員工寬恕的前因與后果：多層次模型*

張軍偉 龍立榮

(華中科技大學管理學院, 武漢 430074)

1 問題的提出

在組織中, 沖突與冒犯時常發生。特別是隨著國際競爭的日益加劇以及工作任務的日益復雜化和多樣化, 強調協調和分工的工作團隊越來越受到青睞并作為提高組織績效的關鍵所在。企業采用工作團隊的初衷是為了讓團隊成員“心往一處想, 勁往一處使”, 完成個體難以達到的任務目標, 實現“1+1>2”的運作模式。但是, 由于團隊成員之間各方面的差異, 常常會產生沖突與冒犯, 導致團隊內的協調與合作不順暢, 難以達到組織的預期。如果在產生沖突與冒犯時, 雙方能夠站在他人的角度思考問題, 多一份包容, 多一份理解, 那情況就會完全不同。這種沖突與冒犯的應對方式被學者們稱為寬恕(forgiveness)。寬恕作為一種積極地應對沖突與冒犯的策略, 受到了學術界的廣泛關注。諾貝爾獎得主Tutu (1998)曾經說過, 沒有寬恕就沒有未來。Kurzynski (1998)也呼吁“應該把寬恕作為一種必不可少的人力資源管理策略”。以上證據均表明對寬恕進行探討具有很高的理論價值和實踐意義。

通過對寬恕文獻的分析與梳理, 發現以往關于寬恕的研究大多集中在社會與人格心理學、咨詢心理學、宗教與神學等領域, 近幾年才有研究者開始對工作場所中的寬恕進行探討(Aquino, Tripp, &Bies, 2006; Cox, 2011; Fehr, 2011; Bright & Exline,2011; Palanski, 2012; Fehr & Gelfand, 2010, 2012;Bobocel, 2013), 實證研究相對較少。另外, 中國有其獨特的文化特點, 這意味著在中國背景下探討寬恕, 中國本土的文化元素不容忽視。在寬恕的研究領域, 跨文化的研究也是學者們的興趣所在(Karremans et al., 2011; Fu, Watkins, & Hui, 2004)。基于此, 為了豐富和加深對工作場所寬恕的認識,本研究結合本土文化元素, 探索員工寬恕的形成及其影響效果。

以往工作場所寬恕的研究主要關注個體、微觀層次的因素對寬恕的影響, 外部環境跨層次影響的研究相對匱乏。Fehr和 Gelfand (2012)在 AMR(Academy of Management Review)上撰寫了一篇寬恕氛圍(forgiveness climate)產生過程及其作用效果的思想性論文, 為后續的研究者探討寬恕提供了一個理論框架。寬恕氛圍指的是對于沖突與冒犯, 團隊成員表現出的仁慈和親社會反應會受到組織獎勵、支持和期望的共享感知(Fehr & Gelfand, 2012)。社會信息加工理論(social information processing theory)認為工作環境是員工行為與態度的重要信息來源(Salancik & Pfeffer, 1978), 寬恕氛圍作為一種環境變量, 能為員工寬恕提供重要的信息線索,因此我們認為寬恕氛圍對員工寬恕有積極的影響。接下來的問題是, 如果寬恕氛圍對員工的寬恕有影響, 那么這種影響對所有的員工都適用？社會信息加工理論進一步認為, 要使信息線索對接受者有較大的影響, 那么接受者要對信息線索比較敏感(Salancik & Pfeffer, 1978)。考慮到不同思維模式的員工對寬恕氛圍所傳遞信息線索的敏感性有所差異(何軒, 2009; 段錦云, 凌斌, 2011), 這會對其寬恕產生不同的影響。另外, 一項元分析表明, 寬恕是由個體因素和環境因素共同作用的結果(Fehr,Gelfand, & Nag, 2010)。但在以往研究中, 對于寬恕氛圍與個體因素的交互作用卻缺乏探討。因此, 本研究將中庸思維這一極能彰顯中國人思維模式的變量納入研究框架, 探討其對寬恕氛圍與員工寬恕關系的調節作用。

對于員工寬恕的作用效果, 本研究選擇了能夠促進組織有效運作的行為—— 組織公民行為。組織公民行為指的是員工自發的、不在組織正式的薪酬考核體系之中的行為, 這種行為能夠改善組織的社會與心理環境, 提高組織的效能(Organ &Konovsky, 1989)。鑒于員工寬恕的對象是同事, 根據目標相似性模型(target similarity model) (Lavelle,Rupp, & Brockner, 2007), 本研究關注組織公民行為中的人際公民行為(interpersonal citizenship behavior, ICB)。以往研究發現, 員工寬恕能夠修復破損的人際關系, 增強員工與同事之間的親密感,這會使員工的基本心理需要—— 關系(relatedness)得到滿足(Ryan & Deci, 2000), 進而使員工表現出較多的人際公民行為(Fehr & Gelfand, 2012; Cox,2011; Bono, McCullough, & Root, 2008; Karremans& Van Lange, 2008; Karremans, Van Lange, &Holland, 2005)。也就是說, 以往研究表明員工寬恕通過滿足員工的關系需要, 進而影響其人際公民行為。寬恕了同事, 員工就會表現出較多的人際公民行為嗎？以往研究在推測研究假設時, 很少考慮員工寬恕背后動機的作用。有不少研究發現, 行為背后的動機對該行為與其影響效果的關系具有調節作用, 例如, Cox, Bennett, Tripp和Aquino (2012)認為, 寬恕的動機是寬恕與健康、幸福感關系的調節變量。Weinstein和 Ryan (2010)研究發現, 幫助行為的動機(自主性、控制性)對幫助行為與幸福感的關系具有調節作用。中國是一個集體主義國家, 歷來注重人情與面子, 強調和諧人際關系的重要性。為了維持和諧的人際關系, 個體的動機有所差異。根據動機的不同, Leung (1997)把人際和諧分為兩種, 其一是真心促進和諧的人際關系, 即真誠和諧(genuine harmony); 另一種是表面和諧(superficial harmony), 這類個體以避免自我利益的損失為目的,維持融洽的人際關系只是手段。有不少學者認為維持人際和諧是寬恕背后的一個主要動機(Karremans et al., 2011; Hook, Worthington, & Utsey, 2009;Merolla, Zhang, & Sun, 2013), 如上所述, 人際和諧可分為真誠和諧與表面和諧, 因而我們有理由認為真誠和諧與表面和諧是員工寬恕背后的兩個重要動機。因此, 本研究的最后一個目的是考察真誠和諧與表面和諧對員工寬恕和人際公民行為關系的調節作用。

總的來說, 本研究試圖結合本土文化元素來探討員工寬恕的前因與后果, 這不僅有助于寬恕研究在中國企業的本土化, 還有利于我們更加深刻地了解員工寬恕的形成與影響, 并能為企業促進員工積極地應對沖突與冒犯以及發揮員工寬恕的積極作用提供更加有價值的管理建議。為了澄清上述研究問題, 本研究的議題如下：(1)考察寬恕氛圍對員工寬恕的影響以及員工中庸思維在兩者之間的調節作用; (2)探討真誠和諧與表面和諧在員工寬恕和人際公民行為之間所起的調節作用。

2 理論基礎與研究假設

2.1 員工寬恕

最初, 寬恕的研究僅限于普通的人際情境之中,近幾年才有研究者將寬恕這一概念引入組織背景中, 這點類似于社會認同與組織認同。工作場所與普通的人際情境有較大的差別。第一, 情境的差異。工作場所寬恕發生在組織背景中, 與普通的人際情境相比, 組織情境有其獨特的元素(Cox, 2011), 如寬恕氛圍、工作場所規范等。第二, 對象的不同。在不同的情境中, 同一個體的角色可能會不同。工作場所寬恕的對象是同事或者領導, 而普通人際背景下寬恕的對象可能是親人、朋友、陌生人等。第三, 冒犯事件類型的不同(Cox, 2011; Tripp, Bies, &Aquino, 2007)。工作場所中的冒犯事件大多與晉升、薪酬、工作任務的分配等有關, 而這些冒犯事件在普通人際情境中并不存在。關于工作場所寬恕的界定, 現有的研究還是沿用普通人際情境下寬恕的定義(Aquino, Grover, Goldman, & Folger, 2003),并將組織背景中獨特的元素作為寬恕的前因變量進行探討, 畢竟工作場所也是一種廣義的人際情境。例如, Cox (2011)探討了凝聚力氛圍與支持性氛圍對寬恕的影響。Bobocel (2013)研究發現, 總體公平感對寬恕有積極的影響。Aquino等(2006)考察了等級地位(hierarchical status)與冒犯事件的類型對寬恕的影響。本研究關注員工的寬恕, 其寬恕指向的對象為同事。員工寬恕指的是當受到同事的冒犯或者傷害后, 員工消除對他(她)的憤怒和怨恨, 并放棄敵視和報復, 反映了被冒犯者(員工)消極情緒、認知與行為的消失(Cameron, 2007)。從這一定義, 我們可以看出員工寬恕具有以下特點：(1)員工寬恕是以員工受到冒犯或者傷害為前提, 如果不存在冒犯或者傷害, 寬恕也就無從談起; (2)員工寬恕包括情緒、認知與行為三個成分。在情緒方面, 員工不再對同事懷有消極的情緒體驗; 在認知方面,員工不再責怪同事或放棄報復的念頭; 在行為方面,員工放棄報復等消極行為(Bright, Fry, &Cooperrider, 2006)。

2.2 員工寬恕的影響因素

2.2.1 寬恕氛圍與員工寬恕

寬恕氛圍指的是對于沖突與冒犯, 團隊成員表現出的仁慈和親社會反應會受到組織獎勵、支持和期望的一致性感知(Fehr & Gelfand, 2012), 我們認為這種一致性的感知會對員工寬恕有積極的影響。社會信息加工理論認為, 工作環境是員工行為與態度的重要信息來源, 也就是說, 員工傾向于根據工作環境中的信息線索形成對組織規范、理念與價值觀的感知, 員工的這種感知會進一步影響其隨后的行為與態度(Salancik & Pfeffer, 1978)。

就寬恕氛圍與員工寬恕的關系而言, 寬恕氛圍鼓勵團隊成員彼此間不懷怨恨、相互包容與相互理解, 傳遞了仁慈與親社會反應是恰當的、組織所期望的信號, 因此在面對同事冒犯時, 員工傾向于把怨恨和憤怒拋在一邊, 并打消報復與攻擊的念頭。另外,Fehr和Gelfand (2012)認為當員工遇到沖突與冒犯時,寬恕氛圍能夠激活員工的共情(empathy)與觀點采擇(perspective taking), 與此同時也會促進冒犯者的道歉行為。以往研究發現, 共情、觀點采擇與道歉行為都是促進寬恕產生的關鍵因素(McCullough,Worthington, & Rachal, 1997; McCullough et al., 1998;Fehr & Gelfand, 2010)。因此, 我們認為寬恕氛圍對員工寬恕有積極的影響。這一觀點也得到了實證研究的支持, 如 Cox (2011)研究發現, 寬恕氛圍與員工寬恕呈正相關關系, 但研究者考察個體數據聚合到團隊層次的可行性時, 各項可靠性指標均不理想,因此Cox (2011)的研究只是把寬恕氛圍作為個體層次的變量來探討。

寬恕氛圍是團隊層次涌現的屬性(emergent attribute), 同屬一個工作團隊的成員往往對寬恕氛圍形成一致性的感知。社會信息加工理論認為, 員工會根據工作環境中的信息來形成對組織規范、實踐等的感知, 而同屬于一個團隊的成員擁有相同的工作環境, 在任務完成的過程中相互依賴, 有較多的溝通與交流, 這種信息交換與分享的過程會使團隊成員對寬恕氛圍形成一致性的感知。另外, 關于社會化(socialization)的研究表明, 同事是新進員工社會化過程中的關鍵人物(Ostroff & Kozlowski,1992)。新進員工通過與現有員工的頻繁互動, 逐漸感知到當受到冒犯后, 哪些言行舉止會得到組織的期望與支持, 因而在團隊之中形成了相對同質的寬恕氛圍感知。因此, 本研究把寬恕氛圍作為團隊層次的變量, 探討其對員工寬恕的跨層次影響。綜上所述, 我們提出如下假設：

假設1：寬恕氛圍對員工寬恕有積極的影響。

2.2.2 中庸思維的調節作用

中國深受儒家思想的影響, “中庸”、“以和為貴”、“忍一時風平浪靜, 退一步海闊天空”等思想深入人心。中庸思維是極具儒家思想的一個概念, 也是中國人典型的思維方式。孔子認為, “不得中行而與之, 必也狂狷乎？”, 他把中庸的人看作是交朋友的首選, 其次才是狂者和狷者。由此可見, 古人對中庸之人的向往和青睞。在《論語》中, 中庸是過猶不及, 恰到好處的意思。作為一套“怎么做”的實踐思維體系, 中庸思維指的是指引人們如何去理解問題, 要達到什么目的, 注意些什么要點, 思考哪些因素, 以及要用什么準則來選擇最佳行動方案等的思考模式(楊中芳, 2009)。吳佳輝和林以正(2005)在前人研究的基礎上, 提煉出多方思考、整合性與和諧性三個維度, 并據此編制了中庸思維的量表。與低中庸思維的個體相比, 高中庸思維的個體在思考最佳行動方案時, 不僅僅將注意力限于問題本身, 還能夠細察它所處的環境與背景(何軒,2009)。因此, 這種類型的個體在處理問題時, 能夠對內在自我感受與外在環境的要求進行權衡, 并根據外在環境的變化對自身的行為進行調節。陳建勛、凌媛媛和劉松博(2010)也認為高中庸思維的個體能夠根據時機的變化, 審時度勢, 靈活、適度地處理問題, 并不是不分場合、不講條件的隨意折中。在實證研究方面, 何軒(2009)研究發現, 員工的中庸思維對互動公平與沉默行為的關系具有調節作用。陳建勛等(2010)研究發現, 高層領導者的中庸思維對組織的兩棲導向和組織績效有積極的影響。段錦云和凌斌(2011)研究發現, 員工的中庸思維與顧全大局式建言呈正相關, 與自我冒進式建言存在負相關。總的來說, 與低中庸思維的個體相比, 高中庸思維的個體對外部環境比較敏感, 并能夠靈活地根據不同的情境調整自己的行為(何軒, 2009; 陳建勛等, 2010)。

社會信息加工理論認為, 要使信息線索對員工有較大的影響, 那么員工要對這種信息線索比較敏感(Salancik & Pfeffer, 1978)。寬恕氛圍能為員工寬恕提供重要的信息線索, 如果員工對寬恕氛圍所傳遞信息線索的敏感性存在差異, 那么寬恕氛圍對員工寬恕的影響可能會有所不同。中庸思維反映了員工對外部環境敏感性的程度, 因此中庸思維可以作為寬恕氛圍與員工寬恕之間關系的調節變量。如上所述, 高中庸思維的員工對外部環境比較敏感, 并能夠靈活地根據情境的變化相應地做出反應(陳建勛等, 2010; 段錦云, 凌斌, 2011), 因此其寬恕更容易被外部環境——寬恕氛圍所塑造, 這會加強寬恕氛圍對其寬恕的正向影響。相反, 具有低中庸思維的員工對外部環境的敏感性較弱,不考慮其行為對整個局面的影響(何軒, 2009), 也不能靈活地根據情境的變化調整自己的行為(陳建勛等, 2010; 段錦云, 凌斌, 2011), 因此寬恕氛圍難以對其寬恕產生影響, 這會弱化寬恕氛圍對其寬恕的積極影響。基于以上論述, 我們提出如下假設：

假設2：中庸思維對寬恕氛圍與員工寬恕的關系具有調節作用。員工的中庸思維越高, 寬恕氛圍對其寬恕的正向影響越大。

2.3 員工寬恕的作用效果

2.3.1 員工寬恕與人際公民行為

作為一種角色外行為, 組織公民行為不在工作說明書的范疇之內, 但能促進組織的良好運作(Organ & Konovsky, 1989)。根據指向對象的不同,組織公民行為可分為指向個體的公民行為(OCB directed at individuals, OCBI)和指向組織的公民行為(OCB directed at the organization, OCBO) (Lee &Allen, 2002)。指向個體的公民行為也稱人際公民行為, 主要是針對同事的一些公民行為, 其中包括幫助同事分擔工作、幫助新進的同事適應環境等, 這一類型的公民行為對組織間接有益。指向組織的公民行為針對的對象是組織, 指的是員工做出直接對組織有益的行為, 其中包括積極參加組織的各項活動、對于如何提高組織的效率提供建設性意見等。本研究關注人際公民行為, 原因在于根據目標相似性模型的觀點, 與其他對象相比, 員工針對特定對象的認知與評價更能預測員工對該對象實施的行為(Lavelle, Rupp, & Brockner, 2007)。員工寬恕和人際公民行為指向的對象都是同事, 因此我們選擇人際公民行為作為結果變量。

自我決定理論(self-determination theory)認為個體有 3種基本的心理需要：關系需要、自主(autonomy)需要與能力(competence)需要。關系需要指的是與他人建立良好人際關系的需要; 自主需要指的是個體的行為出于自己的真實意愿, 由自我決定的; 能力需要指的是個體在適宜、富有挑戰性的任務上, 感到自己是有效的, 并能取得期望的結果(Deci & Ryan, 2000, 2008)。以往研究發現, 這3種基本心理需要的滿足與許多積極的行為與態度密切相關, 如組織公民行為、工作績效、工作滿意度、組織承諾(Kovjanic, Schuh, Jonas, Van Quaquebeke,& Van Dick, 2012; Gagné & Deci, 2005; Gagné,2003)。對于員工寬恕與人際公民行為的關系, 以往研究發現員工寬恕能夠修復破損的人際關系, 增強員工與同事之間的親密感, 這會使員工的關系需要得到滿足, 根據自我決定理論, 這種關系需要的滿足對人際公民行為有促進作用(Fehr & Gelfand,2012; Cox, 2011; Karremans & Van Lange, 2008;Karremans et al., 2005)。盡管以往研究表明員工寬恕通過滿足員工的關系需要, 進而促進人際公民行為, 如果員工寬恕的動機不同, 這種影響會相同嗎？以往研究在推測研究假設時, 很少考慮員工寬恕背后動機的作用。最近有研究發現, 寬恕能否導致好的結果會受到寬恕動機的調節(Cox et al.,2012)。另外, 幫助行為領域的研究也發現, 幫助行為的動機(自主性、控制性)對幫助行為與幸福感的關系具有調節作用(Weinstein & Ryan, 2010)。也就是說, 員工寬恕只為人際公民行為的產生提供了一個條件, 員工對同事的寬恕能否最終轉化為人際公民行為還會受到寬恕動機的調節。因此, 本研究致力于考察員工寬恕背后的動機對員工寬恕與人際公民行為關系的調節作用。

2.3.2 真誠和諧與表面和諧的調節作用

中國是一個人情社會, 和諧的人際關系在社會互動中扮演著重要的角色。許多研究者認為, 在中國社會, 維持和諧人際關系的動機有所差異。根據動機的不同, Leung (1997)將人際和諧分為兩種, 其一是真誠和諧, 即真心地促進和諧的人際關系, 這類個體將和諧看作是一種美德, 以發自內心地增強彼此的關系為目的; 另一種是表面和諧, 這種類型的個體以避免自我利益的損失為目的, 維持和諧的人際關系只是手段。類似地, 黃囇莉(2007)也將和諧分為實性和諧與虛性和諧兩種。為了方便溝通,我們使用與以往研究相一致的術語：真誠和諧與表面和諧(魏昕, 張志學, 2010)。在實證研究方面,Leung, Brew, Zhang和Zhang (2011)基于上述雙動機論, 開發了和諧的量表。魏昕和張志學(2010)研究發現, 員工的表面和諧通過影響對進諫結果的負面預期, 進而作用于抑制性進言。張志學、姚晶晶和黃鳴鵬(2013)考察了真誠和諧與表面和諧對整合性談判結果的影響。

真誠和諧與表面和諧不是一個連續體的兩端,而是兩個不同的概念(Leung, Koch, & Lu, 2002)。根據真誠和諧與表面和諧的高低, Leung等(2002)將個體分為校正型(aligning)、安撫型(smoothing)、平衡型(balancing)與分裂型(disintegrating)四種類型。真誠和諧較高、表面和諧較低的個體被稱為校正型,這類個體是發自真心地促進和諧的人際關系, 并沒有其他功利性的目的, 他會為了人際和諧而犧牲自己的利益。真誠和諧較低、表面和諧較高的個體被稱為安撫型, 這種類型的個體不是發自內心地維持和諧的人際關系, 而是將人際和諧作為一種達成自己目標的手段, 具有功利性。真誠和諧與表面和諧都較高的個體被稱為平衡性, 這類個體不僅能夠意識到人際和諧在目標實現中的重要作用, 也真心地追求人際和諧。真誠和諧與表面和諧都較低的個體被稱為分裂型, 這類個體不是關系導向的, 完全忽視關系的重要性。

有不少學者認為維持人際和諧是寬恕背后的一個主要動機(Sandage & Williamson, 2005;Karremans et al., 2011)。例如, Hook 等(2009)認為促進和諧是寬恕的一個動機。Merolla等(2013)認為表面和諧是寬恕的一個動機。Fu等(2004)認為在集體主義文化背景下, 維持人際和諧是寬恕的一個重要動機。如上所述, 人際和諧可分為真誠和諧與表面和諧, 因此我們有理由認為真誠和諧與表面和諧是員工寬恕背后的兩個重要動機。寬恕的動機有發自真心與出于其他目的之分, 如Trainer (1981)把寬恕分為利己的寬恕(expedient forgiveness)、角色期待寬恕(role-expected forgiveness)與內心的寬恕(intrinsic forgiveness)三種類型。前兩種指的是出于功利或者受到外部的壓力而寬恕, 如避免自我利益的損失、宗教信仰與社會期待等, 類似于表面和諧;內心的寬恕即發自真心的寬恕, 與真誠和諧類似。

如上所述, 以往研究發現員工寬恕通過滿足員工的關系需要, 進而影響其人際公民行為。如果一個變量能夠加強或者弱化員工寬恕與員工的關系需要滿足的關系, 那么這個變量也會影響員工寬恕與人際公民行為的關系。在本研究中, 我們聚焦于真誠和諧與表面和諧在以上關系中的作用。真誠和諧較高的員工以發自內心地增強彼此的關系為目的, 在社會互動中對他人充滿真誠與信任(Leung et al., 2002; 張志學等, 2013)。當受到同事冒犯時, 這類員工的寬恕更多是出于自己的真實意愿、是發自真心的, 因此寬恕同事之后, 這類員工會體驗到較高的自主感(Cox et al., 2012), 與同事之間的積極互動會增多, 心理聯結會增強, 這都有利于員工關系需要的滿足。與我們的觀點相一致, Weinstein和Ryan (2010)研究發現, 自主性的幫助行為有利于關系需要的滿足。Gagné(2003)研究發現, 父母的自主性支持通過正向影響孩子的關系、自主與能力需要的滿足程度, 進而作用于孩子的親社會行為。Deci等(2001)研究發現, 領導的自主性支持能夠顯著地預測員工的關系、自主與能力三種心理需要的滿足程度, 進而影響員工的工作績效與幸福感。也就是說, 對于高真誠和諧的員工, 其寬恕會促進關系需要的滿足, 進而表現出較多的人際公民行為。因此, 我們認為真誠和諧對員工寬恕與其人際公民行為的關系具有調節作用, 員工的真誠和諧越高,其寬恕對人際公民行為的積極影響越大。

表面和諧較高的員工通常是功利主義者, 以避免自我利益的損失為目的, 所達成的和諧只存在于表面(Leung et al., 2002; 張志學等, 2013)。在與同事發生沖突或者受到同事冒犯時, 這類員工對同事的寬恕更多是出于功利性的考慮, 因此即使他們寬恕了同事, 體驗到的也是較高的控制感(Cox et al.,2012), 因為此時寬恕的真實目的并不是與同事維持良好的人際關系, 而是被避免自我利益的損失、社會期待等外在因素所控制, 這會阻礙員工關系需要的滿足。與我們的觀點相一致, Weinstein和Ryan(2010)研究發現, 控制性的幫助行為會降低關系需要的滿足程度。也就是說, 高表面和諧的員工即使寬恕了同事, 其關系需要滿足的程度也較低, 這會對人際公民行為產生抑制作用。因此, 我們認為表面和諧對員工寬恕與其人際公民行為的關系具有調節作用, 員工的表面和諧越高, 其寬恕對人際公民行為的正向影響越弱。綜上所述, 我們提出如下假設：

假設3：真誠和諧對員工寬恕與其人際公民行為的關系具有調節作用。員工的真誠和諧越高, 其寬恕對人際公民行為的正向影響越大。

假設4：表面和諧對員工寬恕與其人際公民行為的關系具有調節作用。員工的表面和諧越高, 其寬恕對人際公民行為的正向影響越小。

3 研究方法

3.1 研究樣本與程序

本研究采用問卷調查的方法, 在貴州、浙江、廣東的 11家企事業單位收集樣本, 涉及水務、郵政、生產制造、保險、酒業、銀行、汽車銷售等行業。本研究分別從員工及其直接上級收集數據, 其中寬恕氛圍、員工寬恕、中庸思維、真誠和諧與表面和諧的數據由員工提供, 人際公民行為的數據由員工的直屬主管提供。調查開始前, 研究者與企業的人力資源管理部門進行協商, 確定要調查的員工與其直屬主管的名單, 以便對員工進行編號, 使直屬主管提供的數據能夠與員工的數據匹配。調查時,由企業的人力資源管理部門召集, 研究者親自到場實施問卷調查, 并告知被試研究結果將會完全保密,僅用于學術研究。一共有53名直屬主管和335名員工填答了問卷, 問卷收回后對空白太多、反應傾向過于一致、部門中填答問卷的員工少于3人的予以剔除, 最終得到50個部門總計298套有效問卷,平均每個部門有5.96名員工填答了問卷。員工中有165人是男性, 占 55.37%, 女性有 133人, 占44.63%, 受教育程度以專科和大學(68.79%)為主,員工的平均年齡為30.89歲(

SD

=8.73), 在目前的組織平均工作了6.84年(

SD

=8.00)。

3.2 測量工具

3.2.1 寬恕氛圍

寬恕氛圍的測量采用Cox (2011)開發的4個項目的量表。該量表是以部門為參照點, 使用參照轉移一致性模式(referent-shift consensus models)來獲得部門層次的構念(Chan, 1998)。樣題如下：“部門成員彼此間沒有怨恨”, “對于他人的冒犯, 部門成員之間能夠相互包容”。員工基于Likert-7點評分, 1表示“非常不同意”, 7表示“非常同意”。對該測量進行CFA, 結果顯示寬恕氛圍的單因子模型對數據的擬合效果較好, χ

=

1.26,

df

=2, CFI=1.00, GFI=0.99, RMSEA= 0.001, 表明該量表具有良好的結構效度。在本研究中, 該量表的Cronbach’s

α

系數為0.72。

3.2.2 中庸思維

中庸思維的測量使用吳佳輝和林以正(2005)開發的13個項目的量表, 采用7點計分, 從1(非常不同意)到7(非常同意)。量表包括多方思考、整合性與和諧性三個維度, 其中多方思考、整合性與和諧性分別包括4、5與4個項目。樣題如下：“意見討論時, 我會兼顧相互爭執的意見” (多方思考), “我會試著在意見爭執的場合, 找出讓大家都能接受的意見” (整合性), “我通常會以委婉的方式表達具有沖突的意見” (和諧性)。依循以往研究的做法(陳建勛等, 2010; 段錦云, 凌斌, 2011), 我們使用總平均分作為中庸思維的測量指標。在本研究中, 總量表的 Cronbach’s

α

系數為 0.84。

3.2.3 員工寬恕

員工寬恕的測量使用Cox (2011)開發的6個項目的量表, 采用5點計分, 1表示“完全不可能寬恕”, 5表示“完全可能寬恕”。該量表借鑒以往寬恕測量的范式, 由工作場所中6個典型的冒犯情境組成。在研究施測之前, 我們請了一位資深的組織行為與人力資源管理專家進行評閱, 專家認為情境符合中國文化背景, 也是中國企業典型的冒犯事件。寬恕不僅涵蓋行為成分, 還包括情緒與認知成分, 因此本研究對員工寬恕的測量采用員工自評, 這也與以往寬恕研究的評價方式相一致。由于寬恕具有較強的社會稱許性(social desirability), 根據 Aquino等(1999)的建議, 我們使用 Strahan和 Gerbasi (1972)改編的 10個項目的社會稱許性量表, 計算員工寬恕的每個項目與社會稱許性的相關, 如果相關超過0.30, 表明該項目具有較強的社會稱許性, 應該予以剔除。相關結果顯示, 員工寬恕量表中的一個項目與社會稱許性的相關(0.34)超過了 0.30, 該項目予以剔除。對該測量進行CFA, 結果顯示各項擬合指數均達到臨界值, χ=13.44,

df

=5, CFI=0.93,TLI= 0.91, RMSEA= 0.077, 表明該量表具有較好的結構效度。在本研究中, 該量表的 Cronbach’s

α

系數為0.71。

3.2.4 真誠和諧與表面和諧

真誠和諧與表面和諧的測量采用 Leung等(2011)開發的量表, 該量表是在中國背景下編制的,其中真誠和諧包括 12個項目, 表面和諧有 8個項目。員工基于Likert-7點評分, 1表示“非常不同意”,7表示“非常同意”。樣題如下：“維持和睦的人際關系是我生活的一個重要目標” (真誠和諧), “為了避免將來尷尬, 我不應該破壞與他人的和諧關系” (表面和諧)。對真誠和諧與表面和諧進行CFA, 具體而言, 我們采用打包(parceling)策略中的隨機法(吳艷,溫忠麟, 2011), 按照奇數和偶數的項目把真誠和諧與表面和諧分別打成6、4個包。結果顯示, 數據能夠較好地擬合二因子模型(χ=111.30,

df

=34, GFI= 0.93, RMSEA=0.09), 表明真誠和諧與表面和諧具有較好的區分效度。在本研究中, 真誠和諧與表面和諧的Cronbach’s

α

系數分別為0.89,0.80。

3.2.5 人際公民行為

人際公民行為的測量采用 Lin和 Peng (2010)研究中所使用的4個項目的量表, 該量表最早是由Farh, Earley和Lin (1997)以中國臺灣員工為樣本編制的, 后經Hui, Law和Chen (1999)改編, 并在中國大陸得到了驗證。該量表由員工的直屬主管填答,采用Likert-7點評分, 從1(完全不符合)到7(完全符合)。樣題如下：“當需要時, 這位員工會幫同事分擔工作”。在本研究中, 該量表的Cronbach’s

α

系數為0.91。

3.3 初步分析與分析技術

本研究采用SPSS 17.0進行描述性統計分析、相關分析與信度檢驗, 采用 AMOS 20.0進行驗證性因子分析, 采用HLM 6.02對研究假設進行檢驗。

為了考察員工寬恕的前因與后果, 本研究的統計分析包括兩部分：(1)檢驗寬恕氛圍對員工寬恕的影響以及員工中庸思維在兩者之間所起的調節作用; (2)檢驗真誠和諧與表面和諧對員工寬恕和人際公民行為關系的調節作用。由于第一部分的數據(寬恕氛圍、員工寬恕與中庸思維)均由員工提供,所以有可能存在共同方法偏差(common method bias)。參考 Podsakoff, MacKenzie, Lee和Podsakoff(2003)的建議, 我們采用控制非可測潛在方法因子的辦法來檢驗共同方法偏差。其具體做法是將共同方法因子作為潛變量納入結構方程模型, 并允許所有的測量項目在這個方法因子上有負荷。如果控制后模型的各項擬合指數均優于控制前, 則表明研究所涉及的變量存在嚴重的共同方法偏差(周浩, 龍立榮, 2004)。統計分析結果表明, 控制前模型的各項擬合指數如下：χ

=

101.76,

df

=51, CFI=0.94,TLI= 0.93, RMSEA= 0.058; 控制后模型的各項擬合指數如下：χ

=

74.17,

df

=39, CFI=0.96, TLI=0.94, RMSEA= 0.047。與控制前相比, 控制后模型的 χ發生了顯著的改變, Δχ=27.59,

Δdf

=12,

p

<0.01。溫忠麟、侯杰泰和馬什赫伯特(2004)認為Δχ容易受樣本量的影響, 因而在對嵌套模型進行比較時, 還應參考其他擬合指數的變化情況。控制前后模型的CFI, TLI和RMSEA其變化幅度均在0.02以下, 表明控制后的模型并未得到顯著改善, 說明本研究不存在嚴重的共同方法偏差(謝寶國, 龍立榮, 2008; 李銳, 凌文輇, 柳士順, 2012)。我們檢驗了寬恕氛圍聚合的可行性。寬恕氛圍的數據是從個體水平獲得, 然后加總形成部門層次的構念。聚合之前, 我們要通過一些指標來判斷寬恕氛圍加總的可靠性。

ICC

(1)、

ICC

(2)、

R

是3個最常用的判斷個體數據聚合是否可靠的指標。本研究計算的

ICC

(1)為0.18, 高于James (1982)所推薦的經驗標準(

ICC

(1) >0.05), 表明寬恕氛圍具有充足的組間變異。

ICC

(2)為 0.57, 也高于 James(1982)所推薦的 0.5的經驗標準。50個部門的

R

系數在0.38與0.98之間, 盡管有些部門的

R

系數偏低, 但其中位數與均值分別為 0.86, 0.81, 高于0.7的判斷標準。另外, 我們還進行了方差分析, 結果顯示不同部門對寬恕氛圍的感知存在顯著的組間變異,

F

(49, 248)=2.08,

p

< 0.001。以上證據均表明, 將寬恕氛圍從個體水平加總形成部門層次的構念是可行的。

4 研究結果

4.1 構念區分效度的驗證性因子分析

在寬恕氛圍聚合之前, 我們采用驗證性因子分析考察寬恕氛圍、中庸思維、員工寬恕、真誠和諧、表面和諧與人際公民行為的區分效度, 以確定這 6個構念確實是不同的變量。結果如表1所示, 與其他8個模型相比, 六因子模型對數據的擬合效果最好, χ=509.47,

df

=284, χ/

df

=1.79, CFI=0.92,TLI= 0.91, RMSEA= 0.05, 說明本研究中的6個構念具有良好的區分效度。

4.2 描述性統計分析

各變量的平均數、標準差、相關系數如表2所示。從表中可以看出, 控制變量與員工寬恕和 ICB的相關均未達到顯著水平, 因此在多層線性模型分析中不再納入這些控制變量。

表1 驗證性因子分析結果(n=298)

表2 描述性統計結果

4.3 假設檢驗

為了驗證寬恕氛圍對員工寬恕的跨層次影響以及員工中庸思維在其中的調節作用, 我們采用了多層線性模型分析數據。首先, 我們設定了一個以員工寬恕為結果變量的零模型, 以考察員工寬恕的組間與組內方差, 結果顯示員工寬恕的組內方差(

σ

)與組間方差(

τ

)分別為 0.51, 0.05, 組間方差占總方差的 8.93% > 6%, 并且員工寬恕存在顯著的組間變異,

F

(49, 248)=1.49,

p

< 0.05, 因此可以進行接下來的多層線性分析(溫福星, 2009)。HLM 分析結果如表 3所示, 在控制了第一層的變量中庸思維后, 第二層的變量寬恕氛圍對員工寬恕有顯著的正向影響(M1,

γ

= 0.25,

p

< 0.01)。因此, 假設1得到了支持。假設2是預測中庸思維對寬恕氛圍與員工寬恕的調節作用。數據分析結果顯示, 寬恕氛圍與中庸思維的交互效應達到顯著水平(M2,

γ

= 0.18,

p

< 0.05), 表明員工的中庸思維會正向調節寬恕氛圍與其寬恕之間的關系。

表3 寬恕氛圍對員工寬恕的影響：中庸思維的調節作用

注：回歸系數均為穩健標準誤下的非標準化系數。

n (

第一層) =298,

n (

第二層)=50。在檢驗主效應時對第一層的變量進行總中心化處理, 在檢驗調節效應時進行組中心化處理(Hofmann &Gavin, 1998; 王震, 孫健敏, 張瑞娟, 2012), 對第二層的變量始終進行總中心化處理。表示

p

< 0.05,表示

p

< 0.01。為了更清晰地揭示中庸思維對寬恕氛圍與員工寬恕關系的調節效應, 參考Aiken和West(1991)的建議, 我們繪制了如圖1所示的調節效應圖。從圖中可以看出, 寬恕氛圍越強, 員工寬恕的水平越高。但對于不同中庸思維的員工來說, 寬恕氛圍對其寬恕的影響存在顯著差異。具體來說, 當員工具有高中庸思維時, 隨著寬恕氛圍的增強, 其寬恕水平呈直線上升(

simple slope

= 0.41,

t

=3.09,

p

<0.01); 而對于低中庸思維的員工, 其寬恕受寬恕氛圍的影響不大(

simple slope

= 0.13,

t

=1.43,

ns

)。因此, 假設2得到了驗證。盡管員工寬恕、人際公民行為、真誠和諧與表面和諧都是個體層的變量, 但是我們是以部門為單位收集的嵌套樣本, 如果使用層級回歸分析數據,這會違背隨機誤差獨立性假設, 因此本研究采用多層線性模型來檢驗假設3與假設4。以人際公民行為為結果變量的零模型顯示, 人際公民行為的組內方差(

σ

)與組間方差(

τ

)分別為 0.46, 0.48, 組間方差占總方差的51.06%, 表明數據適合做多層分析。HLM分析結果如表4所示, M1以人際公民行為為因變量, 員工寬恕為自變量構建多層線性模型, 結果顯示員工寬恕對其人際公民行為的影響不顯著(M1,

γ

= 0.08,

ns

)。假設3和假設4是預測真誠和諧與表面和諧對員工寬恕和人際公民行為關系的調節作用。數據分析結果顯示, 員工寬恕與真誠和諧交互項的系數為正數, 并達到顯著水平(M3,

γ

=0.26,

p

< 0.01), 表明真誠和諧會正向調節員工寬恕與其人際公民行為的關系。與此同時, 員工寬恕與表面和諧的交互項對人際公民行為有負向影響, 并達到邊緣顯著(M3,

γ

= –0.08,

p

= 0.078 < 0.08), 參考以往的研究(楊英, 龍立榮, 周麗芳, 2010),

p

<0.1的水平也能夠說明表面和諧對員工寬恕與其人際公民行為的關系具有一定的負向調節作用。

圖1 中庸思維對寬恕氛圍與員工寬恕關系的調節作用

結合圖2和圖3可以更為直觀地展示真誠和諧與表面和諧的調節效果。從圖2可以看出, 當員工的真誠和諧較低時, 其寬恕對人際公民行為的影響不顯著(

simple slope

= –0.12,

t

=–1.03,

ns

); 而當員工的真誠和諧較高時, 其寬恕對人際公民行為有顯著的正向影響(

simple slope

= 0.26,

t

=3.26,

p

<0.01), 假設3得到了驗證。從圖3可以看出, 當員工具有較高的表面和諧時, 其寬恕對人際公民行為并無顯著影響(

simple slope

= –0.01,

t

=–0.11,

ns

);而當員工具有較低的表面和諧時, 其寬恕對人際公民行為有顯著的正向作用(

simple slope

= 0.15,

t

=2.06,

p

< 0.05), 假設4得到了支持。

5 討論

5.1 理論意義

圖2 真誠和諧對員工寬恕與人際公民行為關系的調節作用

圖3 表面和諧對員工寬恕與人際公民行為關系的調節作用

表4 真誠和諧與表面和諧對員工寬恕和人際公民行為關系的調節作用

以往對人際沖突與冒犯應對方式的研究大致從兩個視角來探討：一個視角聚焦在消極的應對方式上, 這一取向一直是研究的主流, 先后有眾多學者投入到諸如報復(revenge)、反生產行為(counterproductive work behavior)、工作場所偏離行為(workplace deviance behavior)等主題的研究中,并取得了豐碩的研究成果。另一個視角則是關注積極的應對方式, Seligman, Luthans等學者認為相對于糾正與預防個體的負面行為與心態, 強化與提升個體的積極行為與心態更有利于個體與組織的發展, 也更符合當今時代的精神。在此號召下, 積極應對方式的研究越來越受到重視, 如工作場所寬恕、Luthans (2002)倡導的積極組織行為(positive organizational behavior)以及 Cameron, Dutton和Quinn (2003)提出的積極組織學術研究(positive organizational scholarship)。寬恕作為一種積極地應對沖突與冒犯的策略, 在心理學、宗教與神學等領域吸引了諸多研究者的目光, 并取得了一些實質性的研究成果, 但寬恕在組織背景中的研究卻很少見,特別是實證研究。另外, 任何理論都存在跨文化適用性的問題, 這種跨文化的研究也是學術界的一個熱點問題。中國有其獨特的文化特點, 這就暗示著我們在做組織管理的研究時, 要充分考慮本土文化的特點, 這樣得出的研究結論才能更加有針對性地解釋、預測與干預我國企業出現的實際問題。基于上述兩點考慮, 本研究基于 50名直屬主管和 298名員工的配對數據, 考察了員工寬恕的前因與后果,這在一定程度上豐富和拓展了現有寬恕的研究, 特別是推進了工作場所寬恕的研究進程。其次, 本研究參考Farh等(1997)推薦的跨文化研究思路, 將本土的一些元素納入到員工寬恕的研究框架, 這不僅豐富了中國的本土化研究, 還有助于對我國企業提出更加有針對性的管理建議。

5.1.1 員工寬恕的影響因素

本研究首先驗證了寬恕氛圍是影響員工寬恕的重要情境變量。以往在心理學領域的研究對寬恕的前因進行了比較深入的分析, 但這些研究一方面缺乏對組織特有元素的探討, 另一方面將寬恕看作是個體、微觀的過程, 正如Fehr和Gelfand (2012)所說, 這種把寬恕鎖定在個體、微觀層次的做法犯了過度簡單化的錯誤, 忽視了組織多層次的本質。在此號召之下, 本研究以情境變量—— 寬恕氛圍為切入點, 考察了寬恕氛圍對員工寬恕的跨層次影響, 研究發現寬恕氛圍對員工寬恕有正向促進作用。

中國人與西方人的思維方式具有很大的差別,中國人通常用整體、辯證的觀點看待問題, 而西方人則是用分析的方式處理問題, 注重考察事物自身的特性(侯玉波, 朱瀅, 2002)。中庸思維是中國人典型的思維方式, 本研究將其納入研究框架, 試圖從員工個人特征角度考察寬恕氛圍對員工寬恕影響的邊界條件。與低中庸思維的員工相比, 高中庸思維的員工在處理問題時, 不僅僅將目光限于問題本身, 還會細察該問題所處的環境(何軒, 2009), 因此其寬恕更易被環境—— 寬恕氛圍所塑造。本研究驗證了這一假設, 發現員工的中庸思維對寬恕氛圍與其寬恕的關系具有調節作用, 只有當員工的中庸思維較高時, 寬恕氛圍對其寬恕才有顯著的正向影響。這一研究結果也呼應了 Fehr等(2010)的觀點,即員工寬恕是由個體因素與環境因素相互作用的結果。

5.1.2 員工寬恕的作用效果

本研究發現真誠和諧與表面和諧對員工寬恕和人際公民行為的關系具有顯著的調節作用。具體來說, 對于高真誠和諧的員工, 其寬恕對人際公民行為有顯著的正向影響; 而對于低真誠和諧的員工,其寬恕對人際公民行為并無顯著影響。對于高表面和諧的員工, 其寬恕對人際公民行為的影響不顯著;而對于低表面和諧的員工, 其寬恕對人際公民行為有顯著的正向影響。這一研究結果說明了員工寬恕能否對其人際公民行為產生影響, 還要取決于員工的真誠和諧與表面和諧。原因在于員工的真誠和諧與表面和諧在很大程度上決定了員工寬恕同事后,其感受到的關系需要的滿足程度。具體來說, 如果員工寬恕同事后, 關系需要滿足的程度較高, 這會對人際公民行為有促進作用。相反, 如果員工寬恕同事后, 關系需要滿足的程度較低, 這會對人際公民行為有抑制作用。對于真誠和諧的員工來說, 其寬恕更多是出于自己的真實意愿, 是發自內心的,這會有助于關系需要的滿足, 因而其寬恕對人際公民行為有促進作用。而對于表面和諧的員工來說,其寬恕具有工具性, 這會阻礙關系需要的滿足, 因而即使他們寬恕了同事, 也不可能對同事表現出較多的公民行為。這一思想也與以往的研究相吻合,如 Cox等(2012)研究發現, 當寬恕的理由是“沒有別的選擇”時, 寬恕會使員工感受到較大的壓力,健康水平也較低; 如果員工認為寬恕是一種美德,其感受到的壓力較小。

本研究也表明, 與真誠和諧的調節效應(

γ

=0.26,

p

< 0.01)相比, 表面和諧在員工寬恕與人際公民行為之間所起的調節效應(

γ

= –0.08,

p

< 0.08)較弱。究其原因, 我們認為：(1)如上所述, 真誠和諧與表面和諧不是一個連續體的兩端, 而是兩個不同的概念(Leung et al., 2002), 這就意味著高表面和諧的員工也可能具有較高的真誠和諧, Leung等(2002)稱這種類型為平衡型。在本研究中, 真誠和諧與表面和諧的相關為 0.26, 并達到顯著水平, 這也說明了平衡型在本研究的樣本中是存在的。如果高表面和諧的員工同時也具有較高的真誠和諧, 這會減弱表面和諧在員工寬恕與人際公民行為之間所起的調節作用。(2)相同的行為可能會有不同的動機, 以往研究發現組織公民行為不僅是由利他動機所導致, 也可能受印象管理(impression management)動機驅使(Bolino, 1999; Rioux & Penner, 2001)。高表面和諧的員工以避免自我利益的損失為目的, 維持和諧的人際關系只是手段, 這一特點與印象管理的目的類似。因此我們推測, 高表面和諧的員工更易受印象管理動機的驅動而表現出人際公民行為, 這可能也是表面和諧調節效果較弱的一個原因。

5.2 實踐意義

本研究也對中國的組織管理具有一定的指導意義。中國正處于經濟轉型的關鍵時期, 各種沖突和矛盾層出不窮, 人與人之間的關系變得疏遠、陌生。本研究發現寬恕氛圍對員工寬恕具有顯著的正向影響, 并且對于中國人典型的思維方式—— 高中庸思維的員工來說, 這種積極影響更強, 這就提醒了中國企業營造寬恕氛圍的重要性。領導通常是氛圍的締造者和設計師, 這就暗示著企業應該采用相關措施(如移情訓練、正念訓練)對團隊、部門等領導進行寬恕培訓, 這將有助于寬恕氛圍的塑造。另外, 企業在對管理者進行招聘、甄選、考核時, 應該把寬恕作為一個評價指標, 這一措施也得到了一些研究的支持, 例如, Ferch和Mitchell (2001)認為寬恕是有效性領導非常重要的美德, 并在文中提出了一系列培訓措施。最后, Fehr和 Gelfand (2012)評論到企業可以通過營造同情、自我控制、節制等文化來培育寬恕氛圍。

另外, 目前越來越多的組織采用團隊作為主要的工作單元, 這種工作模式使得團隊成員的任務相互依賴, 需要較多的協調與合作。如果團隊成員之間能夠相互幫助, 積極主動地分享知識與信息, 這無疑會提高團隊的效能。員工寬恕能為這一問題的解決提供一個新興視角, 本研究發現, 員工寬恕對其人際公民行為的積極影響會受到員工真誠和諧與表面和諧制約。鑒于此, 管理者應當意識到真誠和諧與表面和諧的區別, 并采取一些措施來促進真心的寬恕, 例如, 鼓勵冒犯者真誠的道歉, 鼓勵冒犯者與被冒犯者之間的積極互動, 培育真誠的文化等, 這樣會使得員工之間“和而不同”, 并非“同而不和”, 為員工寬恕積極作用的發揮提供條件。

5.3 研究的局限與展望

本研究也存在一些局限與不足：(1)本研究收集的是橫截面數據, 橫截面的研究不能嚴格考察變量之間的因果關系。未來的研究可采用分時間點測量或者縱向追蹤的方式來對研究問題進行更為嚴格的檢驗。(2)盡管我們是從3個省份收集數據, 涉及的行業也很多, 這有利于提高研究結果的外部效度,但也存在一些問題, 如難以控制地域、文化等因素對研究結果的潛在影響。建議未來的研究應充分考慮這些因素, 通過更為嚴謹的設計來解決上述因素對研究結果的潛在影響。

6 結論

本研究得出如下結論：(1)寬恕氛圍對員工寬恕有顯著的正向影響; 中庸思維對寬恕氛圍與員工寬恕的關系具有正向調節作用, 員工的中庸思維越高,寬恕氛圍對其寬恕的積極影響越大。(2)真誠和諧對員工寬恕與其人際公民行為的關系具有調節作用,對于高真誠和諧的員工, 其寬恕對人際公民行為有顯著的正向影響; 而對于低真誠和諧的員工, 其寬恕對人際公民行為并無顯著影響。(3)表面和諧對員工寬恕與其人際公民行為的關系具有調節作用, 對于高表面和諧的員工, 其寬恕對人際公民行為并無顯著影響; 而對于低表面和諧的員工, 其寬恕對人際公民行為有顯著的正向影響。

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