職場排斥對組織公民行為的影響：一個有調節(jié)的中介模型

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(同濟大學 經(jīng)濟與管理學院,上海 200092)

1 引言

團隊協(xié)作在現(xiàn)代職場中發(fā)揮著越來越重要的作用，人際互動則是影響團隊協(xié)作成效的關鍵因素。組織公民行為對組織運作及組織內人際互動關系有重要的影響。作為有利于組織的角色外行為，組織公民行為既非正式角色所強調的，也不是雇傭關系所引出的，而是由一系列非正式的合作行為構成的。它是組織成員與工作有關的自主行為，與正式獎勵制度無關，又非角色內所要求的行為，但能從整體上有效提高組織效能[1]。從社會交換的角度看，員工的組織公民行為是一種基于社會交換的意愿性回報行為[2]。根據(jù)社會交換理論，人們所知覺到一段關系的正性或負性程度取決于自己在關系中所得到的收益、自己在關系中所花費的成本、對自己應得到什么樣的關系和能夠與他人建立一個更好關系的可能程度[3]。在社會心理學中，一致性理論指出個體努力與自我評價、生活環(huán)境以及人際關系保持一致，如果個體的態(tài)度與其行為相矛盾，就會導致心理不舒服，這種不適會促使個體在態(tài)度和行為之間重新構建起某種方式的平衡或一致[4]。

排斥是顯著影響人們對待他人和被他人對待方式的一個重要社會現(xiàn)象。當遭受到排斥時，人們往往會身感壓力，并在極端情況下帶來個體認知和功能方面的損害。作為一種負向人際對待方式，職場排斥普遍存在于各類組織中[5]。以Ferris等為代表的西方學者對職場排斥進行了開拓性研究，證實了職場排斥會對員工心理、工作態(tài)度和工作行為產生消極的影響[6]。吳隆增等中國學者進一步研究了組織認同在鏈接職場排斥與組織公民行為之間的關系中所起的中介作用，詮釋了中國組織情景下職場排斥的作用過程[7]。然而，以往研究較少關注職場排斥對組織公民行為各維度的影響，組織認同的中介作用機制也主要側重從組織公民行為整體進行研究，心理安全感在作用過程中的調節(jié)作用研究較少。基于此，本文研究的主要創(chuàng)新點聚焦于以下三個方面：(1)以組織公民行為各構成維度作為切入點，進一步分析職場排斥分別對組織公民行為五個維度的影響作用。(2)加入組織認同，研究分析其在職場排斥與組織公民行為各維度之間關系中所起的中介作用。(3)從職場安全氛圍角度引入心理安全感作為調節(jié)變量分析其對以上各種關系的權變影響。

2 理論背景與研究假設

職場排斥行為會對員工的心理造成嚴重創(chuàng)傷，并產生所謂的“社會傷痛”[5]。組織公民行為是員工的一種自發(fā)性行為，也是員工良好公民意識的體現(xiàn)，分為公民道德、協(xié)助同事、盡職行為、人際和諧、保護公司財產五個維度[8]。組織認同表示成員對組織是否關心、支持和尊重自己的綜合知覺和具體感知[9]。當員工感知到組織認同自己的價值、關心自己的福利時，會盡力幫助組織達成目標，并進一步產生義務感，通過提升角色內和角色外績效作為回報[10]。心理安全感指員工感知到自己在工作中可以自由地表達、展現(xiàn)和釋放自我，不需要任何顧忌和擔心，是構建工作場所中員工如何表現(xiàn)的心理條件之一[11]。職場排斥會導致員工失去組織認同感和工作內在動機，降低心理安全感，從而減少組織公民行為的頻率，甚至誘發(fā)反生產行為和職場偷懶行為[7,10,12]。

職場排斥破壞了組織與員工之間良好的互惠關系。被排斥員工在組織中得不到上司和同事工作上的支持和價值上的認同，甚至其正當利益都可能得不到保證，這會使員工感受不到來自組織的支持、關心和認同，組織疏離感增強，不再關心組織目標能否實現(xiàn)，在失去其組織公民身份的同時，也失去了為組織發(fā)展做貢獻的動力[13,14]。心理安全感能夠提高員工的工作卷入度[15]、工作的努力程度和任務績效[16]，建立高質量人際關系[17]。當員工相信工作參與行為的結果不會受到負面評價時，他們才會向工作中投入更多的時間和精力，更愿意參與工作的各種事務[18]。

2.1 職場排斥與組織公民行為

職場排斥會使被排斥員工產生自我否定，造成負面情緒與自我認知失調[6]。員工的自我否定會使個人喪失專注工作、成就事業(yè)的積極性，并由于員工處于被排斥的境地，在組織中找不到歸屬感和安全感，其不能對組織產生認同感，也失去了為組織做貢獻的能動性。

從社會交換理論出發(fā)，組織公民行為其實是一種員工與組織之間的情感交換。在交換過程中，員工根據(jù)社會交換中的互惠原則來保持交換關系的平衡。當組織滿足了員工的物質和心理需要時，根據(jù)互惠原則，員工會做出組織公民行為來回報組織[19]。但是，職場排斥破壞了員工與組織之間的交換關系，員工受到排斥的過程就是成員與組織之間交換關系破裂的過程。當遭受職場排斥時，員工與組織之間的情感紐帶被切斷，組織公民身份得不到承認，在公民道德、協(xié)助同事、盡職行為、人際和諧、保護公司財產五個維度上所表現(xiàn)出的角色外行為會受到抑制，失去了為組織穩(wěn)定發(fā)展和有效運行做出貢獻的動力[20]。基于上述分析，提出以下研究假設：

H1職場排斥對組織公民行為各維度(公民道德、協(xié)助同事、盡職行為、人際和諧、保護公司財產)具有負向影響。

2.2 組織認同的中介作用

Mael和Ashforth將組織認同定義為個體根據(jù)某一特定的組織成員身份對自我進行定義的一種狀態(tài)，或是一種歸屬于組織的知覺[21]。遭遇職場排斥這種負面的對待方式則會直接阻礙個體基本心理動機的滿足，導致個體產生對自身組織成員身份的質疑以及對組織的疏離感，使其無法產生情感上的歸屬和價值觀上的一致，降低對組織的認同度[10]。人際溝通是組織認同形成的重要因素，而職場排斥對人際互動產生負向影響，從組織人際關系角度可以推測職場排斥對組織認同的負面作用。基于上述分析，提出以下研究假設：

H2職場排斥對組織認同具有負向影響。

員工所遭受的職場排斥會破壞組織認同這一維系個體與組織關系的心理紐帶，并降低員工對工作的認同感和投入程度，進而阻礙員工的組織公民行為[20]。員工在組織情境中所受到的來自其他成員的排斥會導致員工產生負向的情緒體驗，從而使員工對自己與組織的關系產生負面的、消極的評價，并進而降低他們對組織的歸屬感和情感依附。這些體驗使員工很難將自己與組織的關系納入到自我認定中來[22]。抑制人際促進行為能夠幫助個體實現(xiàn)對排斥者的低強度報復，它會破壞組織成員之間良性的社會交換關系[20]。基于上述分析，提出以下研究假設：

H3組織認同在職場排斥對組織公民行為各維度(公民道德、協(xié)助同事、盡職行為、人際和諧、保護公司財產)的影響關系之間起中介作用，職場排斥會破壞員工對組織的認同，繼而降低組織公民行為。

2.3 心理安全感的調節(jié)作用

心理安全感描述了個體可以自由表現(xiàn)真實的自我，而不用擔心這種行為會影響個人的地位、自我形象或者職業(yè)生涯的一種主觀心理狀態(tài)[23]。個體對工作環(huán)境中的人的信任對個體心理安全感有重要影響[24]。同時，當員工感覺在組織中安全時，一方面說明組織層面上，組織內的競爭不激烈，至少是與自身相關的內部惡性競爭不激烈，組織內部層面是相對公平的，這有利于提升員工的組織認同；另一方面說明個人層面上，員工會較少知覺到組織中的敵意和不公平，以及組織內對自己不利的因素，這有利于提高員工的工作滿意度，形成組織認同，進而提升員工組織公民行為[25]。

低心理安全感的員工對周圍環(huán)境的警惕性和防范性要比高心理安全感的員工更強一些；高心理安全感的團隊成員會互相鼓勵，激發(fā)學習行為和挖掘團隊潛力，愿意為團隊成功付出更多努力，表現(xiàn)出較高的敬業(yè)度[23]。心理安全感有利于人們降低刻意的自我保護，產生改變個人習慣的意愿，在組織中積極學習和嘗試錯誤，從而更努力地開展自己的工作。基于上述分析，提出以下研究假設：

H4心理安全感顯著調節(jié)職場排斥通過組織認同影響組織公民行為各維度(公民道德、協(xié)助同事、盡職行為、人際和諧、保護公司財產)的中介作用，即對低心理安全感的員工而言，他們之間的中介作用顯著；而對高心理安全感的員工而言，他們之間的中介作用不顯著。

基于上述分析，本文的研究框架如圖1所示。

3 研究設計

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

為保證信息和數(shù)據(jù)的豐富有效，本文研究在2015年9月至2016年1月通過上海煙草、上海電氣、騰訊、羅氏制藥等4家企業(yè)分別選取了一定數(shù)量的員工進行深度訪談和資料收集。他們具有一定的工作經(jīng)驗，對工作場所中各種遭遇體驗深刻，對職場排斥行為的感受及行為反應比較敏感，具有較強的代表性。本文研究實際回收問卷790 份，其中有效問卷703份，有效回收率為 82.13%。從性別來看，男性344人，占48.9%，女性359人，占51.1%，男女分布比較均衡。從年齡分布來看，大部分被試者年齡集中于21～30歲和31～40歲，共560人，分別占樣本總數(shù)的44.1%和35.6%，20歲及以下32人，占4.6%，41～50歲93人，占13.2%，51歲以上18人，占2.5%，樣本總體以中青年人群為主。從學歷層次來看，高中/中專及以下82人，占11.7%，大專204人，占29.0%，本科307人，占43.7%，碩士研究生及以上110人，占15.6%。從工作年限來看，1年以下119人，占16.9%，1～3年201人，占28.6%，3～5年171人，占24.3%，5～7年130人，占18.5%，7年以上82人，占11.7%。

3.2 變量測量

職場排斥，采用蔣獎等的量表，包括上司排斥和同事排斥兩個維度，每個維度各10個題項[26]。組織認同，采用Mael和Ashforth的量表，包括6個題項[21]。心理安全感，采用Edmondson的量表，包括7個題項[27]。組織公民行為，主要參考Organ的研究，同時適度參考樊景立等的研究，并根據(jù)研究實際和專家意見對維度和題項做了適當修改，分為公民道德、協(xié)助同事、盡職行為、人際和諧、保護公司財產五個維度，共23個題項[1,28]。控制變量，選擇員工的性別、年齡、教育程度、工作年限等人口統(tǒng)計學變量。性別分為男性和女性，年齡按實際歲數(shù)分為5個等級，教育程度分為高中/中專及以下、大專、本科、碩士及以上4個等級，工作年限按年份分為5個等級。

4 研究結果

4.1 驗證性因子分析

本文研究變量包含8個，職場排斥、組織認同、心理安全感、公民道德、協(xié)助同事、盡職行為、人際和諧、保護公司財產。為了進一步檢驗變量之間的區(qū)分效度以及相應的測量參數(shù)，本文研究對這8個變量所構成的因子模型進行了驗證性因子分析。通過對χ2/df、CFI、NFI、IFI、RMSEA等指標的比較來檢驗各量表的區(qū)分效度。結果顯示，八因子模型比其它嵌套模型的擬合效果都要好(χ2/df=2.77，RMSEA=0.073，CFI=0.923，NFI=0.912，IFI=0.965)。這表明本文研究中的8個變量之間具備良好的區(qū)分效度，所有8個變量都可以被包含在后續(xù)的實證研究之中。

4.2 相關性分析

通過對8個變量的均值、標準差和相關系數(shù)計算分析，在0.01水平上，職場排斥與組織認同、組織公民行為各維度(公民道德、協(xié)助同事、盡職行為、人際和諧、保護公司財產)負相關(r=-0.57；r=-0.49、r=-0.35、r=-0.32、r=-0.31、r=-0.29)，組織認同與組織公民行為各維度(公民道德、協(xié)助同事、盡職行為、人際和諧、保護公司財產)正相關(r=0.42、r=0.57、r=0.55、r=0.23、r=0.26)，心理安全感與組織公民行為各維度(公民道德、協(xié)助同事、盡職行為、人際和諧、保護公司財產)正相關(r=0.46、r=0.52、r=0.59、r=0.26、r=0.31)。所有變量之間的相關系數(shù)均小于0.70，說明各變量間沒有高度相關，多重共線性問題不顯著。

4.3 組織認同中介作用的檢驗

本文研究運用層次回歸統(tǒng)計技術分析組織認同的中介作用，結果見表1。由表1可知，在控制人口統(tǒng)計學變量后：(1)職場排斥(自變量)對組織認同(中介變量)具有顯著負向影響(β=-0.35，p<0.01)，假設2得到支持。(2)職場排斥(自變量)對公民道德、協(xié)助同事、盡職行為、人際和諧、保護公司財產(因變量)具有顯著負向影響(β=-0.26，p<0.01；β=-0.21，p<0.001；β=-0.34，p<0.001；β=-0.32，p<0.001；β=-0.27，p<0.01)(見M1、M3、M5、M7、M9)，假設1得到支持。(3)同時放入職場排斥和組織認同預測公民道德、協(xié)助同事、盡職行為、人際和諧、保護公司財產。對于公民道德而言，組織認同的預測效果顯著(β=0.29，p<0.05)，職場排斥的影響效果下降，但仍有一定的顯著性(β=-0.22，p<0.05)(見M2)，滿足部分中介要求。對于協(xié)助同事、盡職行為、人際和諧、保護公司財產而言，組織認同的預測效果顯著(β=0.41，p<0.01；β=0.38，p<0.001；β=0.25，p<0.001；β=0.19，p<0.01)，而職場排斥的影響效果變得不顯著(β=-0.36，p>0.05；β=-0.18，p>0.05；β=-0.24，p>0.05；β=-0.31，p>0.05)(見M4、M6、M8、M10)，滿足完全中介要求。因此，可以判定組織認同在職場排斥與組織公民行為之間起到中介作用，其中組織認同部分中介職場排斥對公民道德的作用，組織認同完全中介職場排斥對協(xié)助同事、盡職行為、人際和諧、保護公司財產的作用，假設3得到支持。

表1 組織認同的中介作用

注:***代表p<0.001，**代表p<0.01，*代表p<0.05。下同。

4.4 心理安全感調節(jié)作用的檢驗

假設4要檢驗心理安全感對于職場排斥通過組織認同影響組織公民行為這一中介路徑的調節(jié)效應。按照Preacher等建議的方法，“被調節(jié)的中介效應”須滿足4個條件[29]：(1)自變量(職場排斥)與因變量(組織公民行為各維度)必須顯著相關；(2)調節(jié)變量(心理安全感)對自變量(職場排斥)與中介變量(組織認同)之間關系的調節(jié)作用顯著；(3)中介變量(組織認同)與因變量(組織公民行為各維度)必須顯著相關；(4)在不同的心理安全感水平之下，職場排斥通過組織認同影響組織公民行為各維度的“條件性間接效應”顯著不同。

根據(jù)上文的檢驗結果，職場排斥與組織公民行為各維度顯著負相關，條件(1)得到滿足；組織認同與組織公民行為顯著正相關，條件(3)也得到滿足。

對于條件(2)，本研究根據(jù)Aiken和West所建議的方法，采用層級線性回歸分析方法檢驗心理安全感對自變量(職場排斥)與中介變量(組織認同)之間關系的調節(jié)作用[30]，得到了心理安全感在職場排斥與組織認同、組織公民行為關系中所起到的調節(jié)效應分析結果，如表2所示。

表2 心理安全感對職場排斥與組織認同、組織公民行為各維度之間調節(jié)作用的回歸分析結果

注：WO表示職場排斥；OI表示組織認同；PS表示心理安全感；CV表示公民道德；HC表示協(xié)助同事；DA表示盡職行為；PH表示人際和諧；PP表示保護公司財產。下同。

表3 “條件性間接效應”的檢驗結果

由表2中M12、M15、M18、M21、M24可知，對于職場排斥與組織認同之間的顯著負相關關系，心理安全感起到了顯著的正向調節(jié)作用(β=-0.19，p<0.05；β=-0.18，p<0.01；β=-0.17，p<0.01；β=-0.21，p<0.05；β=-0.22，p<0.01)，當交互項進入回歸方程后，R2分別由0.35上升為0.52、0.33上升為0.48、0.23上升為0.36、0.28上升為0.38、0.15上升為0.28，可解釋的比例分別增加了17%、15%、13%、10%、13%，且ΔR2顯著(ΔR2=0.24，p<0.05；ΔR2=0.39，p<0.01；ΔR2=0.35，p<0.05；ΔR2=0.15，p<0.05；ΔR2=0.18，p<0.01)，這說明交互項的進入增強了對組織認同的解釋。因此，本文研究中以組織認同為中介變量所構建的“被調節(jié)的中介效應”的檢驗條件(2)得到滿足。

為進一步驗證本文研究的“被調節(jié)的中介效應”模型，采用Preacher等對于“條件性間接效應”的檢驗方法，通過計算Z統(tǒng)計值來檢驗條件(4)[29]。本文研究根據(jù)心理安全感的均值以及均值加減一個標準差將樣本分為高中低3組，描繪不同心理安全感水平的員工在職場排斥下對組織公民行為各維度的“條件性間接效應”的差別(結果見表3)。

從表3可知，對于心理安全感水平低的員工來說，職場排斥對組織公民行為五個維度的“條件性間接效應”是顯著的(公民道德：條件性間接效應值=0.45，SE=0.07，Z=2.10，p<0.05；協(xié)助同事：條件性間接效應值=0.35，SE=0.09，Z=2.86，p<0.01；盡職行為：條件性間接效應值=0.27，SE=0.09，Z=2.11，p<0.05；人際和諧：條件性間接效應值=0.18，SE=0.06，Z=3.38，p<0.01；保護公司財產：條件性間接效應值=0.21，SE=0.05，Z=3.34，p<0.01)，“拔靴法估計”的結果也支持了這一結論(公民道德：效應值=0.45，在95%置信水平下的置信區(qū)間為[0.269，0.639]不包含0；協(xié)助同事：效應值= 0.33，在95%置信水平下的置信區(qū)間為[0.227，0.459]不包含0；盡職行為：效應值=0.24，在95%置信水平下的置信區(qū)間為[0.092，0.236]不包含0；人際和諧：效應值=0.19，在95%置信水平下的置信區(qū)間為[0.087，0.245]不包含0；保護公司財產：效應值=0.24，在95%置信水平下的置信區(qū)間為[0.073，0.261]不包含0)。

而對于心理安全感水平高的員工來說，職場排斥對組織公民行為五個維度的“條件性間接效應”是不顯著的(公民道德：條件性間接效應值=0.34，SE=0.08，Z=1.68，n.s.；協(xié)助同事：條件性間接效應值=0.30，SE=0.08，Z=1.37，n.s.；盡職行為：條件性間接效應值= 0.11，SE=0.05，Z=1.88，n.s.；人際和諧：條件性間接效應值=0.13，SE=0.04，Z=1.21，n.s.；保護公司財產：條件性間接效應值=0.19，SE=0.07，Z=1.58，n.s.)，“拔靴法估計”的結果也支持了這一結論(公民道德：效應值=0.33，在95%置信水平下的置信區(qū)間為[-0.014，0.323]包含0；協(xié)助同事：效應值=0.28，在95%置信水平下的置信區(qū)間為[-0.010，0.115]包含0；盡職行為：效應值=0.11，在95%置信水平下的置信區(qū)間為[-0.128，0.174]包含0；人際和諧：效應值=0.12，在95%置信水平下的置信區(qū)間為[-0.049，0.183]包含0；保護公司財產：效應值=0.16，在95%置信水平下的置信區(qū)間為[-0.036，0.187]包含0)。綜上所述，假設4得到數(shù)據(jù)支持。

5 結論與討論

5.1 研究結論

本文對職場排斥與組織公民行為各維度的關系以及組織認同的中介作用，心理安全感的調節(jié)作用進行了實證研究，得出以下主要結論:(1)職場排斥對員工組織公民行為各維度(公民道德、協(xié)助同事、盡職行為、人際和諧、保護公司財產)具有顯著的負向影響，職場排斥會明顯抑制員工的組織公民行為意愿。雖然沒有研究表明強調競爭的組織氛圍會加大職場排斥發(fā)生的頻率，然而組織成員之間的過度競爭會加劇人際關系緊張卻是不爭的事實，而緊張的人際關系會導致排斥行為的發(fā)生。組織不應該過分強調組織成員之間的競爭性，而應該鼓勵公平競爭，提倡團隊合作，反對圈子文化和小團體主義，營造和諧的組織氛圍。這樣既可以提高組織凝聚力，又可以培養(yǎng)員工的歸屬感和忠誠度，有效防止職場排斥的發(fā)生。

(2)職場排斥與組織認同之間顯著負相關，組織認同在職場排斥對組織公民行為各維度的影響關系之間起中介作用。其中組織認同在職場排斥對公民道德維度的影響關系之間起部分中介作用；組織認同在職場排斥對協(xié)助同事、盡職行為、人際和諧、保護公司財產維度的影響關系之間起完全中介作用。各級管理者要與團隊成員進行有效的溝通，建立暢通的信息溝通渠道，及時有效地向員工傳遞組織的文化、價值觀、決策意見等。企業(yè)應該致力于提升組織的整體聲譽，通過滿足員工的高層次心理需要，增進員工對組織的認同感。傳統(tǒng)文化強調經(jīng)濟利益的道德價值，對于組織行為的評價以“義”為主，長期受此文化熏陶的員工更容易接受承擔更多社會責任的組織，這就要求組織對本身的使命進行合理定位，在經(jīng)營理念上體現(xiàn)更多的社會責任心，使員工更易于融入組織的文化，接受組織的價值觀，實現(xiàn)對組織的認同。

(3)職場排斥與組織認同之間的顯著負相關關系，心理安全感起到了顯著的正向調節(jié)作用。具有高心理安全感的組織成員會互相鼓勵，激發(fā)角色外行為和挖掘個人潛力，愿意為組織成功付出更多努力，表現(xiàn)出更多的組織公民行為。企業(yè)應努力從制度、文化等各方面著手來建立有效干預機制，如建立以員工為導向的組織文化、建立員工意見反饋機制及加強上下級間的溝通等。同時，企業(yè)及管理人員應創(chuàng)造條件使員工感受到來自組織的認可、人文關懷與尊重，也應該創(chuàng)造條件為員工提供必要的支持感和足夠的公平感。一方面，組織在日常管理實踐中應注重對員工的關愛，照顧其心理需要，讓員工有體面地勞動，并分享組織發(fā)展的成果；另一方面，組織關愛的本質是將公司價值觀和員工價值觀相聯(lián)系，從而提高員工內化工作價值觀的程度。

5.2 研究意義

本文對中國情境下職場排斥對組織公民行為各維度的影響和動因機制進行了比較系統(tǒng)的實證研究，具有以下意義：

(1)基于社會認同理論構建了組織公民行為各維度的影響機制模型，涵蓋了包括職場排斥、組織認同、心理安全感在內的影響因素，較為系統(tǒng)地闡述了影響組織公民行為各維度的作用機制，一定程度上豐富了學界對組織公民行為形成機制的認知。

(2)一般實證研究在分析變量中介效應時，只考慮變量的直接中介效應，但實際中有時中介作用是受到某些變量的調節(jié)作用后產生的。本文研究在探討組織公民行為中介效應時加入了調節(jié)變量，從而檢驗了組織公民行為各維度影響機制模型中的有調節(jié)的中介效應，為組織行為相關理論做了有益補充。

(3)本文以職場排斥對組織公民行為各維度的影響機制為研究主體，有助于管理者對排斥行為的產生及其作用路徑進行有效預測，同時也為組織從影響因素出發(fā)有效地控制職場排斥，從而消除其帶來的負面影響，促進角色外行為提供思路。

5.3 局限性及未來研究方向

本文研究采用的是橫截面研究設計，相對于縱向研究，橫截面研究設計在揭示變量因果關系和作用機制上略顯不足。由于本文研究所涉及內容比較私密和敏感，被試者對此往往表現(xiàn)出較為反感的情緒，數(shù)據(jù)是否具有代表性還有待更多的實證研究來檢驗。后續(xù)研究中將探討特定人群中的職場排斥行為，并根據(jù)不同人群的特征分析對應人群范圍內職場排斥對組織公民行為的影響情況。同時，加強跨文化比較研究的力度，探討在西方企業(yè)情境中職場排斥對員工組織公民行為的影響機制問題，以便與本文的研究結論進行比較，分析文化差異性對職場環(huán)境和組織公民行為的影響。

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