同伴揭发对职场不文明行为的双元影响机制_于维娜.pdf

收稿日期:2021 12 01基金项目:国家自然科学基金项目(71802118);山东省自然科学基金项目(Z2018QG005)作者简介:于维娜(1986)，女，山东淄博人，副教授，研究方向为组织行为与人力资源管理;李冬冬(1997)，女，河北邢台人，硕士研究生，研究方向为组织行为与人力资源管理(通讯作者);李敏(1999)，女，山东济南人，硕士研究生，研究方向为组织行为与人力资源管理。同伴揭发对职场不文明行为的双元影响机制于维娜，李冬冬，李敏(山东师范大学 商学院，济南 250358)摘要:基于压力交易理论，探究了敌意归因和道德认同在同伴揭发与旁观者职场不文明行为之间的中介作用以及应得性判断在此过程中的调节作用。结果表明:同伴揭发通过敌意归因而正向作用于职场不文明行为;同伴揭发通过道德认同而负向作用于职场不文明行为;敌意归因/道德认同在同伴揭发与职场不文明行为关系间的中介作用，均受到应得性判断的调节。关键词:同伴揭发;职场不文明行为;道德认同;敌意归因;应得性判断DOI:10 13956/j ss 1001 8409 2023 02 15中图分类号:F272 92文献标识码:A文章编号:1001 8409(2023)02 0112 10Dual Influence Mechanism of Peer eportingon Workplace IncivilityYU Wei na，LI Dong dong，LI Min(School of Business，Shandong Normal University，Jinan 250358)Abstract:Based on the Transaction Theory of Stress，this paper analyzes the mediating role of hostile attribution and moralidentity between peer reporting and bystander workplace incivility behavior，and the moderating role of deservingness judg-ment in this process esults show that peer reporting has a positive effect on workplace incivility via hostile attribution，andhas a negative effect on workplace uncivilized behavior via moral identity Moreover，mediating effects of hostile attribution/moral identity in this relationship were moderated by deservingness judgementKey words:peer reporting;workplace incivility;moral identity;hostile attribution;deservingness judgement引言当前频发的组织和工作伦理危机，道德和伦理议题正在超越传统的哲学研究范畴，逐渐成为组织管理理论界与实务界普遍关注的热点。在商业领域，组织及其员工的不当行为(Wrongdoing)亦不鲜见。不当行为看似“恶小”，如果放任自流而得不到有效纠正，组织成员将会视其为一种潜规则而不予重视，甚至参与其中以谋取私利。组织固然可以通过自上而下的管理控制方式(如文化建设、道德培训等)对不当行为予以控制，然而在明确的法律法规范围之外的灰色地带，对不当行为的感知和惩罚更加模糊，仅仅依靠传统的组织管理控制，不当行为难以完全消失。同伴揭发(Peer eporting)指组织内的员工自愿将同事的不当行为(违法、违规和不道德行为)报告给组织中的权威人士或其他同事，以期帮助管理者有效管理组织的一种行为方式1。员工对不当行为的积极反应将发挥重要的作用2，其将重要信息从组织的基层传送到组织高层，改变了以往依靠组织的被动控制模式，通过自下而上的反馈实现员工自主的内部控制。如，2020 年 2 月 3日德勤员工吹哨事件引发公众与监管部门的强烈关注，避免了事态扩大导致的严重后果;位于欧洲、中东以及非洲等多个组织中发生的 360 例欺诈案件中，不少案件的暴露都是始于组织中员工的揭发行为。学者们对同伴揭发进行了诸多方面的研究，但仍存在以下局限:首先，大部分研究聚焦于探索同伴揭发的前因变量和中介机制，如人格特质、领导风格、团队特征等，对其后果机制的研究相对较少。为数不多的一些后果研究集中于对其的现象描述和报道上，或是致力于从司法和制度建设的视角进行探讨，缺乏关于同伴揭发在微观层面影响机制的探讨。Kenny 对此作出呼吁，提出未来应该更多地关注同伴揭发可能造成的后果3。但本文认为现象描述和报道难以真实刻画同伴揭发本身的属性，应该采用实证来量化同伴揭发的后果及后效机制，而不是“臆断”其积极或消极作用。其次，同伴揭发影响后果的研究结论不一致。如部分学者认为，揭发有利于加强组织的伦理文化、保全组织声誉并节约诉讼成本4。也有211学者认为，揭发会破坏组织人际关系，揭发者被视为“不忠”、挑战权威，不予欢迎5。鉴于此，本文认为组织实践中的同伴揭发结果具有双面性，应以更为客观、全面的视角考察同伴揭发的后效机制。同伴揭发发生在组织成员内部，在很大程度上影响着其他员工的行为方式。作为一种人际互动同伴揭发极易引发旁观者的反应，那么，揭发者会被旁观者视为“坏苹果”还是“好公民”?本文基于压力交易理论(Transac-tion Theory of Stress)，从阻碍型评估和挑战型评估的角度对同伴揭发作为环境压力事件引发的旁观者认知评估进行分析。一方面，旁观者进行阻碍型评估，将同伴揭发视为威胁，引发焦虑等消极情绪6，诱导旁观者进行敌意归因;另一方面，旁观者进行挑战型评估，认为同伴揭发的出现利于组织利益，唤醒旁观者自身的道德规范以及道德标准，激发其道德认同感7。鉴于此，本文认为同伴揭发可能会同时引发旁观者的阻碍型评估和挑战型评估，这有助于进一步厘清同伴揭发可能带来的后效机制。压力交易理论认为，情绪反应取决于个体认知评估的心理过程 8。应得性判断是指旁观者目击任意事件发生后对该事件的当事人是否值得这样对待或评价的一种思考，即对被揭发者的行为是否应该被揭发的一种感知9。应得性判断(Deservingness Judgment)的提出恰恰印证了上述观点，完善了认知评估这一心理过程，有助于厘清旁观者对于环境事件发生后其情绪和行为反应10。本文认为，个体应得性判断心理过程的存在，可以为同伴揭发对职场不文明行为的双元影响机制提供更加清晰的边界条件。因此，本文将应得性判断作为调节变量，考察其在同伴揭发对职场不文明行为双元影响机制中的边界效应。本文主要贡献如下:首先，聚焦于对同伴揭发的后果变量进行考察，揭示了同伴揭发结果的两面性，厘清以往关于同伴揭发影响后果研究结论中的不一致;其次，将同伴揭发视为一种压力源，揭示旁观者职场不文明行为在同伴揭发阶段后的转变过程，加强对同伴揭发后效机制的全面性、系统性考察;再者，将敌意归因与道德认同作为同伴揭发和职场不文明行为间关系的中介变量，构建同伴揭发与职场不文明行为的双元路径，厘清同伴揭发对旁观者职场不文明行为的作用路径;最后，将应得性判断作为调节变量，揭示同伴揭发对职场不文明行为影响路径的边界条件，进一步完善同伴揭发对旁观者职场不文明行为的作用机制。1文献综述与理论基础11职场不文明行为职场不文明行为(Workplace Incivility)被定义为组织中那些伤害意图模糊、强度较低的职场虐待行为11。职场不文明行为在组织中普遍存在12，以往有关职场不文明行为的研究多聚焦于探讨职场不文明行为的影响后果，如降低员工组织认同感13，给员工的幸福感、生活满意度等带来负面影响，增加员工的离职率等14，忽略了对其形成机制的理解和探讨。纵观为数不多有关职场不文明行为的研究，学者们曾基于社会认知理论发现同事助人行为对旁观者职场不文明行为的抑制作用15。虽然职场不文明行为违反了组织道德规范，但伤害强度较小、意图模糊的特性使得 职 场 不 文 明 行 为 经 常 被 组 织 所忽视16。同伴揭发是组织中抑制不道德、不合法、不合理等不当行为的重要手段17。Bowling 等指出，员工在组织中会对同事的行为给予密切的关注，而且由于工作任务的交互性，同事更易察觉到组织中的不当行为18。Lyons 等证实，同伴揭发对工作场所反生产力行为具有一定的干预和抑制作用19。虽有学者认为同伴揭发会增加组织的不当行为，但同伴揭发是否以及如何对职场不文明行为产生影响尚未得到进一步的探讨和解释。因此有必要探讨同伴揭发对职场不文明行为的影响效应与机制，为职场不文明行为的有效遏制提供理论指导。12压力交易理论压力交易理论认为，压力是个体和环境共同作用的结果，环境压力事件的发生会激发员工的认知评价过程，在此过程中个体将评估环境压力事件的发生给自身带来的威胁、挑战和启示。认知评估(Cognitive Appraisal)和应对(Coping)是该理论的核心要素20。认知评估又可以分为两个阶段:一是初级评价，是指员工评估某一情境的发生是否会影响其利益以及幸福感等，如果影响，又是以怎样的形式，即是阻碍型还是挑战型21?次级评估是对初级评估的补充，可以视为个体对自己行为反应的调节和控制，是一种控制判断21。应对是指个体采取某种行动或措施应对威胁或挑战的行为20，调节紧张的情绪(情绪聚焦型)和改变引起消极影响的个体与环境的关系(问题聚焦型)是应对过程的两个主要职能21。阻碍型评估和挑战型评估在此过程中并非相互排斥，而是同时出现，共同影响后续行为8。同伴揭发会引发旁观者不同的认知评估导向和情绪反应，进而对他们后续的职场不文明行为产生截然不同的影响:(1)影响路径(阻碍型认知评估):同伴揭发敌意归因职场不文明行为。首先，由于不文明行为伤害性较小、意图较为模糊的特性，使得组织成员很容易对其进行合理化解释22。同伴揭发的出现使旁观者已接受的非正式规范受到了约束;其次，揭发者信息具有隐匿性，会促使员工之间的相互猜疑，增加相互之间的不信任感5，员工会感觉自身行为受到了监视，这会引发旁观者对潜在揭发者的敌意。(2)影响路径(挑战型认知评估):同伴揭发道德认同职场不文明行为。组织对不文明行为的不作为，违反了其对组织规范的要求，也违背了自身的道德规范标准。同伴揭发作为道德水平较高的角色外行为23，对组织非正式规范起到了警醒作用，维护了组织正义氛围和其他组织成员的利益，会激发旁观者自身的道德认同感，让旁观者树立起更高的道德标准，降低不文明行为的出现。压力交易理论认为，对环境压力事件的认知过程会对员工情绪产生影响，个体认知是一种心理过程。Feath-er 曾将这种心理过程定义为应得性判断(DeservingnessJudgement)，并强调其对情感和行为影响的调节作用24。研究证实，应得性判断的提出为第三视角下旁观者对环境压力事件的情感和行为回应提供了重要的思路与解311释10。Feather 也曾指出，应得性判断有消极和积极之分，会使个体产生类似于憎恨和赞许等截然不同的情绪，会对个体后续行为产生不一致的影响24。鉴于以上分析，本文认为应得性判断作为人们对环境压力事件进行意义构建的一种心理过程，会在同伴揭发对职场不文明行为影响的作用机制中产生边界效应，即当同伴揭发发生时，旁观者的应得性判断会对其情绪认知过程产生影响，进而对旁观者后续的职场不文明行为产生影响。综上所述，本文构建同伴揭发对职场不文明行为的双元影响路径理论模型(如图 1 所示)。图 1理论模型注:以上两条影响路径截然不同，但又同时存在。同伴揭发对职场不文明行为的影响方向取决于中间机制和调节变量的综合反应2假设提出21敌意归因在同伴揭发与职场不文明行为之间的中介作用压力交易理论认为，个体在认知评估阶段会对周围环境压力事件对自身利益的挑战或威胁进行初步感知。当同伴揭发发生后，组织出于对揭发者、组织等层面的考虑，会对揭发者真实的信息进行匿名性保护25，匿名性保护在对揭发者给予保护的同时，也会激发员工之间的相互猜疑，进而增加员工之间的不信任感5，让员工感知到周围环境带来的威胁，易促成阻碍型评估。旁观者对自己消极情绪进行归因和应对处理的过程，会对其后续的行为产生影响。阻碍型评估产生时，旁观者会将自己置身于充满威胁的境地，归因于匿名的“揭发者”，这会增加他们对潜在揭发者的敌意归因，不文明行为也会因此被加剧。鉴于此，本文认为，同伴揭发极易引发旁观者的阻碍型认知评估，增加他们对威胁的感知，激发旁观者的敌意，诱导他们进行敌意归因，因此，本文提出假设:H1:同伴揭发对旁观者的敌意归因有正向影响。敌意归因(Hostile Attribution)作为敌意的主要认知成分，被定义为在模糊情境中将他人的行为意图解释为有意伤害自己的认知反应或倾向26。敌意归因使个体对周围的人产生一种消极的态度，如诋毁或恶意等27。基于压力交易理论，认知评价过程中的情绪会影响后续行为的发生。相关研究证实，状态愤怒与职场不文明行为正相关28，而愤怒的主要情绪表征则为敌意26。敌意归因作为其主要认知成分会激发旁观者更高的不文明行为状态，进而增加组织内不文明行为的发生。本文认为，同伴揭发中揭发者信息的模糊性很容易让旁观者在同伴揭发发生时感知到威胁的存在，为降低感知威胁，旁观者会对潜在揭发者实施一些“报复”性行为，如疏远、诽谤等，这些报复性行为都是职场不文明行为的表征11。相关研究也证实，敌意归因通常会引发个体的攻击、报复行为26。职场不文明行为通常是长期人际交互累积的结果，而不是单纯的偶然性事件29。交互累积的过程使得组织员工将职场不文明行为视为一种约定俗成的非正式规范，即个体会认为职场不文明行为并没有违反组织正式规范30。本文认为，同伴揭发作为环境压力源的出现给原有的、可以被接受的非正式规范带来了威胁，个体会感知轻松的工作环境变得紧张，为恢复到最初愉悦的工作环境，敌意归因会促使旁观者产生更多的不文明行为。因此，敌意归因是旁观者想要恢复到没有威胁和监视的工作环境，而产生的一种主要情绪反应。敌意归因的产生会促使旁观者进行更多不文明行为来恢复自己受损的利益。因此，本文提出假设:H2:旁观者的敌意归因对职场不文明行为有正向影响。相比于其他的揭发方式，同伴揭发对组织内不当行为的抑制作用更强烈31。同伴揭发以及组织对同伴揭发的匿名性保护极易导致员工之间的不信任感增强5。揭发者的匿名性极易让旁观者对周围的事物进行敌意归因，让旁观者对引发这种消极情绪的潜在个体进行攻击，以降低自身消极情绪带来的负面影响，上述过程会增加职场不文明行为的发生率。在认知评估阶段旁观者会将环境事件与自己利益以及目标实现进行感知，感知威胁的存在会让旁观者进行阻碍型评估，进而产生消极的情绪反应32。职场不文明行为作为低强度的人际越轨行为，在组织中并不被明令禁止，也不存在固有的惩罚标准，因此旁观者可能会认为不文明行为在组织内是可被接受的30，当同伴揭发作为环境压力事件发生时，进行阻碍型评估的旁观者会认为约定俗成的“规范”受到了威胁，促使他们进行敌意归因，进而加剧旁观者的职场不文明行为。因此，本文认为敌意归因在同伴揭发与职场不文明行为之间起到中介作用，有助于厘清二者之间的作用机制。因此，本文提出假设:H3:同伴揭发通过旁观者敌意归因而正向作用于职场不文明行为。22道德认同在同伴揭发与职场不文明行为之间的中介作用道德认同反映了个体道德自我的习惯、可及性以及道德标准，在个体心目中的重要程度是个体内心有关是非判断的认知标准33。道德认同影响着人们对社会信息、情感的解释，以及与道德问题相关的社会线索的认411知反应，在个体认知转化为道德行为过程中起着十分关键的作用34。同伴揭发作为一种高道德水平的角色外行为35，有效地帮助管理者维护组织正常秩序。由于潜在的不当行为不易被管理者及时察觉，同伴揭发意味着组织存在越轨行为，同伴揭发本身的道德性与组织中习以为常的行为发生冲突时，极易诱发旁观者的认知评价。在该过程中，旁观者会将被同伴揭发与自身做出的组织行为作比较，当与被同伴揭发相一致时，员工会意识到自己的行为逾越了组织规范，进而产生一种自我警示，避免未来出现类似的行为，增加旁观者对同伴揭发的道德认同。因此，本文提出假设:H4:同伴揭发对旁观者的道德认同感有正向影响。道德认同有助于增强个体对与道德刺激相关的信息加工，继而对后续行动产生道德约束36。占小军发现，道德认同会激发个体更多的道德敏感性29，道德敏感性易增加个体对道德的感知。虽然职场不文明行为具有强度较低、伤害程度较小的特征，使其往往被人们所忽视，但职场不文明行为的确违反了组织规范与道德准则37。鉴于此，本文认为，道德认同易诱导旁观者用道德标准去审视自身行为，该过程会降低职场不文明行为的发生。因此，本文提出假设:H5:旁观者的道德认同感对职场不文明行为有负向影响。基于压力交易理论，同伴揭发作为一种高道德的对不文明行为的惩罚措施，缓解了员工因组织中存在不文明而产生的消极情绪，同时让他们意识到组织中存在正义的一方，道德认同在此认知过程中发挥着重要作用。Mitchell 等也证实了道德认同在情绪驱动行为中的重要作用38，道德认同会缓解道德事件带来的消极情绪反应，让人们更多地注意到事件的积极一面。本文认为对同伴揭发的道德认同感，不仅会激发旁观者挑战型评估，让旁观者对不文明行为者进行批判，对组织中现存的不文明行为起到抑制作用，还会促使他们用道德标准去审视自身行为，达到“有则改之无则加勉”的效果。因此，本文提出假设:H6:同伴揭发通过旁观者道德认同而负向作用于职场不文明行为。23应得性判断在同伴揭发和职场不文明行为之间的调节作用应得性判断是指旁观者目击任意事件发生后对该事件的当事人是否值得这样对待或评价的一种思考，可以说是旁观者对被揭发者是否应该被揭发的一种感知9。应得性判断的结果消极亦或积极，这主要取决于个体对行动的评价，以往研究将应得性判断作为解释个人或第三方行为结果反应的桥梁，如第三方团体对不当行为反应的研究9。基于压力交易理论，应得性判断会对个体的认知评价过程产生影响，进而影响其情绪反应。Feather 还指出应得性判断对于理解第三方观察者对周围环境压力事件的情感和行为反应有着十分重要的作用 24。Mitchell 等也指出，应得性判断下个体不同的情绪反应会使其产生不同的行为反应 38。可见，应得性判断无疑会对人们对环境压力事件的认知评价产生影响，进而为同伴揭发后不同情绪反应的阐述提供解释。个体认知评估的心理过程影响着旁观者对待同伴揭发的态度及其后续的情绪反应。当旁观者的应得性判断水平较高时，他们会基于挑战型评估对同伴揭发进行认知评价，同伴揭发被视为是对组织以及自身长远利益的维护，有助于促进个人以及组织的发展，从而激发旁观者积极的认知评价，将同伴揭发视为对自己的警醒，引发积极情绪反应。此时同伴揭发与道德认同之间的关系得到增强，而同伴揭发与敌意归因之间的关系随之得到减弱。相反，当旁观者的应得性判断水平较低时，他们会从阻碍型评估的角度出发对同伴揭发进行认知评价，同伴揭发的出现使得旁观者感知到自己的行为受到监视，自身活动受到威胁，易激发旁观者消极的认知评价，引发消极的情绪反应。此时同伴揭发与敌意归因之间的关系得到增强，而同伴揭发与道德认同之间的关系随之得到减弱。因此，本文提出假设:H7a:应得性判断负向调节同伴揭发与敌意归因之间的关系。具体地，应得性判断越高，同伴揭发与敌意归因间的正向关系越弱，反之，越强。H7b:应得性判断正向调节同伴揭发与道德认同之间的关系。具体地，应得性判断越高，同伴揭发与道德认同间的正向关系越强，反之，越弱。应得性判断会调节同伴揭发与职场不文明行为之间的作用机制。Zhou 等指出，应得性判断会让旁观者认为受害者受到虐待是应得的，同时亦会降低他们对受害者的同情10。Ng 等也采用应得性判断对旁观者在观察到欺凌行为后，帮助作恶者进行欺凌的原因进行解释39。本文认为，当同伴揭发发生时，高应得性判断的旁观者会认为被揭发者违背了组织正式规范和道德标准，不当行为就应该被披露，被揭发者也应该受到应有的惩罚。再者，应得性判断也会让与被揭发者有类似行为的旁观者产生自己被揭发的既视感。应得性判断高的个体，会给予同伴揭发更多积极评价，该行为带来的挑战会被视为是应得的，进而大大降低旁观者的敌意归因水平，降低其做出职场不文明行为的可能。基于以上分析，应得性判断调节同伴揭发与职场不文明行为之间的关系。同时，基于 H3 和 H6 以及 H7a和 H7b，本文认为应得性判断通过调节同伴揭发与职场不文明行为之间的关系，以及同伴揭发与敌意归因和道德认同感之间的关系，进而调节敌意归因和道德认同感在同伴揭发与职场不文明行为之间的中介作用。因此，本文提出假设:H8a:敌意归因在同伴揭发与职场不文明行为间关系的中介作用受到其应得性判断的调节。具体地，应得性判断越高，敌意归因在同伴揭发与职场不文明行为间关系的中介作用越弱;反之，越强。H8b:道德认同在同伴揭发与职场不文明行为之间的中介作用受到其应得性判断的调节。具体地，应得性判断越高，道德认同在同伴揭发与职场不文明行为间关系的中介作用越强;反之，越弱。基于以上假设，本文提出假设模型(如图 2 所示)。511图 2假设模型注:以上两条影响路径截然不同，但又同时存在。同伴揭发对职场不文明行为的影响方向取决于中间机制和调节变量的综合反应3研究设计31研究过程本研究采用问卷调查法获取研究数据，调研过程分为两个阶段:(1)预调研:为确保测量题项表达清楚且内容完整，本文首先对华东地区某高校课程班的 MBA 学生进行访谈，并根据反馈对测量题项进行调整，确保其内部信度和外部效度;(2)正式调研:采用线上和实地调研相结合的方式。为了增加样本的广泛性，采用多时间点的取样方式。线上调研通过北方某大学的 MBA 校友网络招募参与者，每个时间点间隔两周。T1 时间点，对被试的人口统计学情况(年龄、性别、学历等)进行前测，同时请他们回忆自身所经历的同伴揭发事件进行情境启动。之后，要求被试对目睹组织中类似行为(如孤立同事，无意识违背组织规范的行为被揭发等)的发生进行评价，236 名被试参与调研，回收问卷218 份(回收率为92.37%);T2时间点，对被试的应得性判断、敌意归因、道德认同、与被揭发者的关系进行测量，回收 204 份(回收率为93.58%);T3 时间点，对被试的职场不文明行为进行测量，回收 196 份问卷(回收率为 96.08%)。为保证问卷的有效性，对明显缺失重要信息的样本进行剔除，最终获得 188 份有效问卷(问卷的有效率为 86.24%)。除线上调研外，本文对华东地区五家企业进行现场实地调研。调研内容与过程与线上调研同步，共发放问卷 155 份，回收 150 份，有效问卷为 142 份(有效回收率为 91.61%)。考虑到两种方式收集的数据之间可能存在差异，本文进行了 ANOVA 检验。结果表明，两种方式获得的数据在人口统计变量和预测变量上并不存在显著差异，因此可以排除因收集方式不同而造成的数据差异的影响。正式调研的有效问卷回收率为 84.40%，样本特征如下:其中男性占 41.82%;91.51%以上被试接受过本科以上的教育;90%以上的人年龄在 22 岁以上，其中 23 28 岁占总数的 77.88%;61.21%的被试任期在 1 3 年，6.97%任期在 6 年以上。32研究工具研究量表均采用 Likert 7 点设计，且 1 表示非常不符合，7 表示非常符合。同伴揭发:采用 Park 等的量表40，根据本文研究情境的需要对问卷进行了适当修订。请被试对过去一个月内的工作情况进行回忆，量表包括 4 个题项，样本题项如:“有人将组织中的不当行为报告给上级”等，其内部一致性系数为 0.894。敌意归因:采用 Dillon 等的量表41，该量表共 4 个题项，同时根据本文研究情境的需要对问卷进行了适当修订。样本题项如:“我认为潜在揭发者是敌意的”等，其内部一致性系数为 0.812。道德认同:采用 Aquino 和 eed 的量表42，通过对被试作为旁观者对潜在揭发者的道德评价，来测量被试所表现出的道德认同，该量表共 4 个题项，样本题项如:“我认为潜在揭发者是正义的”等，其内部一致性系数为 0.954。职场不文明行为:采用毛畅果和孙健敏的量表43，该量表共 4 个题项，样本题项如:“对潜在揭发者做出贬损性评价”等，其内部一致性系数为 0.926。应得性判断:采用 VanDijk 等的量表44，该量表共 3个题项，样本的题项如:“当同伴揭发发生时，我认为被揭发者是应得的”等，其内部一致性系数为 0.885。控制变量:为避免无关变量对同伴揭发与职场不文明之间作用机制可能带来的影响，混淆变量间的因果关系，选取以下变量作为控制变量，即性别、年龄、教育水平和任期等45。除此之外，旁观者与被揭发者之间的关系会影响旁观者做出职场不文明行为，1 5 代表关系强度逐渐增强，因此除了将人口统计特征作为控制变量，本文还将旁观者与被揭发者之间的关系作为控制变量46。4数据分析和假设检验41数据分析411验证性因子分析和共同方法偏差为考察变量的区分效度，通过验证性因子分析(ConfirmativeFactorsAnalysis，CFA)检查同伴揭发、敌意归因、道德认同、应得性判断和职场不文明行为 5 个潜变量的区分效度，并将拟合指数进行比较。结果表明(见表 1)，五因子模型的各拟合指标明显优于其他备选模型，证明这 5 个变量是不同的构念。虽然本文采取多611间点的纵向研究设计，一定程度上规避了共同方法偏差(CommonMethodBias，CMB)。然而，为确保 CMB 不会产生严重影响，本文仍采用下列方法进行了检验:(1)采用 Harman 单因子检验共同方法偏差。探索性因子显示所有题项可以析出5 个因子，解释75.074%的方差，第一主成分的变异量为 22.160%，未占总变异量的一半，检验结果初步说明不存在共同方法偏差问题。(2)采用控制非可测潜在因子影响法 47，结果如表 1所示，尽管 2有所降低，但较于五因子模型，加入共同方法偏差因子后模型的 MSEA、NFI、CFI 等拟合指标改变均在0.001 0.002 之间，变化不显著，证明共同方法偏差不会对模型中变量关系产生显著影响。表 1验证性因子分析模型所含因子2df2/dfMSEANFICFIa 单因子P+HO+ID+DE+WI3153651352336011607990 823b 双因子P+HO+ID+DE;WI3052921342278011308080 832c 三因子P+HO+ID;DE;WI2774801322102010508570 834d 四因子P+HO;ID;DE;WI2245911291741008609060 889e 五因子P;HO;ID;DE;WI1908021251526007309350 921f 六因子加入共同方法偏差因子后的模型1898561231544007109340 919注:模型优化后得到的数据结果，“+”表示合并为一个因子;MSEA=近似均方根残差;NFI=规范拟合指数;CFI=比较拟合指数。P=同伴揭发，HO=敌意归因，ID=道德认同，DE=应得性判断，WI=职场不文明行为412描述性统计分析各变量的均值、标准差、Pearson 相关系数和显著性水平如表 2 所示，平均萃取方差值(AverageVarianceExtract-edValues，AVE)为对角线上加粗的数值。各个因子的AVE 值均高于 0.500，说明 5 个因子的聚合效度良好，同时 AVE 值的平方根均大于各因子的相关系数，进一步证明了各因子之间具有良好的区分效度。由表 2 可知，同伴揭发与敌意归因、道德认同显著相关(=0.231，p 0.001;=0.245，p 0.001)，敌意归因与职场不文明行为显著正相关，之间的系数为(=0.306，p 0.001)，道德认同与职场不文明行为显著负相关，之间的系数为(=0.268，p 0.001)。表 2变量间相关系数、显著性水平和判别系数值(AVE)变量12345891011121 P06342 HO0231 06013 ID0245 0342 08194 WI00460 306 0 268 06885 DE00370248 0362 0173*06048 性别0076005100050 0230002 9 年龄0080004200640 00400880024 10 任期0097009300370057005400410083 11 教育水平0020001600530102*0034004001350097 12 关系00560 123*0 0740117*00740043001900210067 均值362044673912304231961 582205223422 2761785标准差086307600793084911360 795064508460 6230582注:P=同伴揭发;HO=敌意归因;ID=道德认同;WI=职场不文明行为;DE=应得性判断;表示 p 0.001，表示 p 0.01，*表示p 0.05;N=330;对角线处粗体数字为 AVE 值4.2假设检验421敌意归因和道德认同的中介效应检验为进一步验证本文所提出的假设，本文采用 MPLUS740 构建多层结构方程模型(Multilevel Structural Equa-tion Model，MSEM)，即通过对基准模型、嵌套模型和替代模型进行比较来寻找最优模型48。首先，在基准模型中假定同伴揭发与职场不文明行为之间不存在直接效应;其次，嵌套模型则是在基准模型的基础上增加同伴揭发与职场不文明行为之间的直接效应;最后，假定替代模型中不存在中介效应，即同伴揭发、敌意归因、道德认同和应得性判断均直接对旁观者的职场不文明行为产生影响。基准模型(M1)、嵌套模型(M2)、替代模型(M3)的各拟合指数均较好。首先，对比基准模型和嵌套模型的卡方变化是否显著49，结果表明，卡方值的变化并不显著(2/df=3087，p 0 05)。这说明增加同伴揭发与职场不文明行为间直接效应并不会改善模型的拟合度;其次，根据 Vrieze 的建议，通过比较贝叶斯信息准则(BIC)来对基准模型和替代模型进行比较50。基准模型的 BIC 值为 6163 380，替代模型的 BIC 值为 7404 117，BIC 为 1240737，当BIC 10 时，BIC 较小的模型更优，说明基准模型优于替代模型。由此可以得出结论，基准模型优于嵌套模型和替代模型，相比于它们，基准模型更能有效对变量间的数据关系进行反映。711图3 是基准模型的运行结果。对控制变量进行控制之后，同伴揭发对敌意归因(=0.287，p 0.001)、道德认同(=0.316，p 0.001)存在显著的影响，敌意归因(=0.329，p 0.001)、道德认同(=0.368，p 0.001)分别对职场不文明行为产生显著的影响。敌意归因(=0.094，p 0.01)、道德认同(=0.116，p 0.001)在同伴揭发与职场不文明行为之间的中介效应显著，且置信区间均不包含0。因此，H1 H6 均得到支持。图3中介 调节模型的运行结果表3中介效应的 Bootstrap 检验结果影响路径中介效应95%的置信区间下限上限PHOWI0094 00720173PIDWI0116 01770032注:P=同伴揭发;HO=敌意归因;ID=道德认同;WI=职场不文明行为;表示 p 0.001，表示 p 0.01，*表示 p 0.05422应得性判断在同伴揭发与职场不文明行为之间的调节效应检验本文采用潜调节结构模型法(Latent Moderated Struc-tural Equations，LMS)51 对应得性判断的调节效应进行了检验(如图3)。结果表明，同伴揭发与应得性判断的交互项对敌意归因(=0 356，p 0 001)和道德认同(=0311，p 0001)的影响显著，说明应得性判断分别调节了同伴揭发与敌意归因和道德认同之间的关系。为进一步解释调节效应的关系，本文根据 Aiken 等推荐的方法进行简单斜率估计(Simple Slope Test)52。结合图4a 发现，当旁观者的应得性判断水平较低时，同伴揭发对敌意归因的正向作用较强;反之，同伴揭发对敌意归因的正向作用被削弱，高低应得性判断水平下差异显著，因此，H7a 得到验证。结合图4b 发现，当旁观者应得性判断水平越高时，同伴揭发对道德认同的正向作用越强;反之，同伴揭发对道德认同的正向作用将会被削弱，高低应得性判断水平下差异显著，这说明应得性判断强化了这种关系，因此，H7b 得到验证。423应得性判断对敌意归因和道德认同所起中介作用的调节效应检验本文采用“拔靴法”(Bootstrapping Method)分析在不同应得性判断水平下，敌意归因、道德认同在同伴揭发与职场不文明行为之间的中介效应。分析结果如表4 所示。图4应得性判断的调节效应811表4被调节的中介效应检验中介变量调节变量同伴揭发中介变量有条件应得性判断中介变量职场不文明行为间接效应敌意归因道德认同低水平(2060)0289 0314 0091*高水平(4332)0146 0223 0033*差值0143 00910058 低水平(2060)0206 0235 0048*高水平(4332)0318 0346 0110 差值0112 0111 0062 注:高水平应得性判断=均值+标准差;低水平应得性判断=均值 标准差;表示 p 0.001，表示 p 0.01，*表示 p 0.05第一，当中介变量为敌意归因时，在低应得性判断水平下，同伴揭发对敌意归因的影响是显著的(=0.289，p 0.001)，并且高低应得性判断水平下他们之间的差异也是显著的(=0.143，p 0.001)，说明应得性判断负向调节了这种关系。从表 4 还可以看出，同伴揭发通过敌意归因对职场不文明行为的间接效应在低应得性判断水平下是显著的(=0.091，p 0.05)，高低应得性判断水平下差异是显著的(=0.058，p 0.01)。以上结果说明，敌意归因在同伴揭发与职场不文明行为之间的中介作用受到应得性判断的调节。第二，当中介变量是道德认同时，在高应得性判断水平下，同伴揭发对道德认同的影响是显著的(=0.318，p 0.001)，并且高低应得性判断水平下他们之间的差异也是显著的(=0.112，p 0.001)，说明应得性判断正向调节同伴揭发与道德认同之间的关系;从表4 还可以看出，同伴揭发通过道德认同对职场不文明行为的间接效应在高应得性判断水平下是显著的(=0.110，p 0.01)，高低应得性判断水平下差异是显著的(=0.062，p 0.01)。以上结果说明，道德认同在同伴揭发与职场不文明行为之间的中介作用受到应得性判断的调节。综上所述，H8a 和H8b 得到验证。5结论和讨论基于压力交易理论，构建了同伴揭发对职场不文明行为的双元影响路径，考察同伴揭发对旁观者的潜在影响机制。研究发现，同伴揭发既可以加剧也可以抑制职场不文明行为的发生，具体地，同伴揭发通过影响敌意归因而加剧职场不文明行为;同伴揭发通过影响道德认同而抑制职场不文明行为。同时，应得性判断调节上述双元路径，具体地，应得性判断通过调节同伴揭发与敌意归因之间的关系，进一步调节敌意归因在同伴揭发与职场不文明行为间关系的中介作用;以及应得性判断通过调节同伴揭发与道德认同之间的关系，进一步地调节道德认同在同伴揭发与职场不文明行为之间关系的中介作用。5.1理论意义(1)当前同伴揭发的相关实证研究建立在同伴揭发有利于组织伦理管理的假设基础上 53，事实上同伴揭发的结果具有双面性