基于情緒中介機制的辱虐管理與偏差行為

孫 旭，嚴 鳴，儲小平

1 廣東工業大學 管理學院，廣州510006

2 中山大學 嶺南學院，廣州510275

1 引言

近10年學界對組織中的負向行為或有害行為的研究日益增加［1］。偏差行為(deviance behavior，DB)是一種違反組織規范、故意傷害組織和他人的有害行為，是員工負面行為的典型代表，常見的有消極怠工、偷竊以及對同事侮辱、誹謗、散布謠言等［2］。從組織層面看，員工偏差行為是工作場所中一種普遍現象，不僅給組織造成高昂的成本，而且極具破壞力［3］。但是作為一種自發性角色外行為，其行為過程不易監控，特別是一些偏差行為(如偷竊)具有很強的隱蔽性，已成為管理過程中的一個難題。

2 相關研究評述

理清偏差行為的成因和動機機制是偏差行為研究的焦點。學者們集中探討偏差行為的成因，大量研究表明偏差行為是個體對特定情境的回應，特別是領導者的辱虐管理與員工的偏差行為高度相關［2，4-7］。辱虐管理指主管對下屬持續表現出語言或非語言的敵意行為，但不含身體的接觸［8］，屬于一種負向的領導行為。沿用社會交換的視角，學界普遍認為偏差行為是員工回應辱虐管理的一種表現，即被辱虐的員工會負向互惠主管的辱虐行為，投入有害于組織和其他員工的偏差行為，報復主管的虐待［7］。

雖然負向行為交換的視角很好地解釋了偏差行為的主因，但是未對偏差行為的心理驅動力進行說明。探尋何種動機驅使員工投入負向交換時，社會交換理論無法解釋負向交換的心理動力機制，這使我們在實踐中無法提出有效的干預策略規避偏差行為。為了彌補這一不足，有研究從認知動機視角探尋辱虐管理誘發偏差行為的心理動機。它們以組織公正理論為理論基礎，認為員工展現偏差行為是為了修復自我的不公正感知，因為在相互依賴的工作關系中領導的辱虐行為是一種不公正的對待［6，9］。但偏差行為的動機并不局限于認知因素［10］，情感事件理論(affective event theory，AET)認為個體行為是情緒驅動的結果。組織公正理論假定員工是一個理性的決策者，偏差行為是對情境信息進行理性認知加工形成不公正感知進而做出行為反應的結果。但事實上人們常常因為“感情用事”而違背理性的信條，因環境而產生的負面情緒在社會心理學和車間文化中都有體現，員工的情緒狀態常常干擾個體的決策和行動［11］。完整地理解偏差行為的心理動機是有效治理的基礎，忽略偏差行為的情緒動機將使偏差行為的治理效果大打折扣［12］。

另外，現有研究將偏差行為作為一個整體構念，而偏差行為本身是由多種不同類的行動組合而成的。依據偏差行為指向對象，偏差行為可分為主管偏差行為和組織偏差行為［5］。雖然學界認可員工展現兩類偏差行為的傾向存在差異［5］，但對受虐員工更傾向于展現何種偏差行為的研究卻存在兩種不同的理論觀點。人際互動的報復機制［13］認為，“以牙還牙”普遍存在于人際互動中，因此被辱虐的員工更傾向于直接表達報復，針對主管展現偏差行為，以減少主管的辱虐，實現自我利益的保護。而權力依賴理論認為，由于施虐者與受虐者權力地位的懸殊，直接報復將招致主管更多的敵意行動，因此受虐者更傾向于間接回應方式，更多展現組織偏差行為［5］。由于缺少研究比較員工展現兩種偏差行為的傾向，使我們無法判別兩種沖突理論觀點的有效性，而在實踐中對偏差行為的治理也失去側重點和針對性。

為了彌補這些研究不足，本研究整合社會交換理論和情感事件理論，探索偏差行為產生的情緒機制，研究框架見圖1。本研究認為，因情境而產生的消極情緒(情緒性動機)可能是偏差行為的一個重要驅動力。情緒動機代表一種非理性的行為驅動力，這不同于理性的認知動機［14］，而體現負向社會交換的偏差行為很可能是非理性情緒驅動的結果。本研究進一步解釋情緒如何驅使員工在負向社會交換中產生偏差行為，拓展偏差行為產生機制的研究。本研究以主管和組織偏差行為為結果變量，比較辱虐管理和消極情緒影響兩種偏差行為的強弱差異，在理論上理清兩種觀點的爭議，在實踐中為有針對性的治理偏差行為提供理論指導。

3 研究假設

3.1 辱虐管理與員工偏差行為

辱虐管理是一種破壞型的領導風格。此種領導風格下，領導常常表現出各種非身體接觸的敵意行為，如冷漠、吼叫、利用權力奚落和貶低員工等［15］。因此，辱虐管理常常被員工視為一種不當對待甚至人際虐待［6］。偏差行為是一種違反組織規范、故意傷害組織和他人的有害行為，是員工負面行為的典型代表。作為一種人際虐待，辱虐管理下受虐員工常常被激勵展現有害行為［16］，這一現象可以通過社會交換理論的消極互惠［7］加以解釋。社會交換理論認為，當一方施惠另一方時，另一方會產生回報的義務感，通過各種方式回報施惠者，雙方形成積極對待交換積極對待的互惠關系，即積極互惠;相反，當一方受到另一方的不當對待時，雙方形成“以牙還牙”的消極互惠［17］。消極互惠闡述了一種互惠雙方間的行動規范，即當一方受到另一方的不當對待時，受害方傾向于采用報復性行動回應施虐者的行為［18］。遵循消極互惠規范的報復行動能夠修復不公正感知，阻礙進一步的虐待行為，幫助受虐者實現自我利益［7］。因此，消極互惠很好地解釋了互惠雙方間為什么存在“以牙還牙”的報復行為。

由于領導的雙重代表性，既代表個人又代表組織，在領導與部屬的互動中存在領導-員工和組織-員工兩種形式的社會交換［19］。在領導-員工的交換關系中，既存在積極互惠，也存在消極互惠。若領導展現辱虐行為，對部屬實施人際虐待，認知受到不當對待或辱虐的員工會遵循消極互惠規范投入針對主管的偏差行為，報復施虐的主管［7］，阻礙進一步的虐待行為。而員工視領導為組織的代表，如果領導實施辱虐管理，員工可能會認為組織并不重視他們［20］。并且，組織對領導的行為負有道德和法律的責任，部屬會將領導的辱虐部分歸因于組織，這將損害員工與組織間的交換關系［20］。因此，員工會將辱虐管理部分歸咎為組織的不當對待［21］，進而遵循消極互惠規范進行有害于組織的偏差行為?？偟膩碚f，領導的辱虐管理行為會引發員工與領導和組織之間的消極互惠，從而促使員工產生偏差行為。因此，本研究提出假設。

圖1 研究框架Figure 1 Research Framework

H1領導的辱虐管理與員工的主管偏差行為和組織偏差行為正相關。

雖然辱虐管理影響主管和組織偏差行為，但其對二者影響的強度可能存在差異。權力依賴理論認為，由于權力的不平衡，交換雙方中一方更加依賴另一方有價值的資源，這將限制低權方實現自我利益的行動［22］。在領導-部屬的消極互惠中，由于領導與部屬權力地位的差異，當領導濫用權力辱虐部屬時，部屬尋求直接報復領導的行動意向并不強［23］。權力的不平衡使部屬更加依賴領導的有價值資源，而這將限制部屬實現自我利益的行動，減弱部屬直接報復主管的傾向［24］。而且，選擇直接報復領導的成本也非常高昂，不僅招致領導更多的敵意行為，還會破壞領導-部屬間的人際關系［25］。因此，雖然消極互惠激勵部屬展現報復行動，但考慮到權力的懸殊，部屬針對領導的偏差行為將受到一定程度的抑制。組織對于領導的辱虐行為承擔部分責任，在直接報復領導不易實施時，部屬可能會轉而采取間接報復方式展現組織偏差行為［7］。而且，由于組織偏差行為不破壞人際關系，相對主管偏差行為而言，成本相對較低。因此，受虐員工將更多的展現組織偏差行為，本研究提出假設。

H2領導的辱虐管理對組織偏差行為的影響強于其對主管偏差行為的影響。

3.2 消極情緒的中介機制

員工在工作中體驗的情緒類型可分為積極情緒和消極情緒。由于積極情緒和消極情緒的影響路徑相對獨立［26］，研究者可以根據需要聚焦積極情緒或消極情緒。本研究關注工作中的負面因素，因此將重點探討消極情緒的影響機制。消極情緒指個體體驗到憤怒、恥辱、憎惡、內疚、恐懼和焦慮等(情緒)的負向心理狀態［27］。情感事件理論認為工作環境特征會導致積極或消極工作事件的發生，而對這些工作事件的體驗會引發個體的情感反應，情感反應進一步影響個體的態度和行為［28］。情感工作事件指能夠引發對工作相關的人、目標做出評價和情緒回應的事件［29］。

領導行為塑造各種情感事件，引發部屬的情緒反應［30-31］。領導的行動(特別是負向行動)是工作場所中影響員工情緒狀態的重要(情感)事件［30-31］。在領導-部屬消極互惠的過程中，由于部屬的行動未達到領導期望，如較差的績效、不當的行為、工作中的錯誤等，領導常對部屬實施嘲笑、貶低、不理不睬等辱虐行為，從而構成發生在工作場所中的負面事件。情感事件理論認為負面事件引發情緒反應的內在機制是情感的認知評價機制，即對事件的認知評價決定情緒反應。個體會依據事件與自己目標和價值的一致性，做出積極情緒和消極情緒的判斷。當事件是個人目標、需要或價值的障礙時，消極情緒產生。在領導部屬的交換中，辱虐管理的辱虐行為作為負面事件通過認知評價機制產生消極情緒體驗，而且隨著員工不斷經歷辱虐的負面情感事件，消極情緒感受會不斷累積增強。因此，領導的辱虐管理會引發員工在社會交換中的消極體驗，從而產生消極情緒，本研究提出假設。

H3領導的辱虐管理與下屬體驗的消極情緒正相關。

消極情緒也可能是偏差行為的誘因之一。情感事件理論在設定了事件引發情緒回應后進一步指出，情緒影響個人在隨后工作中的行動，即工作中人們的某些行為可能是對工作場所中事件的情緒回應［28］。關于情緒的研究表明個體會投入某種行為控制或修復消極情緒［32］，而反生產行為是消極情緒的一種發泄途徑［33］，從這一視角看，消極情緒會刺激員工展現反生產行為(包括偏差行為)，以便發泄自身的消極情緒。而工作偏差行為的研究表明，存在工具性動機和表達性動機兩類動機驅動偏差行為，表達性動機反映一種排泄、發泄或表達一個人憤怒、生氣或沮喪等消極情緒的需要，誘導員工展現指向主管、同事、顧客的偏差行為(即人際攻擊行為)［34］以及故意傷害組織的偏差行為(即破壞行為)［35］。綜合這些分析，消極情緒刺激員工展現針對組織或主管的偏差行為。因此，本研究提出假設。

H4消極情緒與主管偏差行為和組織偏差行為正相關。

雖然消極情緒刺激員工投入偏差行為，但是員工選擇組織偏差行為還是主管偏差行為的傾向可能具有差異性。根據情感事件理論的觀點，雖然情緒會引發相應的反應行為，但是這種反應具有針對性，即人們會同時考慮反應行為的成本和后果，展現針對性的情緒反應［36］。在本土文化背景下，人際關系的和諧對于人們的社會交往和互動至關重要［36］，為了維持人際間的和諧關系，員工的行動更傾向于回避正面的人際沖突［37］，因為針對他人展現偏差行為會破壞個人與領導、同事間的和諧人際關系，并且容易遭受對方的報復。而組織是一個非實體，展現組織偏差行為無損于人際關系，因此下屬容易將情緒反應的對象轉移到不易受傷害的組織上。另外，雖受到組織規范的約束，但中國企業“人治”色彩濃厚，規章制度約束力不強，所以組織偏差行為會被認知為是成本相對較小的偏差行為。因此，與主管偏差行為相比，本土企業中體驗消極情緒的下屬更加傾向于展示組織偏差行為，本研究提出假設。

H5消極情緒對下屬的組織偏差行為的影響強于對主管偏差行為的影響。

綜合以上分析，本研究推論，員工面對辱虐管理，展現主管和組織偏差行為的內在機制可能是通過消極情緒的中介實現的。情感事件理論闡述工作中事件-情緒-態度和行為的分析框架，工作環境產生不間斷發生的情感事件，離散情感事件極大地影響著個人工作中的情緒，而情緒反應直接驅動個人行為［28］。領導的辱虐管理行為構成工作中的負向情感事件，這些負向情感事件引發下屬消極情緒的感受，進而誘導下屬在與領導和組織的社會交換中展現主管偏差行為和組織偏差行為。因此，消極情緒可能在辱虐管理與主管偏差行為和組織偏差行為之間起重要的中介作用，本研究提出假設。

H6領導的辱虐管理對下屬主管偏差行為和組織偏差行為的影響通過引發下屬的消極情緒而產生作用。

4 研究方法

4.1 樣本

本研究調研時間自2011年7月至2012年1月。研究樣本來源于19家企業，涵蓋廣東、廣西、浙江、湖南、河南和北京等省、市。企業規模以中小型企業為主，涉及電子、紡織、機械制造、家具、零售、金融和保險等行業。本研究以企業中層領導與其2名直接下屬為研究對象，在征得企業高層的同意后，通過企業現場發放或委托人力資源部門發放的方式，先將部屬問卷分發給2名下屬，然后請其主管為2名下屬評分。為了消除被試的顧慮，盡量減少負向行為測量時的偏差，施測前將所有問卷預先裝入信封，在封口處貼好雙面膠，并在問卷卷首重申保密原則，提醒測試問題沒有所謂正確答案，請被試根據真實情況填寫，在卷尾處請被試將問卷放回信封并封好。

本研究共發放236 套問卷，嚴格按照1:2的上下級配對，最終回收管理者問卷196份、部屬問卷392份，剔除存在數據缺失的問卷，最終樣本為180名管理者和360名下屬。樣本描述性統計分析表明，女性占46.67%;員工年齡20歲～30歲 占75.28%，30歲～40歲占19.44%，40歲以上占3.33%，20歲以下和50歲以上約占1.95%;員工學歷初中及以下占2.78%，高中和中專占21.66%，?？普?5.83%，本科占28.88%，研究生占0.85%。

4.2 測量工具

本研究量表原為英文版，作者邀請2位人力資源管理專業的教師遵循標準的翻譯-回譯程序將其翻譯成中文。之后，邀請2位人力資源主管和4位員工就問卷的詞義和語義進行座談和修訂，以保證語義和內容的一致性。

(1)辱虐管理(AS)。使 用Tepper［38］開 發的15個 題項量表，該量表在中國樣本中具有良好的信度和效度［9］。此量表在本研究中由下屬依據直接主管的行為進行評價，舉例題項為“我的主管嘲笑我”和“我的主管在眾人面前貶低我”，采用5點制計分，1為從未表現如此，5為總是表現如此，Cronbach′s α 系數為0.89。

(2)消極情緒(NE)。Watson等［27］采用情緒詞語義分析法進行情緒體驗的自評，開發出PANAS(positive affect and negative affect scale)量表。該量表以10個描述消極情緒的情緒詞作為題項，要求被試根據自己近1周至2周內的實際情況對每一個情緒詞發生的頻度進行評分，舉例題項為“害怕的”和“心煩的”。該量表被廣泛應用于中國樣本，具有良好的信度和效度［39］。此量表在本研究中由下屬自我評價，采用5點制計分，1為幾乎沒有，5為極其多，Cronbach′s α 系數為0.82。

(3)偏差行為。大多數偏差行為研究以問卷調查的方法進行，作為一種負面行為，人們一般比較敏感，傾向于隱藏或根據社會贊許性回答問題，他人評價和自我報告均存在偏差［40］。有關研究表明，由于擔心受到懲罰，被試常常不愿意報告偏差行為，他評方法更加可靠、有效［41］。所以，本研究采用他評的方式，由領導對配對部屬的偏差行為做出評價。為了確保他評的有效性，需要被試對其與他評者的熟識度進行評價［2］。本研究請部屬評價其與領導間相互了解的程度，采用Likert 7 點量表，1為完全不了解，7為完全了解，以進一步降低他評過程中的誤差，結果顯示配對的領導與部屬非常熟悉，M=5.25，SD=1.03。使用Mitchell等［7］開發的量表測量偏差行為，該量表采用6 點制計分，1為從不表現如此，6為總是表現如此。用10個題項測量主管偏差行為(DBS)，舉例題項為“工作中部屬會取笑主管”，Cronbach′s α 系數為0.85;用12個 題項測量組織偏差行為(DBO)，舉例題項為“未經允許拿走公司的財物”，Cronbach′s α 系數為0.86。

(4)控制變量。采用Niehoff等［42］的量表測量組織公正認知(OI)，該量表共有20個題項，舉例題項為“我的工作安排是公平的”、“我的薪資水平是公平的”，Cronbach′s α 系數為0.88。此 外，人口統計變量性別、年齡和學歷也作為控制變量。

5 數據分析和結果

5.1 信度和效度檢驗

采用結構方程模型進行驗證性因子分析，考慮到本研究5個構念的測量題項都在10 題以上，而樣本數量有限，故采用項目構念平衡法簡化測量模型［43］，依據因子負載大小對題項進行打包組合，取平均值作為觀測指標。采用這一方法先將每一構念的觀測指標簡化為3個，然后使用結構方程模型進行驗證性因子分析，檢驗構念間的區分效度，驗證性因子分析結果見表1。由表1可知，5 因子模型比其他嵌套模型擬合效果都要好。GFI=0.95，CFI=0.99，NNFI=0.98，均大于0.90;RMSEA=0.04，小于0.05;=1.56，小于2;Δχ2(1)=219.33，達到p＜0.01的顯著性水平。說明5個構念具有良好的區分效度，可用于進一步的數據處理和分析。

5.2 變量間的相關分析

表2 給出8個變量的均值、標準差、相關系數和信度系數。由表2可知，辱虐管理與消極情緒顯著正相關，β=0.20，p＜0.01;辱虐管理與主管偏差行為顯著正相關，β=0.26，p＜0.01;辱虐管理與組織偏差行為顯著正相關，β=0.29，p＜0.01。消極情緒與主管偏差行為顯著正相關，β=0.34，p＜0.01;消極情緒與組織偏差行為顯著正相關，β=0.38，p＜0.01。另外，與已有研究一致，辱虐管理與組織公正認知顯著負相關，β=-0.15，p＜0.01;組織公正認知與主管偏差行為顯著正相關，β=0.46，p＜0.01;組織公正認知與組織偏差行為顯著正相關，β=0.51，p＜0.01。需要特別指出的是，雖然組織偏差行為與主管偏差行為高度相關，β=0.78，p＜0.01，但二者仍是兩種不同的行為類型［44-45］。

表1 變量間的驗證性因子分析結果Table 1 Results of Confirmatory Factor Analysis for the Measures of Variables

表2 變量的均值、標準差、信度和相關系數Table 2 Means，Standard Deviations，Reliabilities and Correlations among Variables

5.3 假設檢驗

運用階層線性回歸對假設進行檢驗，檢驗結果見表3。模型1和模型2 以消極情緒為結果變量，模型1 引入控制變量，模型2 檢驗辱虐管理對消極情緒的影響。模型3、模型4和模型5 以主管偏差行為為結果變量，模型3 引入控制變量，模型4 檢驗主效應辱虐管理對主管偏差行為的影響，模型5 檢驗消極情緒的中介效應。模型6、模型7和模型8 以組織偏差行為為結果變量，模型6 引入控制變量，模型7 檢驗主效應辱虐管理對組織偏差行為的影響，模型8 檢驗消極情緒的中介效應。

由表3 模型4可知，辱虐管理對主管偏差行為有顯著的正向影響，β=0.27，p＜0.01;由模型7可知，辱虐管理對組織偏差行為有顯著的正向影響，β=0.29，p＜0.01，H1得到驗證。由于辱虐管理影響兩種偏差行為的系數不能直接比較大小，本研究采用Cohen等［46］的方法檢驗辱虐管理對兩種偏差行為的影響是否具有差異性，具體步驟如下。第一步，對所有變量進行標準化;第二步，使用OLS 對自變量(辱虐管理)和因變量(組織偏差行為)進行回歸分析，獲得回歸系數，并利用回歸方程計算結果變量的預測值(PDBO);第三步，以第二步的結果變量的預測值(PDBO)減去需比較的因變量(主管偏差行為)作為新的結果變量，對新的結果變量與自變量辱虐管理進行回歸分析，如果回歸方程的R2和自變量辱虐管理的回歸系數β 達到顯著性水平，說明自變量辱虐管理對兩個結果變量(DBO和DBS)的影響(回歸系數β間)存在顯著差異。以此方法檢驗結果表明，辱虐管理對兩類偏差行為的影響具有顯著差異性，R2=0.75，p＜0.01;t=22.89，p＜0.01。并且辱虐管理對組織偏差行為的影響(β=0.29，p＜0.01)強于其對主管偏差行為的影響(β=0.27，p＜0.01)，因此H2得到驗證。

由表3 模型2可知，辱虐管理對消極情緒有顯著的正向影響，β=0.19，p＜0.01，H3得到驗證。由模型5可知，消極情緒對主管偏差行為產生顯著的正向影響，β=0.30，p＜0.01;由模型8可知，消極情緒對組織偏差行為產生顯著的正向影響，β=0.34，p＜0.01。H4得到驗證。同樣，采用Cohen等［46］的方法，本研究發現消極情緒對兩類偏差行為的影響具有顯著的差異 性，R2=0.75，p＜0.01;t=23.41，p＜0.01。并且消極情緒對組織偏差行為的影響(β=0.34，p＜0.01)強于對主管偏差行為的影響(β=0.30，p＜0.01)，H5得到驗證。中介機制的檢驗發現，當在回歸分析中加入中介變量消極情緒后，辱虐管理對主管偏差行為的正向影響顯著下降，由模型4中的β=0.27 下降到模型5中的β=0.21;辱虐管理對組織偏差行為的正向影響顯著下降，由模型7中的β=0.29下降到模型8中的β=0.23，但方程的ΔR2=0.47，p＜0.01，變化較小。進一步采用bootstrap方法進行sobel檢驗［47］，重復抽樣1000次的結果發現，辱虐管理與主管偏差行為間的間接效應達到顯著水平，β=0.04，95%CI(0.00，0.07);辱虐管理與組織偏差行為間的間接效應達到顯著水平，β=0.04，95%CI(0.01，0.07)。說明消極情緒部分中介辱虐管理對主管偏差行為和組織偏差行為的正向影響，所以H6得到驗證。

表3 階層回歸分析Table 3 Hierarchical Regression Analysis

5.4 研究結果討論

(1)偏差行為的動機并不局限于認知因素，消極情緒也是引發偏差行為的重要動機。已有對偏差行為動因的研究局限于認知視角，不少研究發現組織公正認知是偏差行為的重要驅動力，但實際結果是組織公正地對待并不能有效消除員工的偏差行為［48］。本研究將認知視角拓展到情緒視角，檢驗消極情緒是否是偏差行為的重要誘因，結果表明消極情緒顯著地影響主管偏差行為(β=0.30)和組織偏差行為(β=0.34)，這與反生產行為心理機制模型［49］預測的情緒誘發反生產行為的結論一致。說明消極情緒是偏差行為的激勵動機，偏差行為是消極情緒外化的結果。一般來說消極情緒也有其適應性的功能，但是消極情緒發生過于頻繁，就會對個體的活動產生阻礙。辱虐管理方式下，員工頻繁地經歷負面情感事件，不斷產生消極情緒。當其累積到一定程度時就會凝聚成一種巨大的心理能量，如果這種能量沒有通過正常的渠道得以疏導或宣泄，就會以偏差行為的方式外化出來。所以，偏差行為是個體宣泄消極情緒的一種方式。

(2)員工展現主管偏差行為和組織偏差行為的傾向并不等同。西方文化強調領導與下屬地位的平等，相關研究表明辱虐管理對主管偏差行為的影響強于其對組織偏差行為的影響［7］，這與人際互動中報復機制的觀點一致。由于地位的對等，部屬可以通過“以牙還牙”的方式捍衛自我利益的實現。與之相反，本研究發現辱虐管理對組織偏差行為的影響(β=0.29)強于其對主管偏差行為(β=0.27)的影響。華人企業中，領導與部屬地位懸殊明顯，權力距離凸顯，由于部屬對領導的過度依賴，部屬不敢輕易展現主管偏差行為，所以展現組織偏差行為的傾向強于主管偏差行為的傾向，這與權力依賴理論的觀點一致。綜合東、西方文化的研究結果，說明員工展現兩種偏差行為的傾向并不等同，而是受到文化情境的約束，在西方企業中員工更偏好主管偏差行為，在華人企業中員工更偏好組織偏差行為。

(3)工作中領導者的辱虐行為構成負向情感事件，造成員工嚴重的消極情緒負擔。中國經濟高速發展，員工情感問題突出，如富士康的13 連跳事件，但至今鮮有本土研究討論企業員工情緒狀態的影響因素和績效結果。情感事件理論認為工作中的情感事件通過情感認知評價機制引發消極情緒，依據這一理論，本研究將辱虐行為建構為情感事件，探索引發消極情緒的領導因素。結果表明辱虐管理引發員工消極情緒體驗(β=0.19)，說明日常工作中辱虐管理產生消極情緒，構成員工工作中的一種情緒負擔。

(4)辱虐管理既直接影響員工的偏差行為，也通過情緒的中介間接影響偏差行為。本研究采用boot-strap 方法進行sobel 檢驗，發現消極情緒在辱虐管理與兩種偏差行為之間的間接效應顯著，說明消極情緒是傳遞辱虐管理對偏差行為影響的重要路徑。情緒機制的驗證表明，在領導(辱虐管理)-部屬(偏差行為)消極互惠中，存在一條領導行動-員工情緒-員工行為的影響鏈。這一結果啟示學界，領導力的過程可能是一個情緒負載的過程，領導者也可以通過管理和調控部屬的情緒實施其影響。

6 結論

本研究通過情感事件理論，闡述領導的辱虐行為如何通過情緒的機制轉化為部屬針對主管和組織的偏差行為，并比較員工展現兩種偏差行為傾向的強弱差異。研究結果表明，辱虐管理顯著地正向影響兩類偏差行為，但員工展現兩類偏差行為的傾向并不等同，即員工展現組織偏差行為的傾向強于主管偏差行為的傾向;消極情緒是偏差行為的誘發動機，顯著地正向影響員工的組織偏差行為和主管偏差行為，并部分中介辱虐管理與兩類偏差行為間的聯系。

本研究結論具有一定的理論意義。①互動雙方間，一方行動轉化為另一方行動的內在機制和心理過程是如何發生的，社會交換理論并未很好地解答。本研究引入情感事件理論，解釋領導與部屬負向交換的情緒機制，說明領導行為如何通過情緒機制轉化為部屬行為。本研究明確了負向交換的心理動力機制及其理論基礎，彌補了社會交換理論的不足。②本研究將領導力的過程建構為一個情感反應的過程，探尋消極情緒在辱虐管理與偏差行為間的中介作用，情緒機制的驗證為領導力謎題提供了一個新的理論視角，即從部屬情緒的視角理解領導力的有效性，豐富了學界對領導力過程的理解。③本研究將偏差行為動機的研究由認知視角擴展到情緒視角。已有關于偏差行為的研究關注情境認知變量，忽略情緒視角的研究。偏差行為情緒動機的研究豐富了偏差行為的理論，為管理者全面認識和有效管理偏差行為提供了新思路。④本研究比較辱虐管理影響兩種偏差行為的強弱差異，發現員工展現組織偏差行為和主管偏差行為的傾向在東、西方文化下存在差異，豐富了學界對不同文化情境下員工偏差行為表現形式的認識和理解。

本研究結果對管理實踐具有一定的啟示。①辱虐管理被不少管理者視為一種有效的領導方式，本研究啟示管理者反思其辱虐行為，有意識地克制辱虐行為，因為這不僅有益于減少員工的偏差行為，而且能夠減輕員工工作中的情緒負擔。②鑒于組織公正地對待并不能有效消除員工的偏差行為，管理者可以考慮從情緒管理入手，通過情緒幫助和情緒支持行為消除員工的消極情緒感受，以此減少偏差行為的發生。③由于本土員工偏好展現組織偏差行為，因此管理者應該重點圍繞組織偏差行為進行監控。

本研究也存在一定的局限性。①雖然設置了一些控制變量，但是考慮到個體情緒在組織中受到眾多因素的影響，在控制變量的設置上存在缺陷。②個體差異視角的研究提出一些與員工偏差行為相關的個人因素(如責任心、外向等性格特征)［44］，進一步的研究應該控制這些個人因素的影響，使情境視角的研究結果更為準確。③本研究采用他評的方式由管理者評價員工的偏差行為，他評方式在評價者與被評價者相互了解的情況下比較準確，自評的方式在嚴格保密的條件下比較準確，但都存在一定的偏差。本研究得到的員工展現組織偏差行為的傾向強于主管偏差行為傾向的結果，也可能是由于主管偏差行為更加隱蔽，測量得分更低、誤差更大，進一步的研究有必要采用多種評價方式以提升測量的準確性。④本研究采用橫截面設計探討變量間的關系，特別是情緒的測量，要求被調查者回顧過去一周內情緒狀態變化的頻率，盡管這一方法已為不少情緒研究所采用［50］，但未來研究仍有必要采用縱向研究設計，多時點測量員工的情緒和結果變量，以準確測量和考察變量間的因果關系。⑤本研究使用西方的量表進行本土化研究，這些量表所描述的行為(如辱虐管理和偏差行為等)在華人情境中可能有特殊的表現形式，這將影響本研究結論，期待進一步的研究使用本土化的量表驗證本研究結果。

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