情感承諾和領導認同作用研究
——以非倫理行為與管理欺凌為視角

祁星

（同濟大學經濟與管理學院，上海200092）

情感承諾和領導認同作用研究
——以非倫理行為與管理欺凌為視角

祁星

（同濟大學經濟與管理學院，上海200092）

筆者從管理欺凌視角出發，探討了從上級領導的管理欺凌行為到領導認同，最后導致下屬非倫理行為的衍變過程以及內在機制。通過實證調查發現：管理欺凌對非倫理行為有正向影響。組織情感承諾對管理欺凌與非倫理行為之間產生調節作用:組織情感承諾越低，兩者關系越強，組織情感承諾越高，兩者關系就越弱。領導認同對管理欺凌與非倫理行為的關系有中介作用。

管理欺凌；非倫理行為；領導認同；組織情感承諾

一、研究理論和假設

（一）管理欺凌與非倫理行為

管理欺凌是指下屬感受到了上級領導持續表現出語言或非語言的攻擊，但不包括身體接觸。具體表現在公開場合批評下屬，對下屬漠不關心等。(Tepper,2000)根據目前對此的研究，非倫理行為主要涉及撒謊、賄賂、虛假承諾以及欺騙，這些被主流社會定義為為不合適的行為。當公司中其中一名員工受到了欺凌，那么有可能他會做出一些非倫理行為來進行自我彌補。研究常通過運用社會交換理論來解釋管理欺凌帶來的不良后果。（魏峰，2015）根據在1960年霍曼斯提出的社會交換理論，其主張人類的一切行為都受到某種能夠帶來獎勵或者報酬的交換體系所影響（Homans,1958）。而這一體系的核心在于自我利益的獲得和互相依賴。因此，當員工受到了領導的欺凌，那么作為一種交換，他也會對領導、下屬或者同事進行此類行為的交換，從而形成組織中非倫理氛圍。基于此，可以做出如下的研究假設：

H1：管理欺凌對非倫理行為有正向影響。

（二）組織情感承諾對管理欺凌、非倫理行為關系的調節作用

組織情感承諾是指員工就時間、精力、感情、金錢對于組織的付出，以求換取組織中的地位的現象（Becker,1960）。因此，當調節變量作用達到最大化時，一些非倫理行為真的發生的情況下，基于員工對于組織已有了相當深厚感情基礎時，有可能對于非倫理行為并不會覺得憤怒，或者是感受到自己被不公平的對待。同樣也可以保持著較高的忠誠以及工作效率。而當調節變量不能發揮作用的時候，那么很有可能發生了組織內部具有不可調和的巨大矛盾，因此也在一定程度上影響著工作效率，或者上下級的一種信任關系，員工對于組織也沒有情感依賴，這是不利于組織健康發展的。由此，做出如下的研究假設：

H2：組織情感承諾對管理欺凌與非倫理行為之間產生調節作用:組織情感承諾越低，兩者關系越強，組織情感承諾越高，兩者關系就越弱。

（三）領導認同對管理欺凌、非倫理行為的中介作用

領導認同是指下屬對自我形成認知的過程，而這個過程需要通過其他個體來實現，即通過領導與其的關系作用下獲得（Hershfield,2012）。認同是個體對于自我認知的形成過程，這個過程中需要其他個體作為外力來使獲得對自身的認知。領導者的價值觀會從下屬的職場倫理表現或者是對下屬的非倫理行為的管理中體現出來，并對下屬產生直接影響。（Tunrner,2002）管理欺凌會對領導認同產生負向影響，他就道德榜樣進行了研究，發現與員工平時關系緊密的上級或者同事通常會被其當作道德榜樣。（孫健敏,2013）這也是從側面體現了領導認同的關鍵性，因為對于上級的行為進行了正確的模仿，也從一定程度上降低了非倫理行為的發生，相反，如果上級一直做出非倫理行為，對員工進行倫理上方面的欺凌，那么這將會降低員工對領導的認同，從而在上級對于非倫理行為的約束也將不再有效。由此，做出如下的研究假設：

H3：領導認同對管理欺凌與非倫理行為的關系有中介作用，見下圖。

二、研究方法

圖為各假設匯總所示的模型

（一）研究對象

本實證研究調查覆蓋了上海一家外資企業：根據研究設計，問卷主要考察組織情感承諾、領導認同、管理欺凌與非倫理行為這四個變量相關的問題，研究共發問卷300份，回收問卷285份，總有效率95%。

（二）研究工具

管理欺凌采用Tepper的問卷（Tepper，2000），相關性a＝0.963組織情感承諾測量采用Allen的問卷（Allen，1990），相關性a＝a=0.831非倫理行為測量采用Chen的問卷（Chen，2006），相關性a＝a=0.925領導認同測量采用Mae的問卷 (Mael,1992)，相關性a＝a=0.843。

三、研究結果

本研究采用SPSS中層次回歸的方法來逐步驗證管理欺凌的主效應作用。組織情感承諾的調節效應作用。同時，分析結果也用以檢驗本研究提出的假設是否成立。非倫理行為與管理欺凌、組織情感承諾、和領導認同顯著相關。本部分運用層級回歸方法對假設模型進行分析比較，得到非倫理行為與管理欺凌、組織情感承諾、領導認同的擬合解。統計結果如表1所示。

表格1管理欺凌在中介變量領導認同的影響下對非倫理行為的回歸分析，見表2。

從表2可以看出，自變量對因變量有顯著正向影響，β=0.515，P＜0.01。當加入中介變量后，中介變量β=-0.119，自變量的β值由原來的0.515減少到0.485。所以領導認同是自變量和因變量的中介變量。

四、分析和討論

非倫理行為在近幾年不僅局限于心理學界的探討話題，更是管理學界的一個熱門研究方向。基于此，本文探討了組織情感承諾和領導認同在非倫理行為與管理欺凌之間的作用。通過驗證數據發現，管理欺凌對非倫理行為發生有正向作用，管理欺凌程度越大，發生非倫理行為的可能性就越大，當組織情感承諾作為調節進行對管理欺凌和非倫理行為兩者之間的聯系調整，驗證發現，組織情感承諾起到了調節的作用，當企業領導對公司員工投以情感關懷，或者以情感進行對員工的教育或者感化時，非倫理行為發生的機率將會降低，最后，作為調節變量的領導認同，同樣也起到了作用，結論表明，領導認同對管理欺凌與非倫理行為起到了調節作用。

領導認同第一步年齡 . 0 8 6 . 1 2 6 . 1 2 5 . 0 1 0 -0 . 1 0性別 -. 0 5 5 -. 0 4 8 -. 0 6 3 -. 1 1 7 -. 1 2 0學歷 -. 0 2 1 . 0 1 5 . 0 3 0 . 1 4 2 . 1 2 4第二步管理欺凌 . 5 1 5 * * . 4 8 5 * * -. 2 5 9 * *第三步領導認同F -. 1 1 9 . 6 8 2 2 5 . 3 3 7 2 1 . 5 5 0 2 . 5 4 6 7 . 1 6 9 R 2 . 0 1 4 . 2 7 7 . 2 9 0 . 0 2 7 . 0 9 3△R 2 . 2 6 3 . 0 1 3 . 0 6 6非倫理行為

[1] Trevino L K,Weaver G R,Reynolds S J.Behavioral ethics in organizations:A review [J].Journalof Management,2006(32).

[2]Tepper,Bennett J.“When managerspressure employeesto behave badly:Toward acomprehensive response.”BusinessHorizons,2010(6):591-598.

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[4] 孫健敏，宋 萌，王 震.管理欺凌對下屬工作績效和離職意愿的影響：領導認同和權力距離的作用[J].商業經濟與管理，2013(3).

[5] Turner N,Barling J,Epitropaki O,Butcher V,Milnerl. Transformational leadership and moral reasoning[J].Journal ofapplied Psychology,2002(2).

[6] 魏 峰，李 燚，盧長寶，等.心理契約破裂，管理欺凌與反生產行為關系研究[J].管理科學學報，2015(3):005.

［責任編輯：譚志遠］

F272.92

A

1005-913X（2016）11-0144-02

2016-09-26

祁 星(1992-)，女，江蘇溧陽人，碩士研究生，研究方向：組織行為學。