“好人不做壞事”抑或“好人也做壞事”
——組織關愛對模糊性偏差行為的雙面效應研究

○ 關 濤 甘 莉 康海華

引言

倫理心理學預測個體后續行為是否符合道德，主要依據其既往行為的道德性做出判斷。目前主要有兩個理論分支，一是基于行為一致性動機發展而來的認知失調理論、[1]登門檻效應[2]及自我知覺理論[3]等。這些理論認為個體既往行為總是符合道德時會給自己形成一個穩定的道德認知；若后續做不道德之事，會與自己的道德認知發生矛盾，造成心理緊張和認知失調，帶來情感沖突。為避免這些麻煩，個體會在以后繼續做道德之事，以和既往道德行為與認知保持一致，即“好人不做壞事”。二是基于道德平衡動機發展而來的道德凈化效應和道德許可理論。[4]這些理論認為個體對后續行為的道德認知并非固定不變，而是受自己的道德平衡點約束。若過去做了很多壞事，對自我的道德水平判斷就會低于道德平衡點，后續就會做一些好事來提升自己的道德水平，以和道德平衡點保持一致，從而形成道德凈化效應，可以用來預測“壞人做好事”。若過去做了很多好事，對自我道德水平判斷就會高于道德平衡點，后續會做一些壞事以保持道德平衡。這就是近年來逐漸興起的道德許可理論，可用來預測“好人做壞事”。

組織關愛是員工注意到同事的痛苦，由此產生共情感受，并采取措施幫助他人脫困的行為。相關文獻證實了組織關愛產生的積極結果，如提升員工歸屬感、幸福感、凝聚力、任務績效等。從倫理學角度看，組織關愛是一種善行。基于一致性動機可以預測，實施關愛者的后續行為也應該是善行，或是對自我不道德行為的抑制。但基于道德平衡動機的道德許可理論則預測，組織關愛這種善行發生之后可能會引發相反的惡行。由此可見，對于組織關愛后續行為的道德性預測存在理論爭議。

這種理論爭議與“雙重人性”的假設相吻合，也與工作場所中“好人做壞事”的矛盾現象相伴隨。[5]由于倫理學對“復雜人性”研究的持續升溫，聚焦個人“先好后壞”矛盾現象的道德許可理論近年來發展迅速，并在心理學和倫理學的交叉領域成為研究熱點。[6]然而，對職場中諸如組織關愛等善行之后的偏差行為研究尚處于起步階段，無法找到工作場所中組織關愛后續行為道德性判斷的客觀解釋。

本研究文獻梳理中也發現了幾個問題：首先，多數文獻混淆了道德許可中“道德信譽”和“道德證書”兩種心理許可機制的差異。前者認為，只要自己既往善行累積的“道德資產”足以抵消后續惡行帶來的“道德債務”就會做一些壞事來平衡，但當事人知道后續惡行依然是惡的。后者則認為，既往善行賦予自己一張道德證書，其惡行也因道德證書的“背書”而被判定為善行或無關緊要，[7]此時惡行的邊界用道德標準來判斷是模糊不清的。目前道德許可研究把道德信譽和道德證書看作兩個維度，并將其混合構成道德許可變量，未加區分地檢驗道德許可的作用，從而忽視了它們是形成道德許可的兩種截然不同的心理成因這一事實。

其次，現有道德許可文獻對職場中的“善與惡”未做細致分類。如多數文獻，無論理論演繹還是實證分析，幾乎都繞不開組織公民行為(OCB）。事實上，由于公司倡導或預期回報，員工可能把OCB看作印象管理手段而非“純粹”善行。已有學者關注OCB這種職場善行會催生反生產行為(CWB），如Bolino的經典研究[8]及其他學者的后續跟進等。但對于組織關愛這種比OCB更能體現“人性關懷”的職場善行，對其后果的研究無一例外分析其積極面，可能出現的消極面并未引起關注。

另外，現有文獻把CWB作為職場惡行的代表顯得籠統而不具體，也忽視了具體行為之間的細微差異。事實上，CWB是一種行為集合體，包含偷竊、報復、造謠、詐騙、缺勤、身體和言語攻擊等多種職場越軌行為。從道德邊界是否清晰的標準判斷，某些行為是明確的不道德行為，如毆打、造謠、缺勤、偷竊或挪用公物等；而某些行為的道德邊界并不清楚，如人際沖突、排斥同事、辱虐管理等。對于清晰的不道德行為，其“惡”已成共識。因為人們對透露自己“明惡”的意圖或行為有保守傾向，很難進行真實測量，因而影響了CWB的測量精度。對道德邊界不清晰的CWB，或者說是模糊性偏差行為，其測量相對較容易。但現有研究沒有把CWB做此類細分，影響了研究結論的可靠程度。[5]

因為上述原因，本研究不選擇OCB而是選擇組織關愛作為既往職場善行的效標變量，可以回避員工對“善”認識的模糊性。對于因變量，本研究選擇人際沖突、辱虐管理、職場排斥等作為模糊性偏差行為的效標變量，既可以細分不道德行為，也可以規避實際測量難題。在組織關愛和模糊性偏差行為之間，本研究選擇道德證書許可作為中介變量。原因是道德證書的許可機制對后續不道德行為的認識，偏向于符合道德的或不自知為不道德，能與模糊性偏差行為較好的匹配。然后，基于一致性動機理論構建“組織關愛—模糊偏差行為”的直接作用路徑，用于反映組織關愛對模糊性偏差行為的抑制效應；基于道德平衡動機理論構建“組織關愛—道德證書許可—模糊偏差行為”的間接作用路徑，用于反映組織關愛對模糊性偏差行為的促進效應；最后，通過實證來解釋組織關愛者“不做壞事”和“做壞事”共存的矛盾現象，有助于認識組織關愛這種“純粹”善行對組織管理的正面與負面影響。

一、文獻綜述與研究假設

1.組織關愛的研究起源

組織關愛研究起源于心理學有關個體關愛的原因和過程分析。Ekman認為個體關愛起源于共情，即人們會映射并感受到別人的痛苦，是一種為減少他人痛苦而給予的心理安慰。[9]Goetz則認為個體關愛不只是源于共情，還是一種希望別人脫離痛苦而引發的脫困行為。[10]Ketelaar的看法與此不同，認為個體關愛是人類進化而來的特質，對下一代的關愛使人類能更好地繁衍，隨后這種行為會擴散蔓延到沒有血緣關系的人，因而關愛他人是現代人類的一種普遍特質。[11]

對組織關愛的研究更多關注到實際行為。Kanov等明確提出了“感受痛苦—產生共情—脫困回應”三階段過程模型，[12]認為組織關愛是一系列心理和行為反應。Atkins等認為，在注意到他人痛苦之后應該有一個痛苦程度的評估過程，然后再到共情與行為回應，進一步豐富了關愛的行為過程模型。[13]綜上可見，組織關愛是個體關愛的特殊形式，是個體關愛在組織行為領域的延伸。其發生過程是當一名員工注意到其他同事的痛苦，經過痛苦評估后與之產生共情，再采取行動助其脫困，其本質依舊是個體關愛。正因如此，徐淑英等將組織關愛明確界定為組織中的人際關愛行為。[14]

大量文獻關注到組織關愛造成的積極結果。李超平等發現組織關愛可帶給員工更多的歸屬感，能增強組織凝聚力。[15]Floyd將組織關愛看作組織給員工的積極回報，證實它可以促進領導者與下屬構成和諧的交換關系，提升下屬的任務績效 。[16]Ketelaar分析被關愛者的行為時發現，關愛行為具有傳遞性，被關愛者更容易為同事提供支持和幫助，有助于提升工作績效。[11]Neville等換了一個角度，分析實施關愛者的“獲得感”，即員工付予同事關愛行為助其減輕痛苦后，自己也會提升“自我滿意度”，激勵自己繼續關愛他人。[17]

近年來對組織關愛造成的積極情緒后果也有諸多發現，如組織關愛可增強員工個體正念，減少憂慮和消極情緒，從而改善員工的社會認知和情緒表達策略；[18]同時組織關愛能弱化負面社會比較，減輕職場妒忌對員工的消極影響，有利于營造積極的情緒氛圍。[19]綜上所述，眾多文獻證實了組織關愛與積極結果成正相關，因而也應該是組織積極推動的“善行”。

2.組織關愛對模糊性偏差行為的直接抑制效應

由于道德標準并非總是清晰可辨的，因而對組織偏差行為的道德性判斷有時會模糊難辨。組織偏差行為可以根據是否清晰可辨，區分成清晰的偏差行為和模糊的偏差行為兩種類型（見圖1）。[5]工作場所中，偷盜、貪污、曠工、誹謗同事、職場霸凌等偏差行為很容易被判定為不道德。因為這些行為損害了組織和他人的利益，違反規章制度或受到組織文化的約束而不受歡迎。但一些行為在道德與否的判斷上會有難度，如職場排斥會給被孤立的員工帶來很大傷害，但有些員工卻認為被排斥者自身也有問題，實施排斥是對“問題員工”的必要懲罰，此時職場排斥就成了“正義”或“合理”行為。另外，打著促進下屬成長和提高效率旗號的辱虐管理，以及因工作原因導致的人際沖突等，也存在道德邊界模糊的事實。盡管難以明確判斷是否符合道德標準，但職場排斥、辱虐管理、人際沖突等行為依然帶有偏差行為的色彩。[20]

圖1 職場偏差行為分類

組織中的模糊性偏差行為，如人際沖突、辱虐管理及職場排斥等，同樣對員工個人及組織產生負面影響，如員工感受到上司的無禮時可能會采取報復措施來回應。[21]職場排斥不僅會引發員工一系列生理、認知及行為方面的變化，還會給員工帶來情感上的陣痛，如傷心與憤怒等。[22]人際沖突也會導致諸多情緒問題，如焦慮、緊張、心理壓力等，[23]還會降低任務績效等。[24]由于這些偏差行為的負面影響，學者們開始研究組織內部員工偏差行為的形成機制。

目前對于偏差行為的研究大多基于一致性行為動機理論，認為個體在行為過程中會依據道德認同來做出符合自己先前形象的行為。張宏偉等提出道德自我調節的正反饋機制，認為在該機制下個體會依據道德認同保持道德行為的一致性。[25]根據行為一致性動機，工作場所中，員工傾向于讓自己的行為保持前后一致，以避免認知失調。[26]員工當前對自己的道德認知和道德判斷也會制約后續行為，使自己的行為具有一貫性的特征。避免虛偽是導致一致性的另一個重要因素，人們不愿意給他人留下虛偽的印象，因為有關虛偽的評價往往包含很多負面特征。[27]個體當前行為與以前的行為相矛盾時，或者與即將發生的預期行為相矛盾時，就是虛偽的表現。當人們公開強調自己的態度而其實際行為又與之矛盾時，則是最強烈的虛偽表現。面對這種矛盾，他人經常會對此做出不道德的評價。[28]為了避免虛偽，人們往往會使自己的行為保持一致。例如，一個知名度很高的人在某次慈善活動中捐出了大額善款，被認為是一個“好人”，若他以后參加同樣的活動，為了維護自己的固有形象還會做出相似的行為。

綜上所述，組織關愛行為的實施者，在一致性動機的支配下，為了保持自己行為、心理或名譽的前后一致性，在沒有其他條件約束時往往會抑制自己的組織偏差行為。[29]就本研究關注的人際沖突、辱虐管理及職場排斥等，即便屬于道德邊界較為模糊的偏差行為，眾多研究也已證實它們會帶來關系緊張、焦慮、對抗、工作壓力、負面情緒等消極后果，與組織關愛者早先樹立的熱心、同情、共情、樂于助人、“人性光輝”等形象相矛盾。因為從事這些模糊性偏差行為會降低組織關愛實施者的行為一致性，造成認知失調和心理緊張，這是他們難以接受的結果。據此假設：

H1：組織關愛對（a）人際沖突、（b）辱虐管理和（c）職場排斥等模糊性偏差行為有抑制作用

3.組織關愛對模糊性偏差行為的間接促進效應

（1） 組織關愛對道德證書許可的影響

道德許可研究起源于倫理學中有關道德與非道德行為關系的道德平衡理論。道德平衡理論認為個人的道德水平并不固定，而是隨自身道德平衡感知發生變化。[30]基于道德平衡機制，每個人都有自己的道德平衡點。當面臨選擇時，人們會將目前的道德自我感知與平衡點進行對比，從而決定做好事或做壞事以保持道德平衡。[4,31]細化分析，當自我道德感知低于平衡點時，人們傾向于做好事以使道德自我感知提升到自己的平衡狀態，由此發展出了道德凈化或道德補償理論，用于解釋“先壞后好”。相反，當道德平衡感知高于平衡點時，則傾向于做壞事以達到道德平衡，由此發展出了道德許可理論，用于解釋“先好后壞”。[5,32]具體而言，道德許可理論認為過往善行會提升個人的自我道德感知。當其高于自己的道德平衡點時，在當前或以后會傾向于做壞事以降低自我道德感知，重新回到自己的道德平衡點。

道德許可的產生來源于道德信譽或道德證書兩種心理許可路徑。前者認為只要個體從過往善行中累積的“道德資產”足以抵消后續不道德行為帶來的“道德債務”, 此后的不道德行為就會被自己認可。[33]后者認為過往善行并不許可后續不道德行為，而是因為過往善行會給個人“頒發”一張“道德證書”，其后續惡行也因道德證書的“背書”而被解釋為并非不道德的。[32]可以看出，二者相似之處都是“先好后壞”，主要區別在于前者知道自己做了壞事，而后者做了壞事卻不自知，甚至認為是在做好事。因此，二者雖然行為表現和結果相同，也都歸屬于道德許可的范疇，但實質上卻是兩種截然不同的心理許可機制。[34]

道德許可理論目前已在心理學和倫理學領域得以應用，用于解釋先前沒有道德污點，甚至經常做好事的個體為何會有種族偏見、性別歧視、說謊、不平等雇傭等不道德行為。在組織行為學領域，道德許可的應用尚處于起步階段。有學者通過道德許可理論把員工既往OCB和后續CWB的因果關系做了理論演繹，推理出OCB越多道德許可傾向就越強、其后續CWB也越多的路徑關系。[35]但也有實證研究得出了相反的結論，發現先前的OCB減少了道德許可的傾向。[36]

與OCB不同，本研究關注的組織關愛行為是一種較為“純粹”的善行。本質上是組織中的人際關愛，發生在人和人之間而非人與組織之間。許多組織關愛行為是隱秘的，管理者不一定知道，有時甚至只有少數當事人知道。在此情境下，印象管理動機或預期回報的可能性較低，更容易被認為是一種“純粹”的善行。[18]組織關愛又被定義為“人性時刻”，因為該行為往往伴隨著一系列積極的情感及行為。這類行為能迅速提升他人的幸福感，被認為是完全符合道德的。[12]因此，經常實施組織關愛的員工會有較好的聲譽，更容易為自己積累道德資本，從而獲得“道德證書”。毫無疑問，組織關愛行為可以提升自我道德感知水平。根據道德平衡動機，當自我道德感知水平超過自己的道德平衡點后，為了保持平衡，個人就有做一些壞事的動機，因此就出現了道德許可傾向。

道德證書是道德許可的一種心理許可機制，組織關愛主要是為實施者積累好的聲譽，也經常被冠以“好人”的名聲。這種好名聲更像是給實施者“頒發”了一張“好人證書”，給其行為貼上了“有道德”的標簽。[7]因此，后續行為也很容易延續“標簽”化，即使一些不當行為也可能因為道德證書的“掩護”而被他人或自己所接受。有時，獲得“道德證書”的員工也會被自己獲得的“好人標簽”所迷惑，忽視了對后續不當行為的道德性思考，甚至誤認為自己所有的行為都是符合道德的。[7]對于模糊性偏差行為，道德證書通過行為的“標簽化”帶給個體心理許可，允許其將后續行為解讀為符合道德的，即便行為本身可能是不道德的。據此假設：

H2：組織關愛行為對道德證書許可有正向作用

（2）道德證書許可對模糊性偏差行為的作用

工作場所中，組織關愛與偏差行為之間的道德許可發生機制尚未有實證文獻。有學者以道德許可為中介，構建了既往善行和組織偏差行為的理論框架，將OCB與組織關愛納入既往善行中，間接推理了組織關愛與偏差行為的道德許可路徑。在員工既往善行和后續偏差行為兩種矛盾現象之間起轉化作用的關鍵是道德許可。[5]

雖然道德許可被明確區分為道德信譽和道德證書兩種類型，但二者作用機制差別很大。前者是既往善行為個體積累了足夠的“資產”，以抵消后續不良行為帶來的負面效應；而后者則并非如此。[7,34]“侵略戰爭”的視頻游戲實驗發現，首輪比賽中那些具有道義心理的參賽者更可能拯救他人；而不具有道義心理的人并不認為他們的侵略行為是不道德的，不會在游戲中拯救別人。但到了下一輪比賽，前者基于道德證書機制，認為自己在前序游戲中已積累足夠的好名聲，于是采取了更多的報復行為；后者則基于道德平衡會有更多拯救行為。[37]實際上，職場道德證書在產生心理許可方面并不像上述游戲實驗那樣透明。由于它是依據員工對自己行為的解釋而定，依賴于個人的主觀認識，在判斷行為道德與否時沒有明確的標準。[38]基于此，對于工作場所中的人際沖突、辱虐管理及職場排斥等模糊、不容易進行道德性判斷的組織偏差行為，道德證書就成為一個自然發生的心理許可機制。

道德邊界模糊不清的事實，可能使員工對某些行為的道德性感知更加困難，此時模糊偏差行為也更容易出現。[5]多元化的價值觀也會造成道德判斷的不一致。[39]現實生活中，區分某個行為是否道德并沒有想象中容易。應用在工作場所中，我們經常看到企業發布的招聘信息上有“男性優先”“本地戶籍優先”等要求。在有些人看來這是性別歧視或地域歧視，是不道德的；但另一些人認為企業并非刻意偏袒男性或本地應聘者，只是對于工程、五金、機械等崗位，他們認為男性出于力量的先天優勢會比女性更合適。而針對銷售工作，本地人也因更熟悉本地文化或出于已有的人際關系，比外地人更能勝任。因此企業按照效率優先的原則，偏向招用男性或本地人，并非不道德。Noel研究比利時的意大利移民如何構建身份認同時發現，在不同的情境下他們會進行不同的身份構建。當他們認為自己才是“真正的意大利人”時，道德邊界的模糊性特征使他人無法準確地預測這是否屬于種族歧視。[40]

本研究關注的人際沖突、辱虐管理和職場排斥等模糊性偏差行為，出現的主要原因便在于其道德性難以判斷。[38]行為主體在采取這類行動時，可能并不認為它是不道德的。當辱虐管理處于領導—下屬的消極互惠中，由于領導與下屬權力地位的差異，領導濫用權力辱虐下屬時，下屬尋求直接報復領導的行動意向并不強。[41]權力不對等使下屬更加依賴領導的有價值資源，而這將限制下屬實現自我利益的行動，減弱直接報復主管的傾向。[42]有研究發現，工作場所中負面小道消息對于目標主體來說也是一種獨特的社會虐待，這種非正式溝通可能會影響員工的工作態度和行為。[43]而為了維持人際間的和諧關系，員工更傾向于回避正面的人際沖突。[44]因此，根據上述文獻可以進一步推理，“受害者”對那些模糊性偏差行為實施者的非即時回饋、無回饋或低對等程度回饋，也會讓“施害者”在評估自己行為是否道德時出現更多的困難。

由于受人心向善的社會規范約束，那些清晰的可被明確界定為不道德的行為，在工作場所的出現頻率要低于道德邊界模糊的偏差行為。[5]道德證書區別于道德信譽之處，便是行為人將自己后續偏差行為認定為并非不道德的。道德信譽和道德證書都會對偏差行為產生作用，而對于邊界模糊的偏差行為則主要由道德證書引發。正是由于道德證書的心理許可機制，為后續人際沖突、辱虐管理及職場排斥等模糊性偏差行為貼上了“有道德”或“并非不道德”的標簽，為其提供了一個良好聲譽的“掩護”，使自己或他人不容易確認這些模糊性偏差行為是否不道德。因此，在道德證書許可的作用下，組織中的模糊性偏差行為出現的概率會有所增加。據此假設：

H3：道德證書許可對（a）人際沖突、（b）辱虐管理和（c）職場排斥等模糊性偏差行為有正向作用

（3）組織關愛經由道德證書許可對模糊性偏差行為的間接促進效應

根據上述推理，本研究的理論邏輯和假設綜合示意見圖2，該模型因變量是一系列模糊性偏差行為的集合體。即以道德邊界是否清晰為依據，將職場中的人際沖突、辱虐管理及職場排斥歸入模糊性偏差行為集合中。該模型包含了兩條路徑：路徑1是組織關愛對模糊性偏差行為的直接作用，該路徑使用行為一致性動機理論解釋了組織關愛對模糊性偏差行為的直接抑制效應；路徑2是組織關愛對模糊性偏差行為的間接作用，該路徑基于道德平衡動機理論，認為組織關愛會產生道德證書許可，而道德證書許可會引發后續的模糊性偏差行為。因而組織關愛通過道德證書許可的中介后，對模糊性偏差行為產生了間接促進效應。

圖2 組織關愛的雙面效應模型

綜上，兩條作用不同的路徑分別構成了組織關愛對模糊性偏差行為既有抑制又有促進的雙面效應模型。由于道德證書許可突出員工對自己后續偏差行為的道德性判斷取決于主觀判斷，越是不易被清晰辨別是否道德的行為，越容易在道德證書許可的情境下出現。因此，道德證書許可與模糊性偏差行為進行因果聯系后具有較強的邏輯性。組織關愛對模糊性偏差行為的間接促進效應在現有文獻中尚未被提及和實證，因而也是本研究的一個重要創新點。為此提出中介作用假設：

H4：組織關愛經過道德證書許可的中介后，對（a）人際沖突、（b）辱虐管理和（c）職場排斥等模糊性偏差行為有間接促進作用

二、研究方法

1.變量測量

自變量：選取Shiota等積極情緒意向問卷中的關愛子量表來測量組織關愛，該量表的Cronbach’s α值大于0.80，具體包括“當我看到有人受傷或者需要幫助，有沖動去幫助他們”“照顧他人使我內心感受到溫暖”等5個題項，具有較高的可靠性。[45]

因變量：人際沖突量表選自Rahim的研究，包括“在工作中，我與他人發生過爭執”“在工作中，我向他人叫嚷過”“在工作中，我粗魯對待過他人”“在工作中，我對他人做過壞事”4個題項，原α系數大于0.8。[46]辱虐管理參考Tepper的量表，包括“有時我會嘲笑我的下級”“有時我會主動提及下級以前的錯誤和失敗”“為免除自己的尷尬，我會責備下級”等15個題項，原α系數為 0.96。[47]職場排斥采用Ferris等的量表，包括“在工作場合，我會忽略別人”“在工作場合， 我會不理會別人的招呼”“在工作場合，我會忽視別人的需求和感受”等10個題項，原α系數大于0.90。[48]上述量表均為廣泛使用的成熟量表，信度和效度都有保證。為他測需要，做了語義適應性調整。

中介變量：由于國內外有關職場道德許可的研究剛剛起步，現有文獻主要使用實驗法，對道德許可及其包含的道德信譽和道德證書兩種許可機制，目前并沒有成熟量表。文獻梳理發現，康海華開發了職場道德證書許可的量表，并在其研究中予以應用，α信度達到0.7，效度也通過了實證檢驗。因此本研究選擇該量表測量道德證書許可，包括“經常做好事會留下好名聲”“如果以前做了很多好事，現在做點壞事也情有可原”等題項。[49]以上所有量表均為李克特5刻度量表，1代表完全不同意，分數越高越接近完全同意，由被調查者根據自己的心理認知或實際觀察進行選擇。

2.數據收集

按照Malhotra等的提議，[50]為了減少同源誤差的干擾，問卷被分成A、B兩個不同的子問卷。其中，所有控制變量、組織關愛、道德證書許可量表整合為問卷A。由于組織關愛經常是個人的私下行為，而道德證書許可是一種心理活動，都不易被別人觀察到。因此，問卷A由當事人自己填更合適。人際沖突、辱虐管理、職場排斥三個量表整合為問卷B。由于這三類行為經常是公開的，容易被他人觀察到，因此問卷B由熟悉被測者的同事填寫。問卷A和B的填寫時間有3-6個月的間隔。即問卷A填完后，請當事人留下了同事的聯系方式，在3個月以后繼續通過原渠道找當事人的同事填寫問卷B。

研究者利用自己的人際關系尋找可靠的問卷收集代理人，并依靠代理人“滾雪球”式收集問卷，該過程歷時超過10個月。經過完整性、真實性、缺失項及A、B卷的匹配度檢查，刪除明顯有規律作答、無法匹配或者空項過多的問卷，最后得到有效樣本221份。通過描述性統計發現，樣本在年齡、教育程度、性別、職級等方面基本具備正態分布的特征（數據略去備索）。

三、數據分析

1.相關分析與建構效度檢驗

相關分析顯示，所有變量的相關系數絕對值介于0.005-0.639（見表1）。多重共線性分析發現方差膨脹因子（VIF）介于1.13-1.75，平均VIF為1.29，小于5的臨界值，說明變量之間的多重共線性并不嚴重。另外，人際沖突、辱虐管理和職場排斥都被劃入模糊性偏差行為中，屬于性質相似的行為，三者之間呈現較高的正相關也符合理論邏輯。組織關愛、人際沖突、辱虐管理和職場排斥的α信度值介于0.812-0.929，達到中高信度的標準（見表2對角線括號內的數據）。而道德證書許可的α值為0.584，略小于0.6。接著對道德證書許可包含的題項做相關分析，其相關系數值為0.412，達到0.001的顯著水平。因此，道德證書許可的α值雖然小于0.6，但也在可接受標準內。[51]

表1 相關系數矩陣與信度表

為檢驗量表的效度，本文使用Lisrel 8.7對量表做驗證性因子分析（CFA）。其中，符合問卷結構的5因子模型為原始模型，再將5因子拆分組合成若干組4、3、2、1因子模型做比較模型，分別在各組模型中根據χ2/df指標選擇最優模型與5因子模型比較（見表2）。按照中小規模樣本的RMSEA判斷標準，小于0.05為理想，小于0.08為合理；大于0.08時，如果其他關鍵指標符合要求，則0.1是最低可接受標準。[52]本研究中，5因子模型擬合指標好于1-4因子模型，且與1-4因子模型比較的Δχ2/Δdf均大于3.85的臨界值。因此可認為5因子模型是最優模型，說明量表建構效度是合理的。

為了檢驗共同測量方差(CMV），首先使用Harman單因子法檢驗共同測量方差。將所有題項做探索性因子分析（EFA），未經正交旋轉提出7個特征值大于1的因子。首因子方差貢獻率為36.756%，小于40%的臨界值。接著使用潛變量模型控制法檢驗CMV，使用Lisrel 8.7對包含了CMV因子的原始模型進行CFA，擬合結果見表2最后一行。包含CMV的潛變量模型與5因子模型比較可見，雖然χ2/df、RMSEA、CFI等指標略優，但Δχ2/Δdf=3.56，小于3.85的臨界值，說明包含CMV的潛變量模型并未顯著優于原始5因子模型。因此，使用Harman單因子法和潛變量模型控制法對CMV的檢測結果，可以相互驗證量表的CMV在可接受范圍內。

表2 變量的區分效度檢驗（N=221）

2.直接效應的回歸分析

對直接效應假設的檢驗，采用最小平方和法（OLS）擬合。為避免或減少非正態分布問題的不利影響，同時構建重復抽樣（Bootatrap）穩健標準誤以檢驗回歸結果的顯著性（結果見表3）。與只有控制變量的M10、M20、M30和 M40相比，添加自變量的模型M11、M21、M31和M41的R2、ΔR2及其F檢驗均顯著，其統計效應量指標f2值介于0.122-0.452。按照0.12（中）和0.35（高）的標準，添加自變量后模型的統計解釋力度均達到中等以上水平。M31和M32達到高解釋力度。

表3中M21、M31和M41顯示，組織關愛分別與人際沖突、辱虐管理和職場排斥負相關，且均達顯著水平。說明在不考慮其他因素時，基于一致性動機，如果員工以往經常在組織中做出幫助同事、助其脫困等組織關愛行為，那么他為了維持這種形象就會抑制自己的人際沖突、辱虐管理，以及更少地參與職場排斥等。這顯示組織關愛對模糊性偏差行為有顯著的抑制效應，假設H1a、H1b、和H1c通過了檢驗。

由模型M11可見，組織關愛對道德證書許可的回歸系數顯著為正。這說明在工作場所中，員工給予他人的組織關愛會為他們在組織內部樹立良好的形象，在上下級和同事中留下“好人”的口碑。隨著時間延續，這種關愛行為給自己積累的“好人”認知，會超過該員工自我道德感知的平衡水平。出于道德感知平衡的需要，該員工就有動機在以后做一些模棱兩可的壞事，即那些自己不完全認為不道德的模糊性偏差行為，如此一來就產生了道德證書許可的傾向，假設H2得到了證實。

由表3中M22、M32和M42可見，道德證書許可與人際沖突、辱虐管理和職場排斥分別顯著正相關。這說明當組織關愛者的道德證書許可傾向增強后，其后續發生人際沖突、辱虐管理和職場排斥的可能性也增加了。在組織關愛者看來，自己的既往善行積累了足夠的“好人”聲譽，相當于為自己頒發了道德證書。這樣就會允許自己做一些自己并不認為明顯違背道德的模糊偏差行為。假設H3a、H3b和H3c也得到了證實。

表3 直接效應的多重回歸分析

3.組織關愛間接促進效應的Bootatrap檢驗

要驗證組織關愛通過道德證書許可的中介后，是否會對模糊性偏差行為產生間接促進作用，需要進行重復抽樣檢驗（Bootstrap）。Bootstrap置信區間分析有百分位法（P）、偏差矯正（BC）、偏差矯正與加速（BCa）三種類型，就統計功效而言，BCa最高。[53,54]使用Stata1 4.0編制Bootatrap程序對中介效應進行5000次抽樣，分別計算了P、BC、BCa的95%置信區間（結果見表4）。

表4 中介作用的Bootstrap檢驗（N=221）

表4顯示，組織關愛對人際沖突、辱虐管理和職場排斥的間接作用估計值分別是0.069、0.036和0.047，均為正值。所有間接路徑的P、BC、BCa的95%置信區間都不包含0，意味著道德證書許可在組織關愛和模糊性偏差行為之間的中介作用不可能為0。這可以說明，組織關愛通過道德證書許可的中介后，對后續模糊性偏差行為存在間接促進作用。隨著組織關愛行為的增多，提供關愛的員工會產生越來越多的道德證書許可傾向。而道德證書的心理許可機制則允許該員工將自己當前或以后可能參與的灰色行為強行解釋為符合道德的。在這種心理影響下，曾提供組織關愛行為的“好”員工的后續行為表現就會出現偏差，在該員工身上越來越多地見到人際沖突、辱虐管理和職場排斥等模糊性偏差行為。因而假設H4a、H4b和H4c得到了驗證。

4.組織關愛的雙面效應比較

組織關愛對模糊性偏差行為的抑制效應是通過直接作用實現的，而促進效應是通過間接作用實現的。因此組織關愛對模糊性偏差行為雙面效應的比較，就轉變為直接作用和間接作用的比較。首先，比較兩種作用的方向。本文已證實組織關愛對包括人際沖突、辱虐管理和職場排斥在內的模糊性偏差行為有直接抑制作用。而通過道德證書許可的中介后，組織關愛對模糊性偏差行為的間接作用方向發生了扭轉，變成了間接促進作用。兩者的作用方向相反，這是本研究的重要發現。

然后比較雙面效應的大小。由于直接抑制作用點估計值是按最小平方和擬合而來，間接促進作用點估計值是按極大似然法迭代而來，二者都是理想化的“唯一值”。按照95%的置信度，作用系數實質上在置信區間內有可能取任意值，變量作用的置信區間比較比點估計值比較更貼近現實。[55]因此，對組織關愛雙重效應大小的比較，應該是比較各類效應的置信區間或取值范圍。

對三條間接路徑具體分析可見，組織關愛通過道德證書許可的中介作用后，對人際沖突、辱虐管理和職場排斥的間接促進作用分別為0.069、0.036和0.047。其95%的BCa置信區間分別為[0.025 0.136]、[0.009 0.083]和[0.015 0.098]。將其歸并為模糊性偏差行為，則三者作用的總和為0.152，置信區間為[0.052 0.303]。由于表3中組織關愛的直接抑制效應是點估計值，因此采用Stata1 4.0對這些直接效應進行Bootstrap抽樣5000次，計算出BCa的95%置信區間，與間接效應BCa置信區間進行取值范圍比較（見圖3）。

圖3 組織關愛對模糊性偏差行為雙重效應的取值范圍比較

圖3以縱軸為界，左邊展示了組織關愛的直接抑制效應、右邊展示了間接促進效應、中間淺灰色為兩種效應均不可能取值的范圍。左右兩端的色塊長度即為兩種效應的取值范圍，其長度比例可作為兩種反方向作用大小的比較。與直接抑制效應相比可見，組織關愛的間接促進效應相對較小。

上述雙重效應的比較說明，員工同時受到一致性動機和道德平衡動機的雙重影響，會有“好壞兼備”的復雜行為表現。就實施組織關愛者而言，其后續行為也表現出了“好壞兼備”的復合特點。一方面，他們會在一致性動機的支配下抑制自己的模糊性偏差行為，以使自己的行為表現前后一致；另一方面，在道德平衡動機的支配下，他們會產生道德證書許可做一些模糊性偏差行為，如人際沖突、辱虐管理或職場排斥等。就組織關愛雙重效應的方向和大小比較，“好人不做壞事”的可能性要大于“好人做壞事”。盡管如此，由于間接促進作用顯著為正，“好人做壞事”的可能性依然存在。

四、結論與討論

1.研究結論

本研究通過問卷調研檢驗了組織關愛的雙重效應：（1）正面效應是行為一致性動機引導而來的，組織關愛直接抑制了模糊性偏差行為。這說明員工在組織生活中，為了維護自己已有的善良形象，傾向于保持自身行為的一致性，會減少后續的模糊性偏差行為。（2）負面效應體現在道德證書許可的中介作用上。首先組織關愛會增加道德證書許可的傾向；其次道德證書許可會導致較多的模糊性偏差行為。即員工通過既往組織關愛獲得道德證書許可后，由于道德證書許可的平衡作用，組織關愛者會做一些“壞事”進行心理調節。這些“壞事”的道德邊界并不明晰，主要體現為模糊性偏差行為，即本研究涉及的人際沖突、辱虐管理和職場排斥。因此，本研究也借此揭示了“好人不做壞事”與“好人也做壞事”兩種矛盾現象共存的原因，是基于一致性動機與道德平衡動機共存的矛盾心理機制。

2.管理內涵

本研究提醒管理者對模糊性偏差行為的道德性給予重視，并通過員工行為規范給予組織干預。按道德邊界是否清晰可辨的標準，組織中常見的人際沖突、辱虐管理和職場排斥被歸入模糊性偏差行為中。盡管這類偏差行為不易明確判斷為不道德的，甚至有時會被認為是提升效率、懲罰“問題”員工的“合理”或“正義”行為。但它們對員工心理、情緒及組織文化的破壞，已得到了相關文獻證實。[5]因此，組織應充分重視這些模糊性偏差行為的破壞性，并建立相應的規章制度，如員工行為規范，對其進行監督控制。

當組織建立了完善的行為規范后，員工對自己的模糊性偏差行為的合理性判斷就會有清晰的標準。當員工出現人際沖突、辱虐管理或職場排斥行為時，這些制度能及時有效地提醒他們，此類模糊性偏差行為是不受組織歡迎的。這樣就會形成制度壓力，督促他們有意識地遵循行為規范，并減少此類行為。

管理者應全面認識組織關愛的雙面作用，通過組織層面的正式福利制度關愛部分替代人際間關愛，做到揚長避短。組織關愛的負面效應，主要是因為組織內部人際間的關愛行為提升了實施關愛者的道德感知，從而引發道德證書許可和模糊性偏差行為。如果組織關愛不激發員工個人的道德證書許可，就可以充分地獲得其正面效應，即抑制模糊性偏差行為。因此，可以通過制度性的組織關愛來替代人際間的組織關愛，在獲得組織關愛正面效應的同時消除其負面效應的滋生土壤。

具體而言，良好的組織福利是對員工付出的一種有效補償形式。它不僅能增強員工的歸屬感及認同感，同時也會緩解其在工作壓力和收入問題之下產生的焦慮、煩躁等問題。這些福利制度關愛本身就能產生類似人際關愛的“脫困”作用，在功能上可部分替代人際間的組織關愛。另外，組織的福利制度關愛既應包含經濟層面，也應包含心理層面，如設置減壓工作室、彈性工作制、家庭困難慰問金等。這些來源于組織的正式福利關愛，既能安慰和補償員工，獲得組織關愛的正面效應，同時也能減少員工對人際間組織關愛的需求，從而減少組織關愛者的道德證書許可傾向。

營造互利互助的企業文化，以此降低員工的道德自我平衡感知。道德證書許可的產生，歸因于自我道德感知的變化。當員工由于既往道德行為造成自己的道德平衡被打破時，道德證書許可就有可能出現。互利互助的企業文化能營造一種“付出就有回報”“人人為我，我為人人”的回報或補償預期，使提供關愛者不再單純地認為自己是單方面“做好事”，而是會得到別人的關愛回報。這樣能有效降低員工對自己既往善行的道德判斷，其道德平衡感知就不易被自己的關愛行為所提升。在此情境下，他們會認為自己付出關愛行為在組織內是有回報的，從而不易產生自己是一個純粹“好人”的道德定位。

當組織內部互利互助的文化氛圍被所有員工認同和接受，不僅能在事實上產生更多的組織關愛行為，也因為實施關愛者的付出有回報預期，從而在付出和回報之間取得平衡，就不會改變實施關愛者的道德平衡感知，從而有效抑制道德證書許可的心理傾向。這也能讓組織獲得關愛對模糊性偏差行為的抑制效應，同時又不觸發道德證書許可，從而避免其對模糊性偏差行為的促進效應。

3.理論貢獻

首先，通過分析道德證書許可的中介作用，拓展和深化了道德許可理論的研究范圍。Klotz等的研究雖然區分了道德證書許可與道德信譽許可兩種機制，但卻將二者作為道德許可變量的兩個維度，模型構建也是在道德許可的層面展開。[35]這實際上是把道德證書與道德信譽混合起來，給實證檢驗造成了困難。此后Yam等隔離道德證書許可，單獨提出道德信譽許可做OCB和偏差行為的心理鏈接，以此驗證了OCB會促進人際及組織偏差行為。[30]與Yam等相比，本研究對道德許可的分析走了另外一條路，即正視二者在心理許可機制上的本質差異，隔離道德信譽許可，單獨提出道德證書許可，分析其在組織關愛和模糊性偏差行為的中介效應。根據道德證書許可將后續偏差行為自我解釋為符合道德的心理認知特性，本研究專門選擇模糊性偏差行為作為研究對象，從因果關系上理清了道德證書許可與道德信譽許可的不同作用邏輯，細化了道德許可在工作場所中的實際表現。本研究和Yam等的文獻一起改善了Klotz等將道德信譽與道德證書混同研究的局面，同時又和Yam等在邏輯思路上分道揚鑣，各走了一條邏輯“岔路”。因此，本研究將組織關愛和模糊性偏差行為通過道德證書許可鏈接的做法，是在Klotz等的理論基礎上對職場道德許可研究的拓展和深化。

其次，通過組織關愛對模糊性偏差行為的直接效應和間接效應的區分檢驗，理清了一致性動機和道德平衡動機的關系。Monin等提出工作場所是一個高度融合了利益競爭的特殊情境，在“從善如流”和利益爭奪的兩難困境中，員工會受到善念與惡念的復合影響，其行為也表現出了“善惡參半”的特點。[32]由于一致性動機研究由來已久，而職場道德許可研究卻剛剛起步，因此從道德平衡動機分析道德許可的發生機制更有緊迫性。近年來，相關文獻幾乎均以道德平衡動機作為理論演繹基礎，如Merritt等、Miller等、Klotz等、Anne等努力去證實好員工做壞事的“黑暗”現象，[33-36]揭示了職場道德許可的心理過程。但他們也忽視了員工行為同時會受一致性和道德平衡雙重動機的支配，即在一個員工身上同時表現出“好人不做壞事”與“好人也做壞事”的矛盾現象。

本研究建模之初，就正視Monin等[32]提出的“職場人性”復雜的局面，認為員工的行為動機也是多樣性的復合體。在此邏輯下，本研究先使用一致性動機分析了組織關愛對模糊性偏差行為的直接抑制效應，接著使用道德平衡動機驗證了組織關愛對模糊性偏差行為的間接促進效應。這種雙面效應分析把看起來“勢不兩立”的一致性動機和道德平衡動機整合在一個統一的研究框架里，并以道德證書許可是否參與其中將兩種動機的適用情境進行了區分，也借此厘清了二者在理論上“對立統一”的辯證關系。

本研究對組織關愛負面作用的推理和實證，擺脫了自利動機的影響，直接解釋了工作場所中“善惡”轉換的邏輯關系。早有文獻關注OCB這種職場善行會催生反生產行為，如Bolino的經典研究[8]及其他學者的后續跟進等。但他們的研究建立在員工自利動機的基礎上，發現員工通過積極的OCB進行印象管理，相當于給自己貼上“好”標簽，然后掩護自己做“壞事”。此時OCB的出發點是自利而非“真”善，因而無法真正解釋“善惡循環”的邏輯。

組織關愛是一種比OCB更能體現“人性關懷”“純粹”的職場善行。如文獻評述，對其后果的研究無一例外分析其積極面，對可能出現的消極面并未引起如OCB似的關注。本研究引入道德證書許可后，發現了既往組織關愛的善行可以成為后續模糊偏差行為的前因。與Bolino對OCB負效應的研究出發點不同，本研究直觀解釋了職場中善轉化為惡的邏輯。另外，Bolino的研究僅證實OCB的負效應，而本研究揭示了組織關愛同時存在正反兩面的雙重效應，從倫理層面揭示員工“好壞難辨”的客觀存在，這是對好員工“既做好事也做壞事”的復雜人性的更全面論證。

4.研究局限

首先，相對于正面效應而言，本研究證實的組織關愛負面效應雖然顯著但數值偏小，影響了雙面效應的對比平衡關系。本研究為事先控制測量誤差，對因變量模糊性偏差行為采用了“他評”法。由于這些偏差行為涉及具體的人際沖突、辱虐管理和職場排斥，帶有一定貶義和隱秘性，使用“他評”法會影響到測量精度，這可能是組織關愛負面效應偏小的重要原因。未來可改變測量方法，將因變量的“他評”改為“自評”，以此提升組織關愛負面效應的“份量”，進而改善雙面效應的對比關系。其次，沒有論證人格特質在組織關愛與道德證書許可之間是否存在調節效應。由于人的行為和動機也受制于人格特質，可以推測其在道德證書許可的發生過程中存在某種形式的調節效應，但本文沒有涉及。最后，將組織關愛作為一種既往善行，分析其對道德證書許可的影響只是起步之作，既往善行的種類可能多種多樣，如組織外的慈善捐助、人際關愛、見義勇為等生活領域善行是否會影響組織中的道德許可也有待后續研究。