行研究時(shí)就發(fā)現(xiàn),組織倫理氣氛是影響員工進(jìn)行道德決策的首要因素,他們認(rèn)為員工的倫理行為與組織的倫理環(huán)境密切相關(guān),而組織倫理氣氛則是組織倫理環(huán)境的體現(xiàn)[22];Murphy等(1993)也提出組織倫理氣氛是影響員工不道德行為的重要因素,并發(fā)現(xiàn)如果組織的倫理氣氛發(fā)生改變,發(fā)生在銷售人員身上的與倫理有關(guān)的行為也會(huì)隨之改變[23]。除此之外,還有很多學(xué)者都證實(shí)了組織倫理氣氛與員工不道德行為之間存在顯著相關(guān)性[24-27]。所以基于對(duì)這些文獻(xiàn)的分析,我們認(rèn)為可以將組織倫理氣氛與員工倫理行為間關(guān)系的研究借鑒或者說擴(kuò)展到員工反生產(chǎn)行為的層面上來,而這種借鑒和擴(kuò)展也為我們?cè)诮M織層面研究文化對(duì)反生產(chǎn)行為的影響提供了一個(gè)全新的視角和有效的途徑。

三、研究假設(shè)

Victor和 Cullen(1987)認(rèn)為組織倫理氣氛既是組織在處理倫理問題上的特征,也是組織成員在什么是符合倫理的行為和應(yīng)該如何處理倫理問題兩方面所形成的共同認(rèn)知[28]。后繼的研究者基本上一致認(rèn)為,他們所定義的組織倫理氣氛不是用來直接測(cè)量組織本身的道德或倫理水平高低的,而是對(duì)組織內(nèi)占主導(dǎo)地位的倫理思維模式進(jìn)行評(píng)估和描述的。換言之,組織倫理氣氛是指組織成員在工作情境中面對(duì)他人和組織進(jìn)行決策時(shí)所采用的主導(dǎo)性思維模式,這種思維模式會(huì)從整體上影響個(gè)體對(duì)待“與倫理有關(guān)的問題”的態(tài)度、信念、動(dòng)機(jī)和行為。

組織倫理氣氛可以根據(jù)倫理標(biāo)準(zhǔn)與分析取向來進(jìn)行分類,倫理標(biāo)準(zhǔn)和分析取向各自又有 3個(gè)維度,這樣就形成了一個(gè)如下表 1所示的 3×3的矩陣[28]。因此,從理論上來看,組織倫理氣氛可能有 9種類型或者說有九個(gè)維度。根據(jù)這一理論研究成果,Victor和 Cullen(1988)開發(fā)了組織倫理氣氛問卷 (ethical climate questionnaire,ECQ),用以分析組織成員對(duì)于組織特定倫理氣氛的認(rèn)知狀況。他們對(duì)來自不同類型企業(yè)的 822名員工進(jìn)行了實(shí)證研究,通過因素分析證明了上述九種組織倫理氣氛中的 5種的確存在于各種類型的組織中,即自利導(dǎo)向 (instrumentalism oriented)、關(guān)懷導(dǎo)向 (caring oriented)、獨(dú)立導(dǎo)向 (independence oriented)、規(guī)則導(dǎo)向 (rule oriented)、法律與法規(guī)導(dǎo)向 (law and code oriented)的組織倫理氣氛[29]。

表 1 理論上推導(dǎo)出的 9種組織倫理氣氛類型

Victor和 Cullen開發(fā)的組織倫理氣氛問卷被很多研究證明具有較高的信度和效度,到目前為止,共有 30多項(xiàng)研究使用了他們?cè)O(shè)計(jì)的調(diào)查問卷。雖然該問卷在不同文化、不同國家、不同行業(yè)和不同性質(zhì)的組織中都具有較好的穩(wěn)定性,但是經(jīng)過實(shí)證研究所得出的組織倫理氣氛的類型卻并不是固定的。從總體上來看,組織倫理氣氛的結(jié)構(gòu)和測(cè)量呈現(xiàn)出兩大特點(diǎn):首先,雖然不同的研究者在實(shí)證結(jié)果中得出的組織倫理氣氛類型并不固定,但是幾乎在所有的實(shí)證研究中,都有 3種類型的組織倫理氣氛始終得到了驗(yàn)證,它們分別是自利導(dǎo)向、關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛;其次,從分析取向上來看,世界取向上的組織倫理氣氛在實(shí)證中的表現(xiàn)的很不穩(wěn)定。因此,在本研究中我們將從自利導(dǎo)向、關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向 3個(gè)維度來研究組織倫理氣氛,即我們只關(guān)注自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛、關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛和規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛對(duì)員工反生產(chǎn)行為的影響作用。

(一)自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛對(duì)反生產(chǎn)行為的影響

根據(jù)社會(huì)學(xué)習(xí)理論,人們會(huì)通過觀察他人的行為結(jié)果來決定是否學(xué)習(xí)或者模仿該行為。如果組織內(nèi)部形成了以自利為導(dǎo)向的倫理氣氛,那么組織成員在進(jìn)行與倫理問題有關(guān)的行為決策時(shí)就會(huì)認(rèn)為“自利”是組織內(nèi)占主導(dǎo)地位的思維模式,因此也就是一種符合群體規(guī)范的價(jià)值取向。于是,他們的大多數(shù)行為決策首先想到的就是如何實(shí)現(xiàn)個(gè)人利益的最大化,他們通常不會(huì)考慮自己的行為可能給他人或組織造成的影響,并且很容易為了自己的利益而犧牲他人、團(tuán)隊(duì)以及組織的整體利益。可以想象,如果組織中的絕大多數(shù)員工幾乎都不考慮自己的行為給他人、團(tuán)隊(duì)以及組織所帶來的負(fù)面影響的話,那么其行為受到約束的可能性就大大下降,因此出現(xiàn)反生產(chǎn)行為的可能性也就大大提升。Horning(1970)在對(duì)制造業(yè)內(nèi)藍(lán)領(lǐng)工人的偷竊行為進(jìn)行研究時(shí)發(fā)現(xiàn),如果組織成員都從滿足自身利益的角度出發(fā)將某些公共財(cái)產(chǎn)看成是“所有權(quán)不確定的東西”,那么將那些被定義為“所有權(quán)不確定的”的公共財(cái)產(chǎn)據(jù)為己有的偷竊行為就會(huì)在組織中肆意蔓延[30]。Kwok等 (2005)認(rèn)為,當(dāng)組織中有眾多自利的組織成員通過違反組織規(guī)范的行為獲得了相應(yīng)的利益時(shí),人們就會(huì)紛紛效仿[31]。因此我們提出如下假設(shè):

假設(shè) 1:自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛與員工反生產(chǎn)行為的各個(gè)維度之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系,即員工感知到組織倫理氣氛的自利導(dǎo)向越強(qiáng),其表現(xiàn)出的反生產(chǎn)行為也就越多。

(二)關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛對(duì)反生產(chǎn)行為的影響

如果組織內(nèi)部形成了以仁愛和關(guān)懷為導(dǎo)向的倫理氣氛,那么組織成員在進(jìn)行與倫理問題有關(guān)的行為決策時(shí)就會(huì)認(rèn)為“關(guān)注他人利益”是組織內(nèi)占主導(dǎo)地位的思維模式,因此只有與同事和組織之間互助互愛才是一種符合群體規(guī)范的價(jià)值取向。于是,他們的行為決策就不僅僅只關(guān)心自己的利益實(shí)現(xiàn),還會(huì)考慮那些受自己行為影響的利益相關(guān)者,并試圖追求自我、團(tuán)體以及組織整體利益的平衡。在關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛下,彼此體諒和關(guān)懷的組織成員之間有了溝通與交流的可能性,這使得他們?cè)鲞M(jìn)了彼此之間的情感,獲得了從利益到心理上的滿足。于是,他們一方面不再需要通過反生產(chǎn)行為來進(jìn)行利益和心理補(bǔ)償,另一方面也產(chǎn)生了控制自己出現(xiàn)反生產(chǎn)行為的強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)。事實(shí)上,根據(jù)社會(huì)交換理論和互惠原則,當(dāng)員工從組織中獲得了正向的心理體驗(yàn)時(shí),他們就傾向于表現(xiàn)出積極的行為并且抑制自己的消極行為[32]。Loch等 (1996)的研究表明,組織倫理氣氛中的仁愛和關(guān)懷導(dǎo)向與組織成員積極的倫理態(tài)度有著顯著的正相關(guān)性[33],而當(dāng)組織成員擁有積極的倫理態(tài)度時(shí),他們出現(xiàn)反生產(chǎn)行為的可能性就會(huì)大大降低。因此我們提出如下假設(shè):

假設(shè) 2:關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛與員工反生產(chǎn)行為的各個(gè)維度之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,即員工感知到組織倫理氣氛的關(guān)懷導(dǎo)向越強(qiáng),其表現(xiàn)出的反生產(chǎn)行為也就越少。

(三)規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛對(duì)反生產(chǎn)行為的影響

如果組織內(nèi)部形成了以規(guī)則為導(dǎo)向的倫理氣氛,那么組織成員在進(jìn)行與倫理問題有關(guān)的行為決策時(shí)就會(huì)認(rèn)為“遵守規(guī)則”是組織內(nèi)占主導(dǎo)地位的思維模式,因此只有嚴(yán)格按照既定的規(guī)章制度辦事才是符合群體規(guī)范的價(jià)值取向。于是,個(gè)體決策就會(huì)以組織原則和各種制度為準(zhǔn)繩,嚴(yán)格遵守組織制定的相關(guān)行為規(guī)范和規(guī)章制度,執(zhí)行組織命令。然而有必要說明的是,以規(guī)則為導(dǎo)向的組織倫理氣氛和科層控制 (即制度化控制)的本質(zhì)區(qū)別在于:前者是組織成員通過相互影響和交互作用而形成的在組織內(nèi)占主導(dǎo)地位的思維模式和價(jià)值觀,它屬于一種非常有效的外部非正式控制形式,并且,這種非正式控制很可能被組織成員在一定程度上逐步內(nèi)化為自我內(nèi)部控制;但是,后者從本質(zhì)上來看僅僅只是一種外部的正式控制,兩者在控制效果上存在顯著差異。Tim和 Chery(2000)通過實(shí)證的方法研究了組織倫理氣氛對(duì)組織成員的倫理判斷和行為意圖之間關(guān)系的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn),強(qiáng)調(diào)社會(huì)責(zé)任、組織規(guī)則和職業(yè)操守的倫理氣氛對(duì)個(gè)體的道德判斷與行為意圖間的關(guān)系具有顯著的有調(diào)節(jié)作用[34]。具體的說,如果組織內(nèi)部形成了以規(guī)則為導(dǎo)向的倫理氣氛,那么即使是個(gè)體的倫理判斷水平很低,也不容易出現(xiàn)反生產(chǎn)行為的意圖和傾向。因此我們提出如下假設(shè):

假設(shè) 3:規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛與員工反生產(chǎn)行為的各個(gè)維度之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,即員工感知到組織倫理氣氛的規(guī)則導(dǎo)向越強(qiáng),其表現(xiàn)出的反生產(chǎn)行為也就越少。

四、數(shù)據(jù)收集與實(shí)證分析

(一 )研究對(duì)象

本研究通過網(wǎng)絡(luò)和信函兩種方式匿名采集研究樣本:截至 2009年 2月 25日止,我們陸續(xù)收到來自廈門、泉州、成都、武漢、北京和深圳的 21家企業(yè) (其中 15家民企、3家國企、3家外企)的員工填答的總計(jì) 406份紙質(zhì)問卷;與此同時(shí),截至 2009年2月 20日止,我們還在網(wǎng)絡(luò)上收集了來自 15家企業(yè) (其中 9家民企、4家國企、2家外企)的員工填答的 36份電子郵件問卷①。通過對(duì)總計(jì) 442份問卷的認(rèn)真研判,剔除應(yīng)答題項(xiàng)嚴(yán)重缺失的問卷 28份 (包括個(gè)人信息在內(nèi)的空白題項(xiàng)超過 6個(gè)的問卷被界定為嚴(yán)重信息缺失的問卷),以及填寫存在明顯前后矛盾的問卷 58份 (對(duì)于多個(gè)同類問題的回答完全不一致的問卷被界定為前后矛盾的問卷)。最終,本次研究共收集有效紙質(zhì)問卷 326份,有效電子問卷 30份,總計(jì) 356個(gè)樣本。經(jīng)初步統(tǒng)計(jì),這些研究樣本主要來自服裝制造業(yè)、造紙及紙制品制造業(yè)、機(jī)械設(shè)備和電子元器件制造業(yè)、銀行和證券業(yè)、零售和貿(mào)易業(yè)以及房地產(chǎn)業(yè)。其中,來自民企、國企和外企的樣本占總樣本的比率分別為 61.2%、26.4%和 12.4%,男性樣本占樣本總數(shù)的比率為 39%,樣本平均年齡為 32.9歲,大學(xué)本科以上學(xué)歷者占 85.5%,在本單位的平均工作年限為 3.68年。

(二 )測(cè)量工具

員工感知到的自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛參照Victor和 Cullen(1988)以及 Elm和 Nichols(1993)的研究成果[29,35],采用 6個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行測(cè)量,例如“在我們公司,員工總是想從別人身上占點(diǎn)便宜”,等等。員工感知到的關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛參照 Victor和 Cullen(1988)以及 Elm 和 Nichols(1993)的研究成果[29,35],采用 5個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行測(cè)量,例如“在我們公司,員工之間都彼此互相關(guān)照”,等等。而員工感知到的規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛參照 Victor和 Cullen(1988)的主要研究成果[29],采用 4個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行測(cè)量,例如“在我們公司,只有遵守規(guī)章制度的員工才能取得職業(yè)成功”,等等。上述問卷采用Likert五點(diǎn)計(jì)分的方式進(jìn)行自我報(bào)告。如下表 2所示:經(jīng)檢驗(yàn),各分量表的內(nèi)部一致性信度 (Cronbach's Alpha)系數(shù)分別為 0.916、0.867和0.882,這表明其具有較好的內(nèi)部一致性信度。而在效度檢驗(yàn)方面,考慮到本研究認(rèn)為組織倫理氣氛主要由三個(gè)不同的維度構(gòu)成,即自利導(dǎo)向、關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向,所以我們利用結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)組織倫理氣氛的三因素結(jié)構(gòu)進(jìn)行了驗(yàn)證性因子分析,并與可資比較的因素結(jié)構(gòu)模型 (通過合并相應(yīng)的因素而獲得的兩因素模型和單因素模型)進(jìn)行系統(tǒng)比對(duì)后發(fā)現(xiàn),組織倫理氣氛的三因素模型是最佳模型 (χ2/df=2.721,RMSEA=0.056,GFI=0.912),其各項(xiàng)擬合指標(biāo)都明顯的優(yōu)于兩因素模型和單因素模型。并且在三因素模型下,所有項(xiàng)目的因子載荷均超過 0.65,這表明我們翻譯和改編的組織倫理氣氛測(cè)量量表具有較好的聚合效度和區(qū)分效度。

員工反生產(chǎn)行為采用我們針對(duì)中國文化情境的特殊性自行開發(fā)的量表進(jìn)行測(cè)量。根據(jù)我們之前的一項(xiàng)研究,中國文化情境下的員工反生產(chǎn)行為由五個(gè)維度具體構(gòu)成,即工作怠惰行為、公司政治行為、瀆職濫權(quán)行為、貪墨侵占行為和敵對(duì)破壞行為[36]。具體而言,工作怠惰行為利用 7個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行測(cè)量,包括“工作時(shí)間網(wǎng)上購物或使用私人聊天工具”,等等;公司政治型行為利用6個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行測(cè)量,包括“利用職權(quán)或工作之便報(bào)復(fù)同事”,等等;瀆職濫權(quán)行為利用 7個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行測(cè)量,包括“工作時(shí)間利用互聯(lián)網(wǎng)等途徑從事私人商業(yè)活動(dòng)”,等等;貪墨侵占行為利用 6個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行測(cè)量,包括“在未經(jīng)許可的情況下將公司財(cái)物據(jù)為己有”,等等;而敵對(duì)破壞行為利用 6個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行測(cè)量,包括“抵制與公司各項(xiàng)改革有關(guān)的新制度或新安排”,等等。上述所有分量表均采用 Likert五點(diǎn)計(jì)分的方式進(jìn)行自我報(bào)告。如下表3所示:經(jīng)檢驗(yàn),各分量表的內(nèi)部一致性信度(Cronbach's Alpha)系數(shù)分別為 :0.851、0.802、0.821、0.826和 0.830,這表明本研究采用的反生產(chǎn)行為測(cè)量量表具有較好的內(nèi)部一致性信度水平。而在效度檢驗(yàn)方面,我們利用結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)反生產(chǎn)行為的五因素結(jié)構(gòu)進(jìn)行了驗(yàn)證性因子分析,并與可資比較的因素結(jié)構(gòu)模型 (通過合并相應(yīng)的因素而獲得的四因素模型、三因素模型、兩因素模型和單因素模型)進(jìn)行系統(tǒng)比對(duì)后發(fā)現(xiàn),反生產(chǎn)行為的五因素模型是最佳模型(χ2/df=3.006,RMSEA =0.082,GFI=0.903),其各項(xiàng)擬合指標(biāo)都明顯的優(yōu)于其它因素結(jié)構(gòu)模型。并且在 5因素模型下,所有項(xiàng)目的因子載荷均超過 0.50,這表明我們采用反生產(chǎn)行為測(cè)量量表具有一定的聚合效度和區(qū)分效度。

表 2 組織倫理氣氛的測(cè)量維度及其信效度分析

(三)假設(shè)檢驗(yàn)與優(yōu)勢(shì)分析

為了控制人口統(tǒng)計(jì)變量的影響,我們?cè)跀?shù)據(jù)分析前對(duì)部分人口統(tǒng)計(jì)變量進(jìn)行了虛擬變量處理,具體處理方法是分類變量的各水平間的對(duì)比賦值。表 4是人口統(tǒng)計(jì)變量、組織倫理氣氛和反生產(chǎn)行為的描述性統(tǒng)計(jì)和簡(jiǎn)單相關(guān)分析的結(jié)果,由于人口統(tǒng)計(jì)變量往往反映了多個(gè)因素的共同影響,因此本文對(duì)人口統(tǒng)計(jì)變量與主變量之間的相關(guān)系數(shù)不做過多引申性分析。

為了檢驗(yàn)不同類型的組織倫理氣氛和反生產(chǎn)行為各維度之間的關(guān)系,我們采用了層次回歸 (hierarchical regression)的方法:第一步,把所有人口統(tǒng)計(jì)變量作為自變量,員工反生產(chǎn)行為作為因變量構(gòu)建回歸模型 1;第二步,我們利用人口統(tǒng)計(jì)變量作為控制變量,組織倫理氣氛作為解釋變量,反生產(chǎn)行為作為因變量一起構(gòu)建回歸模型 2。在這個(gè)回歸分析的過程中,我們主要關(guān)注層次回歸模型結(jié)果的兩個(gè)方面:首先,因變量的方差是否因?yàn)榧尤肓私M織倫理氣氛作為解釋變量而有所變化,且這種變化是否顯著;其次,作為解釋變量的組織倫理氣氛的在回歸方程中標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù) (Beta值)的符號(hào)、大小及其顯著性。

在使用層次回歸模型的過程中,我們還對(duì)各變量的方差膨脹因子 (variance inflation factor,V IF)進(jìn)行了檢驗(yàn):回歸模型中各自變量的方差膨脹因子均小于 3.5(下表 5中未具體列出:自利導(dǎo)向 =3.220;關(guān)懷導(dǎo)向 =2.438;規(guī)則導(dǎo)向 =1.746),因此可以判定回歸模型中各主要變量不存在多重共線性問題。一般認(rèn)為,VIF值小于 10時(shí),各變量之間就不存在嚴(yán)重的多重共線性問題 (張文彤,2002;郭志剛,2004)。

表 4 人口統(tǒng)計(jì)變量、組織倫理氣氛和反生產(chǎn)行為的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果(N=356)

表 5 組織倫理氣氛與反生產(chǎn)行為間關(guān)系的層次回歸結(jié)果(N=356)

從表 5中我們還可以清楚地看到:人口統(tǒng)計(jì)變量對(duì)員工越軌行為的影響并不顯著,所有人口統(tǒng)計(jì)變量對(duì)員工反生產(chǎn)行為各個(gè)維度的方差最多只能提供 5.7%的解釋。但是,在將組織倫理氣氛作為解釋變量引入回歸模型后,不但可以解釋的方差大幅提高 (ΔR2在 0.112至 0.183之間),而且模型的 F值檢驗(yàn)也都在 p<0.01的水平下達(dá)到顯著,這說明回歸模型擬合的較好,組織倫理氣氛對(duì)員工反生產(chǎn)行為具有顯著的解釋能力。

首先,自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛與公司政治(β =0.464,p<0.01)、瀆職濫權(quán) (β =0.309,p<0.01)、貪墨侵占 (β=0.222,p<0.05)和敵對(duì)破壞 (β=0.323,p<0.01)行為之間的回歸系數(shù)均顯著,只是與工作怠惰行為之間的回歸系數(shù) (β=0.062)未達(dá)到相應(yīng)的顯著水平。這表明,員工感知到的組織內(nèi)自利導(dǎo)向的倫理氣氛與其反生產(chǎn)行為的多個(gè)維度之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系,所以我們可以據(jù)此判定假設(shè) 1得到支持。其次,關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛只與工作怠惰 (β=-0.211,p<0.05)行為之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,但與公司政治 (β=-0.067)、瀆職濫權(quán) (β=-0.054)、貪墨侵占 (β=-0.151)和敵對(duì)破壞 (β=-0.042)行為之間的關(guān)系卻并不顯著。這表明,員工感知到的組織內(nèi)關(guān)懷導(dǎo)向的倫理氣氛只與反生產(chǎn)行為的一個(gè)維度之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,這與我們的研究假設(shè)不太相符,所以我們可以據(jù)此判定假設(shè) 2基本不支持。最后,規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛與工作怠惰 (β=-0.243,p<0.01)、貪墨侵占 (β =-0.173,p<0.01)和敵對(duì)破壞 (β =-0.174,p<0.01)行為之間的回歸系數(shù)均顯著,只是與公司政治 (β=-0.010)和瀆職濫權(quán) (β=-0.075)行為之間的回歸系數(shù)未達(dá)到相應(yīng)的顯著水平。這表明,員工感知到的組織內(nèi)規(guī)則導(dǎo)向的倫理氣氛與其反生產(chǎn)行為的多個(gè)維度之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,所以我們可以據(jù)此判定假設(shè) 3得到部分支持。

從上述層次回歸分析的結(jié)果來看:關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛能夠有效預(yù)測(cè)工作怠惰行為;自利導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛能有效預(yù)測(cè)貪墨侵占行為;而自利導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛能有效預(yù)測(cè)敵對(duì)破壞行為。但接下來的問題是,它們?cè)谟绊戇@些反生產(chǎn)行為的過程中誰的相對(duì)重要性更高呢?為了回答這個(gè)問題,本研究采用了一種新的統(tǒng)計(jì)分析方法,即優(yōu)勢(shì)分析法 (dominance analysis)來判定不同類型的組織倫理氣氛在影響員工反生產(chǎn)行為過程中的相對(duì)重要性。與傳統(tǒng)的方法相比較,優(yōu)勢(shì)分析將各預(yù)測(cè)指標(biāo)對(duì)因變量總方差的貢獻(xiàn)分解為已預(yù)測(cè)方差的百分比,從而使各預(yù)測(cè)指標(biāo)的相對(duì)重要性得以更精確地表現(xiàn)出來;同時(shí),優(yōu)勢(shì)分析產(chǎn)生的各預(yù)測(cè)指標(biāo)的已預(yù)測(cè)方差百分比還具有模型獨(dú)立性特征,不受多元回歸中不同預(yù)測(cè)指標(biāo)不同組合的影響。目前,優(yōu)勢(shì)分析已經(jīng)成為分析預(yù)測(cè)變量相對(duì)重要性的主要手段,對(duì)優(yōu)勢(shì)分析法的具體介紹可參見李超平和時(shí)勘[37]的相關(guān)研究。由于優(yōu)勢(shì)分析尚未有專門的統(tǒng)計(jì)軟件可供使用,因此本研究借助 SPSS16.0采用手工計(jì)算的方式具體進(jìn)行優(yōu)勢(shì)分析①。

1.組織倫理氣氛影響工作怠惰行為的優(yōu)勢(shì)分析 從表 6的優(yōu)勢(shì)分析結(jié)果可以看出:對(duì)于組織倫理氣氛影響工作怠惰行為的回歸方程來說,在已經(jīng)被解釋的部分方差中,員工感知到的關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛貢獻(xiàn)了 46.08%的可解釋方差,而員工感知到的規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛貢獻(xiàn)了 53.92%的可解釋方差。這表明在共同影響工作怠惰行為時(shí),員工感知到的規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛比關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛更為重要。

表 6 不同組織倫理氣氛影響工作怠惰行為的相對(duì)貢獻(xiàn)

2.組織倫理氣氛影響貪墨侵占行為的優(yōu)勢(shì)分析 從表 7的優(yōu)勢(shì)分析結(jié)果可以看出:對(duì)于組織倫理氣氛影響貪墨侵占行為的回歸方程來說,在已經(jīng)被解釋的部分方差中,員工感知到的自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛貢獻(xiàn)了 59.38%的可解釋方差,而員工感知到的規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛只貢獻(xiàn)了 40.14%的可解釋方差。這表明在共同影響工作怠惰行為時(shí),員工感知到的自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛比規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛更為重要。

表 7 不同組織倫理氣氛影響貪墨侵占行為的相對(duì)貢獻(xiàn)

3.組織倫理氣氛預(yù)測(cè)敵對(duì)破壞行為的優(yōu)勢(shì)分析 從表 8的優(yōu)勢(shì)分析結(jié)果可以看出:對(duì)于組織倫理氣氛影響敵對(duì)破壞行為的回歸方程來說,在已經(jīng)被解釋的部分方差中,員工感知到的自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛貢獻(xiàn)了 59.74%的可解釋方差,而員工感知到的規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛只貢獻(xiàn)了 40.26%的可解釋方差。這表明在共同影響敵對(duì)破壞行為時(shí),員工感知到的自利導(dǎo)向的組織倫理氣氛比規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛更為重要。

表 8 不同組織倫理氣氛導(dǎo)向影響敵對(duì)破壞行為的相對(duì)貢獻(xiàn)

五、研究結(jié)論與展望

雖然有西方學(xué)者曾經(jīng)研究過組織公平對(duì)員工反生產(chǎn)行為的影響,并得到了一些重要的研究結(jié)論[38-39],但這些研究基本上都是以分析個(gè)體性格特征等主體差異為研究重點(diǎn)的,組織情境因素只是被順帶做了分析。因此,為了拓展在組織情境層面對(duì)員工反生產(chǎn)行為產(chǎn)生重要影響的因素所進(jìn)行的研究,本文從組織倫理氣氛的視角進(jìn)行了有效的嘗試。結(jié)果發(fā)現(xiàn),3種重要類型的組織倫理氣氛和員工反生產(chǎn)行為之間的關(guān)系在本研究中得到了一定的證實(shí),尤其是員工感知到的自利導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛與多種類型的反生產(chǎn)行為顯著相關(guān),這與大多數(shù)研究組織倫理氣氛和員工倫理行為間關(guān)系的學(xué)者所得到的結(jié)論是一致的[24-27]。因此,從理論上來看,本研究的基本結(jié)論說明,組織情境必須作為學(xué)者們進(jìn)一步探索影響員工反生產(chǎn)行為的重要途徑;而從管理實(shí)踐上來看,本研究的基本結(jié)論說明,作為組織文化的重要組成部分和具體內(nèi)容,在組織中避免或塑造某些特定類型的倫理氣氛,對(duì)于有效的控制和管理員工的反生產(chǎn)行為,使之與組織目標(biāo)保持一致,具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。

雖然近年來組織倫理方面的問題逐漸受到了國內(nèi)企業(yè)管理者的重視,但是其關(guān)注的重點(diǎn)主要還集中在組織制度化倫理系統(tǒng)的建設(shè)這個(gè)層面,例如企業(yè)倫理規(guī)章制度建設(shè)、倫理咨詢、倫理教育和培訓(xùn)等?？涩F(xiàn)實(shí)表明,這種做法存在很大程度上的局限性:一方面,隨著企業(yè)所處的環(huán)境日趨動(dòng)態(tài)復(fù)雜,企業(yè)與員工所面臨的規(guī)范問題和倫理困境往往是全新的,解決問題的途徑也就沒有什么先例可循,因此制度化企業(yè)倫理系統(tǒng)的功能與效用的發(fā)揮會(huì)受到很大的限制;另一方面,組織制度化倫理系統(tǒng)發(fā)揮作用的關(guān)鍵還在于組織成員對(duì)組織倫理環(huán)境 (倫理規(guī)章制度只是倫理環(huán)境的一個(gè)方面)的認(rèn)同與內(nèi)化。所以,僅僅依靠制度化或者科層控制的方式來治理組織中的員工反生產(chǎn)行為是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的,而把制度化倫理系統(tǒng)的建設(shè)當(dāng)成解決反生產(chǎn)行為問題的措施,同樣沒有走出簡(jiǎn)單的依靠正式控制的辦法來解決員工反生產(chǎn)行為問題的窠臼。事實(shí)上,企業(yè)應(yīng)該更多地從行為科學(xué)的角度入手來探索解決問題的有效途徑,而組織倫理氣氛的塑造和培育就是一個(gè)現(xiàn)實(shí)而可行的操作方案。因?yàn)閱T工反生產(chǎn)行為的改善和控制不僅與組織的規(guī)章制度、教育培訓(xùn)有著密切的關(guān)系,也與組織是否存在支持、鼓勵(lì)相關(guān)行為的倫理氣氛密切相關(guān)。組織倫理氣氛的塑造和培育不僅有利于提高員工的組織認(rèn)同,進(jìn)而促進(jìn)其組織承諾感和工作滿意度,而且還可以減少員工的反生產(chǎn)行為,提高組織的周邊績效,推動(dòng)組織的可持續(xù)性發(fā)展。從這個(gè)意義上來說,組織倫理氣氛的塑造和培育是一條從根本上解決員工反生產(chǎn)行為問題的重要途徑,只有在組織中不斷的塑造和強(qiáng)化積極的倫理氣氛,才能有效的控制員工在動(dòng)態(tài)環(huán)境下可能出現(xiàn)的種種不符合組織利益和阻礙組織目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的反生產(chǎn)行為。

但是我們也發(fā)現(xiàn),在實(shí)證研究中,關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛與員工反生產(chǎn)行為的多個(gè)維度間的關(guān)系并不顯著,這與本研究的理論假設(shè)之間存在較大的差異。對(duì)此,我們認(rèn)為可能的解釋是:從人性的角度來看,個(gè)體總是渴望能夠從他人那里得到關(guān)愛和幫助,因此如果在特定的組織中無法得到同事和領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)愛與幫助,個(gè)體就會(huì)有受挫感并產(chǎn)生相應(yīng)的不滿情緒;但是,一旦個(gè)體從組織中持續(xù)獲得了同事和領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)愛與幫助后,又有可能會(huì)覺得獲得他人的關(guān)愛和幫助是一件理所當(dāng)然的事情,因此也就會(huì)對(duì)此不以為然了。于是,我們認(rèn)為,關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛和自利導(dǎo)向、規(guī)則導(dǎo)向的組織倫理氣氛之間所存在的最大不同之處就在于,它和員工反生產(chǎn)行為之間的關(guān)系不是簡(jiǎn)單的此消彼長的線性關(guān)系——當(dāng)它處于一定水平之下時(shí),它與員工反生產(chǎn)行為之間可能存在顯著的正相關(guān)關(guān)系;但是當(dāng)它達(dá)到一定水平后,它與員工反生產(chǎn)行為之間的關(guān)系就會(huì)變得不再顯著或者說無關(guān)了。從本研究的實(shí)證數(shù)據(jù)來看,關(guān)懷導(dǎo)向的組織倫理氣氛的樣本均值達(dá)到了 2.586,這表明從總體上來看,本次研究所調(diào)查的被試者對(duì)組織中關(guān)懷導(dǎo)向的倫理氣氛有相對(duì)比較好的感知。所以對(duì)于這些樣本而言,可能組織倫理氣氛與員工反生產(chǎn)行為之間的相關(guān)性會(huì)變得不再顯著。

當(dāng)然,導(dǎo)致上述研究結(jié)論的原因還有可能是由于采用的是橫截面數(shù)據(jù) (cross-sectional data)以及所有調(diào)查都是基于被試的自我報(bào)告所引起的。因此,為了更好的檢驗(yàn)本研究所提出的基礎(chǔ)性假設(shè),后續(xù)研究可以考慮盡可能的采用自我報(bào)告和他評(píng)相結(jié)合的方式獲取樣本數(shù)據(jù),并適當(dāng)考慮收集時(shí)間序列數(shù)據(jù) (panel data)和采用縱向研究的方法 (longitudinal approach)以保證研究結(jié)論的可靠性。與此同時(shí),考慮到數(shù)據(jù)收集的便利性問題,本研究對(duì)員工反生產(chǎn)行為的測(cè)量采用的是作者針對(duì)中國文化情境開發(fā)的本土量表,而西方學(xué)者其實(shí)也針對(duì)中國文化情境進(jìn)行過量表開發(fā)[40],因此后續(xù)研究可以考慮利用其他量表對(duì)本文的相關(guān)假設(shè)進(jìn)行更為廣泛的探討。

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(本文責(zé)編:海 洋)

An Empirical Research of the Relationship between Organ izational Culture and Counterproductive Behavior——the Perspective ofOrganizational Ethical Climate

L IU Wen-bin,J ING Run-tian
(School of M anagem ent and Econom ics,UESTC,Chengdu610054,China)

In the past ten years,Western scholars have fostered an increased interest in researching the negative extrarole behavior such as employee counterproductive behavior.To date,relatively research has the disproportionate emphasis on the individual difference and internalmentality as the antecedent of counterproductive behavior,but ignores the influence of organizational context.Using social control theory,this paper discussed the affect of organizational culture to counterproductive behavior through the perspective of organizational ethical behavior.After empirical analysis of the 356 questionnaires,we demonstrated that instrumentalism oriented,caring oriented and rule oriented ethical climate had significant influence to counterproductive behavior.Our analysis showed that create and avoid some kind of ethical climate can control and reduce employee counterproductive behavior.

counterproductive behavior;organizational culture;organizational ethical behavior;social control

F270

A

1002-9753(2010)09-0118-13

2010-03-15

2010-08-18

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(70872017);中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金資助項(xiàng)目(ZYGX2009J110)

劉文彬 (1982-),男,浙江衢州人,電子科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院講師,博士,研究方向:組織文化、領(lǐng)導(dǎo)行為。