內部審計師的親組織非倫理行為：基于雙重認同視角

王漢瑛，田 虹，邢紅衛

1 山西財經大學 會計學院，太原 030006

2 吉林大學 商學院，長春 130012

3 山西大學 管理與決策研究所，太原 030006

引言

國際內部審計師協會將內部審計界定為企業的“第三道防線”。然而，近年來頻發的企業丑聞中，內部審計師經常會偏離原有的角色定位，參與親組織非倫理行為，從而導致內部審計失敗，引發嚴重的組織欺詐。2015年9月德國大眾爆發“尾氣門”事件，為達成環保合規，該公司在柴油汽車上安裝作弊軟件，使尾氣排放測試中的污染物含量降低了5～35倍。據美國環保局調查顯示，這起舉世震驚的舞弊案潛藏已久，早在2009年內部審計師就已對相關情況有所察覺，然而為應對盲目戰略擴張帶來的不斷攀升的成本壓力，他們選擇隱而不宣，這導致在長達7年的時間里有多達10余款柴油車涉嫌違規。

有別于傳統的工作場所非倫理行為，員工參與親組織非倫理行為的意圖是維護組織利益。然而事與愿違的是，該行為不僅會對外部利益相關者造成傷害，也會對組織造成嚴重的潛在負面影響[1]。并且，由于內部審計師所涉工作范圍極廣，除財務審計外，還承擔經營審計、信息安全審計、生存能力和災難恢復審計、管理審計、風險管理等職責[2]，所以其親組織非倫理行為會對組織造成全面影響。尤其是在全球經濟和金融一體化的環境下，若跨國企業集團和金融機構中的內部審計師參與親組織非倫理行為，更容易引發跨區域的連鎖反應。為遏制員工參與親組織非倫理行為，國內外學者對其影響因素進行了廣泛探討，但都是針對普通員工展開的研究。事實上鑒于其職業特點，內部審計師與普通員工面臨的親組織非倫理行為決策困境迥然不同，這將導致相應行為的成因及治理措施也大相徑庭。因此，只有結合職業情景去解析其決策困境，進而深入挖掘行為的根源和機制，才能有針對性地提出糾正方案，從而端本正源，最終提升內部審計的治理效率。

1相關研究評述

親組織非倫理行為是從非倫理行為中延伸出的一個具有內在矛盾性的概念。UMPHRESS et al.[3]將其定義為旨在促進組織或組織成員效率，但違反核心價值觀、道德觀念、法律、社會準則的行為?？梢?，首先，親組織非倫理行為被框定為一種不道德行為，這是它的本質；其次，行為的初衷是促進組織或組織成員利益，這是它區別于其他非倫理行為的特點；最后，在此初衷之外，該行為是否還包括惠及自身的意圖，并不構成界定親組織非倫理行為的必要條件，即親組織非倫理行為可以含有、也可不含自利目的[4]。已有研究主要采用個體-情景互動模型，大致從個體與組織互動和個體與他人互動兩方面對親組織非倫理行為的影響因素進行研究。

個體與組織互動方面的研究主要采用社會交換視角，以積極因素-消極后果為范式，探討員工的組織認同和組織承諾對親組織非倫理行為的推進作用。UMPHRESS et al.[5]研究發現，高度的組織認同可以激勵員工“不擇手段”地為組織利益服務，而當員工擁有強烈的積極互惠主義觀念時，這種激勵作用更強；UMPHRESS et al.[3]認為組織認同和積極社會交換關系誘導員工參與親組織非倫理行為的機制是中和化過程，該過程中員工忽視、掩飾甚至摒棄了道德責任。延續這兩篇開創性研究，CHEN et al.[6]將中和化過程具體為道德推脫，并驗證了當組織面臨激烈的市場競爭時，具有高度組織認同的員工更容易通過親組織非倫理行為幫助組織贏得競爭。與組織認同的概念類似，組織承諾也體現了員工與組織間的親密關系。已有研究證實整體的組織承諾和分維度的情感承諾與親組織非倫理行為的正向關系[7-8]。

個體與他人互動方面，已有研究主要從領導與成員交換視角，將個體層面的態度變量和領導力層面的情景變量納入同一框架。MIAO et al.[9]和李根強[10]證實倫理領導與親組織非倫理行為呈倒U形關系；EFFELSBERG et al.[7]認為變革型領導可以喚醒下屬的組織自尊感、自我效能感，從而提升其參與親組織非倫理行為的意愿。在此基礎上，GRAHAM et al.[11]加入信息溝通方式的作用，發現受框架作用的影響，若變革型領導采用消極的語言溝通，更易誘導員工參與親組織非倫理行為。此外，近年來開始有研究關注中國情景的作用，林英暉等[4]驗證了差序式領導對圈內人和圈外人的親組織非倫理行為均有促進作用；張永軍等[12]關注家長式領導，研究發現威權領導和仁慈領導與親組織非倫理行為的正向關系以及德行領導與親組織非倫理行為的倒U形關系。

綜上所述，已有研究存在一些不足。①無論個體與組織互動還是與他人互動的研究都只針對普通員工，缺乏對專業員工的關注。然而隨著職業情景的變化，互動對象和互動過程也會相應發生改變，并最終導致決策困境和決策程序的變更。②已有研究多關注親組織非倫理行為決策中的理性認知因素，如道德推脫和自我效能感等，而忽略了情緒的作用。然而親組織非倫理行為這種“亦正亦邪”的行為涉及更為復雜的倫理困境，從而更易觸發激烈的情緒反應。③雖然有少量研究開始關注中國文化的影響，但大多數研究依然是在西方情景中展開。然而倫理決策不僅是個人選擇問題，更反映了當前的社會文化問題[13]。鑒于此，首先，本研究從內部審計師的職業特點出發，發掘其頻繁經歷的組織認同與職業認同(雙重認同)沖突，從而界定其面臨的親組織非倫理行為決策困境；其次，回溯困境背后的文化因素及其主導下的心理決策程序，從而挖掘其行為的根源；再次，界定雙重認同與親組織非倫理行為的直接效應和聯合效應；最后，在此基礎上識別雙重認同與親組織非倫理行為間的理性(認知)和感性(情緒)機制。

2理論分析和研究假設

2.1雙重認同對親組織非倫理行為的直接效應

社會認同理論是由TAJFEL et al.[14]提出的。社會認同是指個體從其所屬群體中抽離出知識、價值觀、情感，并將其融入形成自我概念的過程。根據社會認同理論，社會認同包含去人格化和自我類化兩個基本的子程序。通過去人格化，個體喪失個人身份，保留社會身份，從而使看待問題的視角從“我”變成“我們”；通過自我類化，個體將自己歸屬于某一特定的社會群體，從而將世界區分為“我們”和“他們”?；谏鐣J同理論，組織認同是指個體以所屬組織成員的身份來定義自身的程度。當具有較高的組織認同時，人們會將某組織的成員作為自我概念的一部分。與組織認同相對應，職業認同是指個體根據其職業特點和屬性來定義自身的程度。當具有較高的職業認同時，人們會將某領域專業人士作為自我概念的一部分[15]。

已有關于組織認同和職業認同的研究主要關注普通員工，較少關注在特定專業領域具有一定技術專長的專業員工。與普通員工不同，作為專業員工的內部審計師很容易同時與所在組織和職業建立心理契約，從而兼具一定的組織認同和職業認同。HEKMAN et al.[16]認為，具有雙重認同是專業員工與普通員工的顯著區別之一。專業員工與組織和職業的社會交換過程取決于他們的組織認同和職業認同程度[17]。已有研究普遍贊同，組織認同可以推進一系列的親組織行為，從正面的角色外行為到負面的親組織非倫理行為盡皆囊括[18]。盡管尚未有研究直接探討職業認同與親組織非倫理行為的關系，但職業認同在規范員工行為方面的積極作用已得到了學者們的充分肯定。BAUER[19]發現，外部審計師的職業認同可以降低客戶對職業判斷的干擾，增加審計師的職業懷疑；VOUGH[20]認為，員工的職業認同與其對自我的期望密切相關，職業認同越高，個體的理想化自我越接近于完美的職業原型，它將約束和限制個體為組織“做貢獻”的程度。根據以上分析，本研究提出假設。

H1組織認同越高，內部審計師的親組織非倫理行為傾向越高。

H2職業認同越高，內部審計師的親組織非倫理行為傾向越低。

2.2雙重認同對親組織非倫理行為的聯合效應

與律師、工程師、醫生等專業員工相比，內部審計師天然的職業設定決定了他們更容易經歷雙重認同沖突。認同沖突是指，當組織與職業具有矛盾的目標和價值觀，同時具有兩種身份的個體需要參與不相容的行為時所經歷的沖突[21]。具體而言，內部審計師既是組織的監督者，又是組織的內部人。作為監督者，職業準則要求其審查和監督組織，以確保合適的風險管理和內部控制；而作為內部人，組織又會暗示其以組織利益最大化為原則行事。在親組織非倫理行為決策中，職業目標與組織目標沖突，選擇維護組織利益勢必違背職業準則，而選擇遵循職業準則又會損害組織利益。此時，內部審計師的社會認同過程發生障礙，面對兩個“我們”，個體很難抉擇犧牲一個群體的利益來維護另一個群體的利益，從而陷入進退兩難的親組織非倫理行為決策困境。

考慮認同沖突，將雙重認同割裂開來去靜態地研究內部審計師的親組織非倫理行為決策并不妥當，因為一種認同的定向效應很可能受另一種認同的干擾，所以考慮雙重認同的聯合效應更為必要。已有關于聯合效應的研究通常采用調節或交互效應模型在二維平面內展開。然而，此類模型只關注調節或交互變量對主效應的加強或減弱關系，無法真正揭示變量間的聯動[22]，因而也很難呈現內部審計師在親組織非倫理行為決策困境中的心理沖突和博弈。事實上，雙重認同的內在互動過程非常復雜、生動，在與組織認同共同作用時，職業認同并非只起到簡單的“添加劑”或“附屬物”的作用[23]。鑒于此，本研究采用響應面模型分析雙重認同對親組織非倫理行為的聯合效應。該模型涉及雙重認同的一致性比較，可以呈現變量間的三維立體關系，從而對以下問題提供詳盡解答：①雙重認同的差異程度如何影響親組織非倫理行為；②雙重認同相等時，隨著認同水平的變化，親組織非倫理行為如何變化[24]。本研究從3個角度就雙重認同對親組織非倫理行為的聯合效應進行分析。

從自我一致性角度，在面臨多重認同時，個體的自我定位將與最核心的社會認同保持一致[25]。具體而言，認同通過內化和外化兩個過程影響個體行為[26]。當組織認同高于職業認同時，首先內部審計師會將組織目標內化為核心自我概念，然后通過親組織非倫理行為將其展現出來；并且雙重認同的差值越大，這種核心自我概念越明確，其參與親組織非倫理行為的傾向越大。當組織認同低于職業認同時，首先內部審計師會將職業目標內化為核心自我概念，然后通過捍衛職業準則和價值觀的行為展現出來；并且雙重認同的差值越大，這種核心自我概念越明確，其參與親組織非倫理行為的傾向越小。當內部審計師的雙重認同相等時，其核心自我概念難以明確，導致他們參與親組織非倫理行為的意愿既不像第1種情形那么強烈，也不像第2種情形那么微弱。由于此時雙重認同具有大小相等、方向相反的作用力，所以認同水平的高低對內部審計師的親組織非倫理行為決策不存在顯著影響。

從社會交換角度，雙重認同的比較將決定員工所感知的與組織或職業的關系距離，而關系距離的遠近最終決定員工與組織和職業之間的互惠關系，即關系距離越近(遠)，互惠關系越強(弱)[21]。其原因在于，①潛意識中員工認為其從關系距離較遠的群體中獲取的未來收益將遠低于預期；②關系距離可以顯著增加個體與組織之間的不信任感[27]。而且由于專業員工往往缺乏足夠的時間和資源同時滿足背離的組織和職業目標，所以他們常常要在與組織和職業保持孰強孰弱的互惠關系中進行權衡。因此，當組織認同高于職業認同時，內部審計師感知到與組織的關系距離更近，從而更注重與組織間的積極互惠，導致其參與親組織非倫理行為的意愿較高；并且雙重認同的差值越大，與組織間的積極互惠越強，親組織非倫理行為傾向越高。當組織認同低于職業認同時，內部審計師感知到與職業的關系距離更近，從而更注重與職業間的積極互惠，導致其參與親組織非倫理行為的意愿較低；并且雙重認同的差值越大，與職業間的積極互惠越強，親組織非倫理行為傾向越低。當雙重認同相等時，內部審計師感知到的與組織和職業的關系距離相等，導致其參與親組織非倫理行為的意愿介于前兩種情況之間；并且同等程度的積極互惠關系導致無論認同水平高低，行為人都會在服務于組織利益還是服務于職業目標之間徘徊，認同水平的高低對于親組織非倫理行為傾向不會造成顯著影響。

從社會排斥角度，站在社會群體立場，每個群體都傾向于保留為群體目標做出貢獻的成員，同時排斥不作為或妨礙群體目標的成員[28]。而站在群體成員立場，他們會本能地避免被社會群體排斥，并且在意識到排斥風險時會更積極地為該群體做貢獻[29]。因此，當組織認同高于職業認同時，內部審計師更擔心被所屬組織排斥，從而更容易參與親組織非倫理行為；并且雙重認同的差值越大，越擔心被組織排斥，從而越容易參與親組織非倫理行為。當組織認同低于職業認同時，內部審計師更擔心被職業群體排斥，從而更不容易參與親組織非倫理行為；并且雙重認同的差值越大，越擔心被職業排斥，從而越不容易參與親組織非倫理行為。當雙重認同相等時，專業員工既擔心被所在組織排斥，又擔心被所在職業排斥，其親組織非倫理行為傾向會介于組織認同高于職業認同與低于職業認同之間；并且無論認同水平高低，內部審計師都會同等擔憂被兩個對立的社會群體排斥，因此差異化的認同水平上，內部審計師的親組織非倫理行為傾向是相似的。

反觀文化情景，本研究對聯合效應進行更深入的解釋。一方面，盡管封建政治體系已經消亡，但儒家的忠君思想依然深入人心。曾子曾經說過，“夫子之道，忠恕而已矣”?！蹲筠D》中有言，“失忠與敬，何以事君”。延伸到現代組織中，君臣關系已然不復存在，取而代之的是下屬對組織以及作為組織代表的管理者的忠誠[30]。當組織認同高于職業認同時，站在“內部人”的立場上，內部審計師更傾向于“盡忠”，此時他很可能會淪為組織的“保護者”，選擇為組織的不當行為遮掩，做出親組織非倫理行為；且二者差值越大，越容易偏向“保護者”角色，從而具有更高的親組織非倫理行為傾向。另一方面，職業認同與儒家倫理中的“義”的作用幾無二致?！傲x”是指正義、道義，它指導人們區分對錯。孔子說過，“君子喻于義，小人喻于利”。孟子的“義”論中提及：“生，亦我所欲也；義，亦我所欲也；二者不可兼得，舍生取義者也?！碑斀M織認同低于職業認同時，作為組織的監督者，內部審計師更傾向于“守義”，此時他會選擇維護職業價值觀、規范和信仰，不愿參與親組織非倫理行為；且二者差值越大，越容易偏向監督者角色，從而具有更低的親組織非倫理行為傾向。而當雙重認同相等時，內部審計師在“盡忠”與“守義”之間躑躅，最終導致參與親組織非倫理行為的傾向介于組織認同高于職業認同與低于職業認同之間；且無論認同水平高低，平衡的作用力將導致無差別的親組織非倫理行為傾向。根據以上分析，本研究提出假設。

H3當組織認同高于職業認同時，內部審計師的親組織非倫理行為傾向較高；且雙重認同差值越大，該傾向越高。當組織認同低于職業認同時，該傾向較低；且雙重認同差值越大，該傾向越低。當組織認同等于職業認同時，該傾向介于二者之間。

H4組織認同等于職業認同時，認同水平的高低對內部審計師的親組織非倫理行為傾向沒有顯著影響。

2.3道德推脫的中介作用

社會心理學的研究已經證實，人性一般是努力向善的，大多數道德違規者并非天生的“壞人”，他們在很大程度上擁有符合社會規范的自律機制[31]，因此大多數非倫理行為的發生是由于違規者通過道德推脫使自律機制失靈。道德推脫理論(moral disengagement theory)是BANDURA et al.[32]提出的，該理論認為，道德推脫是個體在面臨倫理困境時，運用合理化的程序為自己的非倫理行為找借口，使其在做出非倫理行為的同時不會受到自我譴責?？梢姡赖峦泼撌且粋€“自欺欺人”的認知過程，它給予不道德行為看似合乎邏輯的解釋，從而幫助個體逃避或扭曲現實，最終退縮到一個“理想化的道德世界”。已有研究已普遍證實了道德推脫對親組織非倫理行為的推動作用[33]。

BANDURA[34]界定了8種道德推脫機制，包括道德辯護、委婉標簽、有利比較、責任轉移、責任分散、無視或扭曲結果、去人性化和責備歸因。從自我一致性角度，當組織認同更高時，親組織非倫理行為可以被自我辯解為“表忠心”，甚至是公而忘私、利他主義的體現(道德辯護)，這種觀點被EFFELSBERG et al.[7]稱為忠誠的代理人觀。而當職業認同更高時，專業員工對管理者的接納程度最差，甚至可能故意唱反調[35]，因而不屑于去進行諸如“表忠心”之類的道德推脫。從社會交換角度，當組織認同更高時，秉承與組織積極互惠的原則，行為人可以為其不當行為找借口，如“為組織做貢獻的人才配獲取收益”(委婉標簽)。而當職業認同更高時，行為人更注重與職業之間的積極互惠，即他們更看重職業團體內的橫向交流和發展。從社會排斥角度，組織認同更高的行為人傾向于提出理由，即“如果不去做這種行為，我很可能直接面臨失去晉升機會甚至失業，而如果去做這種行為，卻不一定會造成直接傷害”(有利比較、無視或扭曲結果)。他們也可以通過轉移或分散責任的方式弱化其在親組織非倫理行為中所扮演的角色，如“激烈的競爭環境迫使我不得不為了企業生存而適度調控財務報表”“如果不去做這種行為，我會被組織視為無用的人，所以組織更應當為我的行為負責”。而職業認同更高的內部審計師具有較高的職業使命感和清晰的職業愿景，相比組織內的職位保留和晉升機會，行為人更擔心失去在行業內發展的機會。據此，本研究提出假設。

H5組織認同與職業認同的聯合效應通過道德推脫的中介作用影響內部審計師的親組織非倫理行為傾向。

2.4預期內疚的中介作用

越來越多的研究表明，倫理行為和非倫理行為不只是理性推理的函數。在倫理困境中，對與錯的沖突不可避免地會引發激烈的情緒反應。WEISS et al.[36]提出情感事件理論，該理論認為，工作場所事件很容易觸發員工的情感和情緒反應，進而直接影響其后續工作行為，包括組織公民行為、反生產行為、助人行為和保留努力等[37]，這些工作場所事件被稱為情感事件。然而，已有研究主要關注一般沖突情景誘發的基本情緒，而對特定沖突情景——倫理困境中的道德情緒卻缺乏關注。與基本情緒不同，道德情緒是指與社會福利相關的情緒，而基本情緒只是與評估主體自身福利相關的情緒[38]。當陷入倫理困境的個體預期會做出非倫理行為時，預期內疚是一種常見的道德情緒回應。預期內疚也稱事前內疚，它與事后的反應性內疚相對，是指個體事先擔心自身行為可能錯誤的一種不愉快的情緒反應[39]。

作為一種自我意識情緒，內疚情緒往往與個體的認同構建緊密相關。職業認同越高，專業員工越能夠識別并重視親組織非倫理行為的非倫理后果，從而越容易產生負罪感；而組織認同越高，員工越能夠識別并重視該行為中的親組織意圖，從而越容易減緩其內疚感[3,5]。從自我一致性角度，內疚情緒更多地強調遵循自我標準而非社會標準，當個體行為與自我標準不一致時，即個體未能滿足其感知到的“角色”要求時，會觸發預期內疚[39]。從社會交換角度，JOHNSON et al.[40]認為，重要關系的失敗容易引發內疚和羞恥等負面的道德情緒，但羞恥情緒主要產生在錯誤行為被公開曝光之后；BIRNBERG[41]認為，個體認為自身的“無能”會對群體和群體內其他成員造成困擾或妨礙，這是個體在未能達到群體目標時產生內疚感的主要原因。從社會排斥角度，已有研究認為，當個體將某項錯誤行為進行外部歸因，即歸因于自身不可控或控制度差的因素時，其內疚感會減輕[42]。當內部審計師擔心被所屬組織排斥時，很可能將親組織非倫理行為歸因于感知的壓力等外部因素，導致內疚感較弱。據此，本研究提出假設。

H6組織認同與職業認同的聯合效應通過預期內疚的中介作用影響內部審計師的親組織非倫理行為傾向。

3研究設計

3.1參與者和步驟

參照FAROOQ et al.[43]研究的做法，采用便利抽樣法由團隊成員借助私人關系網絡收集數據。被調研的39家企業分布于長春、北京和西安等9個東、中、西部城市，項目組在被調研的企業設有聯絡人，最終樣本均為專業的內部審計師。由于來自同一數據源的截面數據受同源偏差的影響較大，所以借鑒LIN et al.[44]的做法，采用多波段研究方法分兩次收集數據，兩次調查的時間間隔為4周，該方法也被認為更利于檢驗因果關系。調研工作在2017年4月至9月完成。在時點1，對286位內部審計師進行調查，要求被試填寫有關組織認同、職業認同、道德推脫、預期內疚、社會贊許性以及人口統計學的相關題項。在時點2，要求被試閱讀4個虛擬場景并填寫有關親組織非倫理行為傾向的題項。除控制變量外，研究所用量表均采用Likert 7點評分法，在親組織非倫理行為傾向問卷中，1為做出相同行為的概率非常低，7為做出相同行為的概率非常高；在組織認同、職業認同、道德推脫、預期內疚、社會贊許性問卷中，1為非常不同意，7為非常同意。

向所有參與人承諾調研結果僅用于學術研究，會嚴格匿名。在刪除無效問卷后，最終成功匹配兩時點的問卷量為212份，問卷回收率為74.126%。

從樣本分布情況看，國有企業為24家，民營企業為15家，涉及金融、物流、科技、煤炭、制造業等行業。從性別看，男性占40.094%，女性占59.906%。從年齡看，20歲及以下的占4.717%，21歲～29歲的占33.962%，30歲～39歲的占37.736%，40歲及以上的占23.585%。從學歷看，大專及以下學歷的占33.491%，本科學歷的占53.302%，碩士研究生及以上學歷的占13.207%。從任期看，小于1年的占13.208%，2年～5年的占36.792%，6年～9年的占28.302%，10年以上的占21.698%?？傮w看，樣本分布以女性居多，年齡結構合理，學歷主要集中在本科學歷，任期分布均勻，大致符合財會和審計類工作的分布特征。

3.2變量測量

(1)組織認同(OI)。借鑒MAEL et al.[15]開發的成熟量表測量組織認同，包含5個題項，分別為“當有人批評我的公司時，我感覺這是一種人身侮辱”“我很感興趣他人對我的公司的看法”“當談論到我的公司時，我通常說的是‘我們’，而不是‘他們’”“我公司的成功也是我的成功”“當有人贊頌我的公司時，感覺就像是贊美我個人”。本研究中該量表的α值為0.890。

(2)職業認同(PI)。運用響應面分析技術時自變量需滿足兩個條件，即來源于相同的概念閾、采用相同量尺的測量工具[45]。本研究涉及的兩個自變量均屬認同范疇，且均采用Likert 7點評分法，滿足這兩個條件。而且，為了更好地進行變量間的一致性比較，本研究借鑒GARCIA-FALIRES et al.[37]的做法，將組織認同量表改述為獲取職業認同量表，同樣包含5個題項，分別為“當有人批評內部審計工作或內部審計師時，我感覺這是一種人身侮辱”“我很感興趣他人對內部審計的看法”“當談論到內部審計師時，我通常說的是'‘我們’，而不是‘他們’”“內部審計這一職業的成功也是我的成功”“當有人贊頌內部審計師時，感覺就像是贊美我個人”。本研究中該量表的α值為0.913。

(3)道德推脫(MD)。已有研究對于道德推脫的測量一般用成熟量表，或采用開放性問題收集初始信息，然后由專家對初始信息進行分析和編碼[46]。考慮成本效益原則，本研究采用CHEN et al.[6]的量表測量道德推脫，包含3個題項，分別為“為了保護公司利益，隱瞞潛在的有害信息是可以的”“為了保護公司利益，不完全誠實是可以的”“為了保護公司利益，誤導別人是可以的”。本研究中該量表的α值為0.822。

(4)預期內疚(AG)。采用ROSEMAN et al.[47]的成熟量表測量預期內疚，要求被試回答：“如果你將為保護組織利益而做出有悖職業道德的行為，你會產生以下感知的程度”，回答選項包含10個，分別為“我會感覺到緊張”“我會感覺到懊悔”“我會認為我是在犯錯誤”“我會認為我不應該那么做”“我會想撤銷我所做的一切”“我會想要懲罰我自己”“我會想要道歉”“我會想避開別人的關注”“我會想彌補我所做錯的事”“我會想要得到原諒”。本研究中該量表的α值為0.937。

(5)親組織非倫理行為傾向(Upb)。已有研究普遍采用的親組織非倫理行為傾向問卷來自UMPHRESS et al.[5]的研究，但該問卷針對普通員工，不完全適用于內部審計師。為此本研究借鑒TIAN et al.[1]和RECKERS et al.[48]的研究，編制針對內部審計師的4個親組織非倫理行為決策場景，要求被試在閱讀相關場景之后假設置身其中，回答做出相同行為的概率，場景包括未入賬負債的重要性問題(財務審計)、高級銷售主管重置計算機日期將銷售額提前(信息審計)、乳酪餅干鉛含量輕微超標(經營審計)和海外子公司員工面臨不安全工作環境(管理審計)，本研究中該量表的α值為0.855。

(6)社會贊許性。在行為研究中，尤其是在自我報告的、涉及倫理行為和非倫理行為的敏感性問題中，社會贊許性被認為是最重要的系統性誤差之一。本研究采用由FISCHER et al.[49]精簡的包含6個題項的Marlowe-Crowne量表測量社會贊許性，分別為“當我不能按照自己的方法做事時，我會感覺憤恨”(反向題項)、“有時我非常嫉妒別人的好運”(反向題項)、“我從未特別討厭過任何人”“有時即使知道權威人士是對的，我也喜歡反抗他們”(反向題項)、“我總是很有禮貌，甚至對那些我很討厭的人”和“有時在別人向我求助時我會惱怒”(反向題項)。本研究中該量表的α值為0.884。

(7)其他控制變量。①本研究參照TIAN et al.[1]的做法，將性別、年齡、學歷(以2個啞變量區分3個學歷層次)和任期這些個體層面變量作為控制變量。②盡管已有研究很少將組織層面的變量作為控制變量，但組織背景和組織特征等往往會顯著影響其面臨的監管和輿論壓力等，從而可能影響內部審計師的親組織非倫理行為決策。鑒于此，本研究將行業、是否國企和是否上市這些重要的組織因素進行控制。此外，與西方國家不同，中國存在黨政合一的政治格局，在國有企業中黨組織通過“雙向進入、交叉任職”的方式參與公司治理，在民營企業中也在逐漸加強黨組織建設，黨組織參與治理是否抑制內部審計師的親組織非倫理行為是在中國特色的公司治理中需要特別考慮的問題。因此，本研究將企業中是否有黨組織和內部審計師是否黨員也作為控制變量加入分析。

4實證分析

4.1描述性統計和相關分析

表1給出主要變量的描述性統計分析和相關分析結果。由表1可知，社會贊許性與親組織非倫理行為傾向之間具有顯著的負相關關系，r=-0.140,p<0.050，說明社會贊許性對于涉及倫理問題的回答確實產生了一定影響。

4.2測量模型的比較

表1描述性統計和相關分析結果Table 1Results for Descriptive Statistics and Correlation Analysis

注：**為p<0.050，***為p<0.010，下同。

表2驗證性因子分析結果Table 2Results for Confirmatory Factor Analysis

注：零模型中所有變量之間沒有關系，單因子模型為將所有變量合為一個潛在因子，2因子模型為職業認同、組織認同+預期內疚+道德推脫+親組織非倫理行為傾向，3因子模型1為職業認同、道德推脫、組織認同+預期內疚+親組織非倫理行為傾向，3因子模型2為職業認同、預期內疚、組織認同+道德推脫+親組織非倫理行為傾向，4因子模型1為職業認同、道德推脫、親組織非倫理行為傾向、組織認同+預期內疚，4因子模型2為組織認同、職業認同、道德推脫、預期內疚+親組織非倫理行為傾向，4因子模型3為職業認同、道德推脫、預期內疚、組織認同+親組織非倫理行為傾向，4因子模型4為組織認同、職業認同、預期內疚、道德推脫+親組織非倫理行為傾向，5因子模型為本研究所用模型，加入潛因子模型為加入社會贊許性。

4.3同源偏差檢驗

表3Harman單因素檢驗結果Table 3Results for Harman′s Single-factor Test

4.4假設檢驗

(1)多項式回歸和響應面分析

為預測并生動刻畫兩個自變量對因變量的聯合影響，EDWARDS et al.[52]的研究提出多項式回歸和響應面分析技術，本研究采用的多項式回歸方程為

(1)

其中，i為內部審計師，j為控制變量，Coni,j為i內部審計師的j控制變量，n為控制變量個數，β0為截距項，β1～β5為各變量系數，βj為控制變量系數，εi為殘差項。

運用Spss 19.0進行分層次多項式回歸，結果見表4，模型1探討組織認同、職業認同以及二者的交互項和平方項與中介變量道德推脫的關系；模型2探討組織認同、職業認同以及二者的交互項和平方項與中介變量預期內疚的關系；模型3檢驗組織認同和職業認同與親組織非倫理行為傾向的關系；模型4在模型3的基礎上加入組織認同與職業認同的交互項和二者的平方項，檢驗交互項和平方項對親組織非倫理行為傾向的影響；模型5在模型4的基礎上加入道德推脫，檢驗中介變量道德推脫對親組織非倫理行為傾向的影響，模型6在模型4的基礎上加入預期內疚，檢驗中介變量預期內疚對親組織非倫理行為傾向的影響，初步驗證中介效應是否存在；模型7在模型4的基礎上同時加入道德推脫和預期內疚，用于觀察兩個中介變量對親組織非倫理行為傾向的共同作用。

由表4模型3可知，組織認同對親組織非倫理行為傾向具有顯著的正向影響，β=0.734,p<0.010，H1得到驗證；職業認同對親組織非倫理行為傾向具有顯著的負向影響，β=-0.427,p<0.010，H2得到驗證。模型4回歸結果表明，在加入交互項和平方項后，模型的解釋力具有顯著改善，ΔR2=0.046，ΔF=5.930，p<0.010；組織認同與職業認同的交互項對親組織非倫理行為傾向具有顯著影響，β=-0.210,p<0.010；職業認同的平方項對親組織非倫理行為傾向具有顯著影響，β=-0.204,p<0.050，說明可能存在非線性關系。

表4多項式回歸分析結果Table 4Results for Polynomial Regression

注：*為p<0.100，下同。

本研究構造響應面，以三維圖形刻畫組織認同和職業認同與親組織非倫理行為傾向之間的關系。當雙重認同完全匹配(OI=PI)時，(1)式變形為

(2)

當雙重認同完全不匹配(OI=-PI)時，(1)式變形為

(3)

參照郭靖等[53]的做法，為呈現主要變量間的三維關系，本研究用不包含控制變量的回歸結果計算響應面分析的參數，定義α1=β1+β2，α2=β3+β4+β5，α3=β1-β2，α4=β3-β4+β5，α1為OI=PI時響應面的斜率，α2為OI=PI時響應面的曲率，α3為OI=-PI時響應面的斜率，α4為OI=-PI時響應面的曲率。運用Matlab 8.2進行響應面分析，結果見表5。

表5響應面分析結果Table 5Results for Response Surface Analysis

雙重認同與親組織非倫理行為傾向的響應面見圖1，該響應面中，α1=0.296,p<0.010；α2=-0.298,p<0.050；α3=1.241,p<0.010；α4=0.172,p<0.100。沿著OI=-PI存在凸形響應面，即呈現U形曲線。然而由于拋物線的對稱軸(OI=-3.608)在研究的取值區間左側，所以在取值區間內該曲線是單調遞增的，其平面圖見圖2，H3得到驗證。沿著OI=PI存在凹形響應面，即呈現倒U形曲線，其平面圖見圖3，H4沒有得到驗證?？赡艿脑蚴?，雖然此時雙重認同水平相等，但隨著認同絕對值的變化，二者對決策影響的權重出現差異。當雙重認同水平均較高時，高度的職業認同會向員工傳達清晰、堅定、較難被扭轉的職業理念。從自我一致性角度，職業理念更易被內化為相對核心的自我概念。從社會交換角度，內部審計師更可能傾向于服務職業目標。從社會排斥角度，決策者非常明確何種行為會帶來“轉行”的風險。而當雙重認同水平均較低時，一方面，職業認同所傳達的職業理念模糊不清，約束力較為疲軟；另一方面，與所屬組織相比，職業群體是一個較為松散的實體，它向內部審計師施加的壓力弱于組織。從自我一致性角度，組織目標更易被內化為相對核心的自我概念。從社會交換角度，內部審計師更可能傾向于服務組織利益。從社會排斥角度，內部審計師在更大概率上會擔憂從原單位“離職”的風險。因此，在認同水平逐漸增大的過程中，最初組織認同在決策中所占權重較大，因此會主導最終決策，導致親組織非倫理行為傾向隨著認同水平的增大而增大；達到某一點后，職業認同開始占據主導，導致親組織非倫理行為傾向隨著認同水平的增大而減少，最終認同水平與親組織非倫理行為傾向間呈倒U形關系。

本研究進一步探討雙重認同與道德推脫和預期內疚的關系，采用的多項式回歸方程為

(4)

其中，γ0為截距項，γ1～γ5為各變量系數，γj為控制變量系數，μi為殘差項。

圖1雙重認同與親組織非倫理行為傾向的響應面Figure 1Response Surface of Dual Identification on Upb

0點左側OIPIOI∈[-2.068,1.671]PI∈[-2.223,1.777]圖2雙重認同不一致性匹配時的親組織非倫理行為傾向Figure 2Upb When OI Incongruence in PI

OI∈[-2.068,1.671]PI∈[-2.223,1.777]圖3雙重認同一致性匹配的親組織非倫理行為傾向Figure 3Upb When OI Congruence in PI

由表4和表5可知，在雙重認同與道德推脫的響應面中，沿著OI=PI存在凹形響應面，α1=0.134, n.s.；α2=-0.246,p<0.050。沿著OI=-PI存在凹形響應面，α3=0.738,p<0.010；α4=-0.229,p<0.050。但在取值區間內是單調遞增的，其響應面圖的形狀與圖1幾乎一致。在雙重認同與預期內疚的響應面中，沿著OI=PI呈現線性關系，α1=-0.082, n.s.；α2=0.083, n.s.。沿著OI=-PI呈現線性關系，α3=-0.780,p<0.010；α4=0.040, n.s.?？梢姰旊p重認同相等時，認同水平的大小并不影響預期內疚的高低。

(2)中介效應分析

由于傳統的中介效應分析方法(逐步回歸法和Sobel法等)只能檢驗單一自變量通過中介變量對因變量產生的影響，所以并不適用于本研究涉及兩個自變量的中介效應檢驗。因此，本研究借鑒COLE et al.[54]的做法，首先，檢驗中介變量在模型中的預測意義；其次，以中介變量為因變量，以組織認同、職業認同以及二者的平方項和交互項為自變量進行回歸，將得出的回歸系數與對應變量的原始數據加權相加構造塊變量(block variable)；最后，建立以塊變量為自變量的中介效應模型，由于變量違背正態分布假設，所以采用Bootstrap法進行參數估計，Bootstrap運算采用的軟件為Mplus 7.0。

首先，分析道德推脫的中介效應。由表4的模型5可知，道德推脫進入方程后，對親組織非倫理行為傾向具有顯著正向影響，β=0.164,p<0.050；表6給出塊變量對親組織非倫理行為傾向的直接效應和間接效應。由表6可知，Bootstrap的5 000次計算結果表明，塊變量對親組織非倫理行為傾向的直接效應顯著，r=1.635，99%置信區間為[1.155,2.115]；塊變量通過道德推脫對親組織非倫理行為傾向的間接效應也顯著，r=0.204，95%置信區間為[0.026,0.443]。說明部分中介效應存在，H5得到驗證。

其次，分析預期內疚的中介效應。由表4的模型6可知，預期內疚進入方程后，對親組織非倫理行為傾向具有顯著負向影響，β=-0.197,p<0.050；由表6可知，Bootstrap的5 000次計算結果表明，塊變量對親組織非倫理行為傾向的直接效應顯著，r=-1.568，99%置信區間為[-1.994，-1.141]；塊變量通過預期內疚對親組織非倫理行為傾向的間接效應也顯著，r=-0.189，95%置信區間為[-0.418，-0.001]。說明部分中介效應存在，H6得到驗證。

4.5進一步檢驗

盡管本研究采用的親組織非倫理行為場景呈現出較高的內部一致性信度，然而在不同場景中內部審計師面臨的倫理困境依然具有差異性，從而可能導致差異性的聯合效應。不同親組織非倫理行為場景的多項式回歸和響應面分析結果分別見表7和表8。場景1中，①加入組織認同和職業認同的平方項和二者的交互項后，模型解釋力顯著提高，模型9的ΔR2=0.062,ΔF=6.708,p<0.010，同時職業認同的平方項和組織認同與職業認同的交互項顯著，初步說明存在非線性關系。②沿著OI=PI存在凹形響應面，α1=0.401,p<0.010；α2=-0.487,p<0.010。沿著OI=-PI存在正向線性關系，α3=1.302,p<0.010；α4=0.177, n.s.。同理，場景2中，沿著OI=PI響應面的斜率和曲率均不顯著，沿著OI=-PI存在正向線性關系。場景3中，沿著OI=PI存在凹形響應面，沿著OI=-PI存在正向線性關系。場景4中，沿著OI=PI存在凹形響應面，沿著OI=-PI存在凸型響應面，但由于極值點的橫坐標為負，所以在研究區間內是單調遞增的。綜上所述，在4個場景中，OI=-PI線上的單調遞增關系是穩定的，而OI=PI線上的關系是不穩定的，特例發生在場景2中，此時當雙重認同相等時，認同水平的高低并不會影響親組織非倫理行為傾向?？赡艿脑蚴牵环矫?，與場景3和場景4相比，場景2不涉及過于敏感的倫理問題；另一方面，場景2的倫理問題雖然與財務報表有一定關聯，但關聯并不像場景1那么直接，因而也不像場景1那么容易引起財務工作者的警覺。以上原因導致內部審計師在此情景中沒有展現出激烈的倫理沖突。

5結論

5.1研究結果

內部審計師面臨的親組織非倫理行為決策困境是：如果參與親組織非倫理行為，會違背職業道德和公益使命；如果不參與親組織非倫理行為，則可能面臨不顧組織利益的譴責。在這種“忠義兩難全”的情景中，內部審計師是選擇“盡忠”還是“守義”，針對這個問題，本研究得到富有啟發性的研究結果。

(1)組織認同越高或職業認同越低，內部審計師的親組織非倫理行為傾向越高。當組織認同高于職業認同且雙重認同差值越大時，該傾向越高。當組織認同低于職業認同且雙重認同差值越大時，該傾向越低。當雙重認同相等時，該傾向介于二者之間。并且，當雙重認同相等時，認同水平與親組織非倫理行為傾向呈倒U形關系。因此，基本上職業認同會起到遏制親組織非倫理行為的積極作用，而組織認同會起到推進親組織非倫理行為的消極作用，特例出現在雙重認同水平相等的情景中，此情景中，中度的組織認同(職業認同)而非高組織認同(低職業認同)更易導向親組織非倫理行為。

表6基于塊變量法的中介效應分析Table 6Mediating Effects Based on Block Variable Approach

表7不同親組織非倫理行為場景的多項式回歸結果Table 7Results for Polynomial Regression of Different Unethical Pro-organizational Behavior Scenarios

表8不同親組織非倫理行為場景的響應面分析結果Table 8Results for Response Surface Analysis of Different Unethical Pro-organizational Behavior Scenarios

(2)道德推脫是雙重認同促進內部審計師親組織非倫理行為的認知機制，該結果揭示了理性分析程序中“非理性”的一面，即人們有時運用審慎的認知推理程序，不是為了正面解決問題，而是為了逃避或扭曲現實。

(3)預期內疚是雙重認同遏制內部審計師親組織非倫理行為的情緒機制，該結果揭示了當負面情緒是一種前瞻性的道德情緒時，也可發揮正面作用。

5.2理論貢獻

(1)本研究結合職業情景研究內部審計師的親組織非倫理行為，使社會心理學和商業倫理學在審計領域得到了延展和深化。

(2)本研究將參與還是不參與親組織非倫理行為的具體倫理困境上升到“盡忠”還是“守義”的文化困境，從而深入解讀個體決策背后的社會心理過程。將儒家倫理和西方成熟理論與現實倫理問題結合的研究方法具有三方面的優勢：①有助于嫁接西方理論，發展解決中國現實倫理問題的本土化倫理理論；②有助于東西方思想的碰撞、交流和融合，從而使東方傳統哲學得到國際化的發展；③通過現實問題反思傳統哲學，可以發現傳統哲學存在的問題。本研究揭示出傳統儒家倫理存在的一個問題是：孔子說，“見利思義，見危授命”，這里的“利”強調的是自身利益(私利)，而非組織利益(公利)。可見，“義”論當中總是申述不能為私利而舍“義”，而忽略了強調不能為公利而舍“義”。這就導致對“不義”的界定存在模糊性，使個體在執行“義”的過程中可能產生誤判，即為公利而舍“義”并不算“不義”。

(3)本研究提出雙路徑模型，識別出認知(道德推脫)和情緒(預期內疚)在雙重認同與親組織非倫理行為之間的中介機制，拓展了倫理決策的理論框架。

5.3治理啟示

(1)習總書記在十九大報告中強調，要堅定文化自信。本研究認為，要堅定文化自信，首先要保證傳統優秀文化被正確的解讀和傳承。當民眾對文化有誤讀時，文化自信不但難以發揮積極作用，反而容易使個體陷入倫理決策困境。當個體在“盡忠”還是“守義”中抉擇時，他們忽略了儒學是以“義”為先的[55]。當其他倫理規范與“義”沖突時，理所當然地應當選擇“守義”而摒棄其他。為保證文化的正確傳承，宋儒歐陽修提出，“為道必求知古”，以“教化傳仁義”的過程中應當注重通曉真正的經典。

(2)鑒于高度的職業認同在遏制內部審計師親組織非倫理行為、減少道德推脫、激活預期內疚方面所起到的積極作用，培育內部審計師對職業的高度(而非中度)認同感非常重要?？刹扇〉拇胧┌ǎ涸诼殬I準入和考核中納入對職業認同的考量，建立完善的職業聲譽機制，培育長期視野，開展頻繁、高效的職業培訓和交流。

(3)著眼于提升職業認同的同時還應當對組織認同予以關注。內部審計師需要明確其應當遵循的是“超規范”，因此只符合組織規范而不滿足社會規范的行為只是“愚忠”的表現。

(4)從認知和情緒層面雙管齊下，抑制道德推脫(曉之以理)，并激活預期內疚(動之以情)，能更有效地啟動內部審計師的自律機制。并且由于道德推脫是一種事前釋罪，預期內疚也是一種前瞻性情緒，所以可以利用它們做好事前預防而非事后補救。

5.4研究局限和展望

(1)鑒于收集真實的非倫理行為數據比較困難，且數據的真實性和可靠性存疑，所以本研究基于虛擬場景測量親組織非倫理行為。然而以虛擬場景為基礎的研究依然存在一些固有缺陷，比如被試在虛擬場景中投射其反應的能力受限，并且難以觸發與真實場景強度相當的認知和情緒體驗。

(2)為控制啟動效應，本研究借鑒CHEN et al.[6]的做法，在第1階段收集自變量和中介變量的數據，在第2階段收集因變量的數據。此方法導致我們無法根據具體的親組織非倫理行為場景測量被試的道德推脫和預期內疚水平。

(3)組織認同是一個從低階到高階(工作小組-科系-部門-組織)的嵌套連續，本研究只關注了最高階的組織認同，未來研究還可深入探討低階認同之間的沖突和互動關系。

(4)源于UMPHRESS et al.[3]對親組織非倫理行為的定義，相關研究通常是將組織與管理者作為利益共同體來考慮，忽略了二者之間的代理問題。事實上，員工的組織認同和領導認同在嚴格意義上是兩個不同的概念，同時親組織非倫理行為和親領導非倫理行為也不應完全混同。近期有研究單獨界定親領導非倫理行為[56]，未來研究可加以借鑒，進行更細致的分析。

(5)考慮研究主題的聚焦，本研究并未考慮同事對親組織非倫理行為的影響。同事既可能對內部審計師產生潛移默化的影響，即產生“近朱者赤，近墨者黑”的效應，也可能產生投射作用，即“五十步笑百步”的效應。因此，同事對響應面的斜率和曲率產生的影響是值得未來研究深入探討的命題。