盡責性的員工一定會規避親社會違規行為嗎？基于調節焦點理論視角

( .南京大學 商學院,江蘇 南京 0093; .華僑大學 工商管理學院,福建 泉州 360)

1 引言

近年來，隨著企業外部環境動態性和復雜性的提高，員工發現他們經常身處在違反組織規則卻能夠給組織帶來積極影響的境況下。在此背景下，對親社會違規行為(pro-social rule breaking, PSRB)的研究引起了越來越多的研究者的關注。而在傳統的企業管理中，盡責性(conscientiousness)一直是一種備受推崇的人格特質，因為盡責性對提高員工的主觀幸福感[1]、工作滿意度[2]、人際關系滿意度[3]等具有重要意義，是工作場所中預測工作績效最有效的因素[2]。那么，盡責性的員工在面對親社會違規行為的機會時，會做出怎樣的選擇呢？

Dahling等[4]在盡責性與工作場所越軌行為關系的研究基礎上，指出盡責性的員工更加自律，對組織的正式期望更加敏感，因此不會輕易做出親社會違規行為。但通過文獻梳理，本文認為上述研究存在以下三點不足：(1)過于強調親社會違規行為會破壞組織規則的一面，忽視了該行為對提升組織福祉的影響[5]。(2)工作場所越軌行為與親社會違規行為的驅動力不同。工作場所越軌行為主要是受自利或者報復性動機驅動的，而親社會違規行為的出發點是提升他人或群體的利益[6]，即對盡責性與親社會違規行為關系的影響機制探究不足。(3)將盡責性看作是一種穩定的人格特質，忽視了環境因素對該特質表現的影響[7,8]。

基于上述分析，本文研究擬以調節焦點理論(regulatory focus theory)為基礎，進一步探究盡責性影響親社會違規行為的作用機制和邊界條件。調節焦點理論旨在解釋人們實現工作任務目標的特定方式與傾向性，認為：(1)個體在追求期望目標時，存在著兩種不同的自我調節系統，即促進焦點(promotion focus)和防御焦點(prevention focus)[9]。促進焦點反映了個體成長、提高和發展的需要；防御焦點反映了個體安全、穩定的需要[10]。(2)促進焦點和防御焦點不僅是相互獨立的，而且會受到內外部因素的共同影響，即個體調節焦點的選擇是情境和人格特質等因素共同作用的結果[11]。鑒于員工在親社會違規行為選擇時所面臨的道德困境[12]，本文認為盡責性的員工在差錯管理氛圍(error management climate)不同的組織環境中，會形成不同的工作調節焦點，進而對親社會違規行為產生不同的影響。具體的，在高差錯管理氛圍中，盡責性的員工會形成工作促進焦點，從而更有可能做出親社會違規行為；而在低差錯管理氛圍中，盡責性的員工會形成工作防御焦點，從而更有可能規避親社會違規行為。

本文的研究貢獻主要有兩點。第一，細化了盡責性與親社會違規行為之間的關系。本文以調節焦點理論為基礎，引入工作促進焦點和工作防御焦點作為中介機制，打開了員工盡責性與親社會違規行為關系的“黑箱”。第二，為研究盡責性與其它結果變量之間的關系提供了新的視角。已有的研究多將盡責性看作是一種穩定的人格特質，以“過猶不及”效應為基礎來研究員工盡責性與工作滿意度、組織公民行為等變量之間的關系[13,14]，本文則從員工盡責性作用的機制和邊界條件的視角展開研究，為其它探究盡責性影響的研究提供了借鑒和參考。

2 理論基礎與研究假設

2.1 員工盡責性與工作調節焦點

調節焦點理論關注個體如何趨近積極目標狀態以及回避消極目標狀態。該理論認為個體在追求目標時存在著兩種自我調節系統：促進焦點和防御焦點[9]。促進焦點反映了個體成長、提高和發展的需要，防御焦點反映了個體追求安全、穩定的需要[10]。因此，促進焦點占主導的個體更注重理想、希望與愿望的實現，更加重視個人發展及自我實現的達成，對積極的工作特征和工作結果更為敏感，面對風險時表現得更加積極，在解決問題的過程中也更富有創造力。防御焦點占主導的個體更注重避免失敗和錯誤以及履行責任和義務，對消極的工作特征和工作結果更為敏感，通常會采取謹慎、規避性的目標實現策略。此外，Higgins[15]將調節焦點分為特質調節焦點和工作調節焦點。其中特質調節焦點是一種穩定的調節焦點，基本不會發生改變。而工作調節焦點則是一種狀態型情境變量，通過改變環境和任務框架等信息線索能夠誘發不同的調節焦點。

已有的一些研究指出，盡責性是大五人格中最能夠有效預測自我調節的特質[16,17]。盡責性通常包括一系列的動機傾向和行為反應，如自信、有條不紊、持之以恒、追求成就、自律、深思熟慮等[18]。Costa等[18]認為盡責性的個體在追求目標的過程中存在積極主動和自我克制兩種導向。其中積極主動與工作調節焦點中的工作促進焦點相對應，指的是個體具有較高的成就追求動機，對完成任務有著較高的責任感，愿意為實現目標而堅持不懈；自我克制則與工作調節焦點中的工作防御焦點是一致的，強調個體在追求目標的過程中嚴格遵守道德原則，更加自律、負責和遵守規則。因此，盡責性對工作促進焦點和工作防御焦點均具有正向預測作用，Lanaj等[16]的元分析結果也驗證了這一觀點。基于以上分析，本文提出以下假設：

H1a員工盡責性正向預測工作促進焦點。

H1b員工盡責性正向預測工作防御焦點。

2.2 工作調節焦點的中介作用

親社會違規行為指的是員工為了提升組織或者利益相關者的福祉而主動違反組織的政策、規章或禁令的行為[19]。員工在面臨親社會違規行為時往往會陷入兩難的道德困境：一方面，親社會違規行為作為一種積極的偏差行為，對改善和發展組織的管理制度，提高同事的工作質量以及改善企業的服務質量等具有重要意義[4,19]。但另一方面，親社會違規行為違反了組織的正式規章制度，做出該行為的員工可能會招致領導和同事的負面評價，甚至面臨被領導懲罰的風險[4]。

依據調節焦點理論，工作促進焦點占主導的個體對積極的工作特征和工作結果更為敏感，他們在追求目標的過程中更加關注目標所帶來的希望、成就和收獲，面對風險時表現得更加積極，同時他們在解決問題的過程中也更富有創造力，因此他們更有可能看到親社會違規行為給組織帶來的積極改變，從而增加自身的親社會違規行為。反之，防御焦點占主導的個體對消極的工作特征和工作結果更為敏感，他們更加關注目標實現的安全、責任以及如何規避損失，通常會采取謹慎、規避性的目標實現策略，因此在面對親社會違規行為的機會時，他們更有可能想到的是該行為給自己帶來的潛在負面影響，從而選擇規避該行為。

結合假設H1a和假設H1b，本文認為盡責性的員工可以通過形成不同的工作調節焦點進而對親社會違規行為產生截然相反的影響。具體來說，當盡責性的員工采取積極主動的目標實現方式時，將會激發自身的工作促進焦點，在面對問題時采取更加積極的解決策略，從而更有可能表現出親社會違規行為。而當盡責性的員工采取自我克制的目標實現策略時，將會激發自身的工作防御焦點，此時他們更傾向于堅持模式化的工作方式以免失敗和招致上級的批評，最終表現出較少的親社會違規行為。基于以上分析，本文提出以下假設：

H2a盡責性通過工作促進焦點正向預測員工的親社會違規行為。

H2b盡責性通過工作防御焦點負向預測員工的親社會違規行為。

2.3 差錯管理氛圍的調節作用

差錯管理氛圍指的是員工對組織有關差錯溝通、差錯知識分享、差錯環境改善以及差錯處理相關實踐與行為的共同感知[20]。差錯管理氛圍的核心強調的是組織成員如何認識差錯以及如何對待差錯[21]，高差錯管理氛圍從積極的視角看待錯誤，把試錯看作是學習的過程，認為員工在工作中的錯誤是不可避免的，并鼓勵員工在工作中勇于試錯；低差錯管理氛圍從消極的視角看待差錯，傾向于將員工的錯誤看作是失敗，認為員工的失敗是能力不足的表現[20]。依據調節焦點理論，本文認為員工工作調節焦點的形成不僅會受到盡責性的影響，他們所處團隊的差錯管理氛圍也會調節二者之間的作用效果。

具體地，在高差錯管理氛圍下，組織對錯誤的包容性很強，避免對犯錯員工進行嚴厲的懲罰，這能夠降低員工對犯錯的擔憂，轉而將更多的精力投入到如何克服困難和挫折中來，提升了面對挫折時的韌性以及克服困難的信心[22]。在此氛圍下，員工更有信心挑戰高難度的創新工作，即員工盡責性中積極主動的一面更容易被激發出來，從而形成工作促進焦點。而在低差錯管理氛圍下，組織對錯誤不能給予及時的理解和寬容，員工在工作中所犯的錯誤容易被他人理解為是自身工作能力不足的表現。在這種氛圍下，員工首先想到的是如何規避錯誤從而不被他人抓住把柄，因此盡責性中自我克制的一面更容易被激發出來，從而形成工作防御焦點。由于差錯管理氛圍屬于團隊層次變量，員工盡責性、工作促進焦點和工作防御焦點均屬于個體層次變量，因而差錯管理氛圍在它們之間起到跨層次的調節作用。基于以上分析，本文提出以下假設：

H3差錯管理氛圍跨層次調節員工盡責性與工作調節焦點之間的關系。在高差錯管理氛圍中，盡責性與工作促進焦點正向關系更強；而在低差錯管理氛圍中，盡責性與工作防御焦點正向關系更強。

親社會違規行為是員工被迫做出重要權衡和處理道德困境的決策過程[6]，這就使得員工更加關注所在組織對待錯誤的態度。如上所述，高差錯管理氛圍對錯誤的包容性更強，更強調差錯學習的積極作用，此時盡責性的員工更容易形成工作促進焦點，在面對親社會違規行為的機會時，更加關注如何提出探索性和創造性的問題解決方法，因而更有可能做出親社會違規行為；而在低差錯管理氛圍下，組織對差錯的包容性較差，員工更注重如何規避錯誤，此時盡責性的員工更容易形成工作防御焦點，將注意力集中于完成自己的本職工作，在面對工作中的問題時，由于擔心犯錯誤，往往會產生退縮行為，即更有可能減少親社會違規行為。基于以上分析，本文提出以下假設：

H4a差錯管理氛圍跨層次調節了員工盡責性與親社會違規行為之間通過工作促進焦點的間接作用，表現為有調節的中介。具體而言，這一正向關系在高差錯管理氛圍情境下較強，在低差錯管理氛圍情境下較弱。

H4b差錯管理氛圍跨層次調節了員工盡責性與親社會違規行為之間通過工作防御焦點的間接作用，表現為有調節的中介。具體而言，這一負向關系在低差錯管理氛圍情境下較強，在高差錯管理氛圍情境下較弱。

綜上所述，本文研究的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

3 研究方法

3.1 研究樣本及程序

本研究選取了南京、蘇州、廈門、泉州地區的12家企業為研究對象。為了降低可能存在的共同方法偏差問題，在12家公司人力資源部門的全力配合下，本文采用多來源、多階段的數據收集方法，并在答題之前向答卷者闡明了調查的科學研究目的以及保密性。在2018年7月進行第一階段數據收集工作，這一階段由534位員工填寫個人基本信息、盡責性、差錯管理氛圍問卷，共收到有效問卷488份。在2018年8月展開第二階段的數據收集工作，這一階段再次向534位員工發放工作調節焦點問卷，并由534位員工所屬的108位領導評價員工的親社會違規行為。通過對兩階段配對問卷進行整理，最終得到有效領導-員工配對問卷389份。

最終的有效樣本中，共包含95位領導和389位員工，團隊規模區間為3～8人，平均規模4.09人。389份有效員工樣本中，男性員工176人(45.2%)，女性員工213人(54.8%)；年齡方面，20歲及以下占比1.3%，21～30歲占比52.7%，31～40歲占比36.0%，41～50歲占比8.7%，51歲及以上占比1.3%；學歷方面，12.9%為高中及以下學歷，26.7%為大專學歷，40.1%為本科學歷，20.3%為碩士及以上學歷；工齡3年及以下占比67.1%，4～6年占比15.4%，7～9年占比7.7%，10年及以上占比9.8%。

3.2 測量工具

研究中所采用的英文量表均經過標準的翻譯-回譯的過程翻譯成中文，均采用Likert 5點評分法。員工盡責性的測量采用Costa和McCrae[23]開發的量表，包括“我能合理地安排自己的時間，使各種事情按時完成”等12個題項，Cronbach’sα系數為0.956。工作調節焦點的測量采用Wallace等[24]編制的量表。其中工作促進焦點量表包括“我會盡心盡力完成一切分派給我的工作”等6個題項，Cronbach’sα系數為0.886；工作防御焦點量表包括“我努力實現一切我能做到的”等6個題項，Cronbach’sα系數為0.887。親社會違規行為的測量采用Dahling等[4]編制的量表，包括“該員工會忽略團隊規定，減少繁文縟節，做一個更有效率的員工”等13個題項，Cronbach’sα系數為0.955。差錯管理氛圍的測量采用Cigularov等[25]編制的量表，包括“當人們無法自己糾正差錯時，他們會請求同事的幫助”等16個題項，Cronbach’sα系數為0.948。由于該變量為團隊層面變量，因此需要檢驗員工層面數據聚合的合理性。本研究中，ICC(1)、ICC(2)的值分別為0.533和0.948，Rwg的值為0.966，滿足聚合標準ICC(1)>0.05，ICC(2)>0.50，Rwg>0.70。同時，為了盡可能避免人口統計學特征的影響，本文參考以往的研究，個體層面選取員工的性別、年齡、學歷以及工齡作為控制變量，團隊層面選取團隊規模作為控制變量。

4 研究結果

4.1 模型比較

結構方程模型可以有效地控制測量誤差，并且可以通過比較嵌套模型和替代模型來尋找最優模型。本文在理論模型(即完全中介模型)的基礎上，增加員工盡責性到親社會違規行為的直接路徑，構建了一個嵌套模型，以檢驗部分中介的可能性。模型比較結果表明：理論模型(χ2=1726.959，df=769，χ2/df=2.25，RMSEA=0.057，CFI=0.915，TLI=0.910)和嵌套模型(χ2=1726.450，df=768，χ2/df=2.25，RMSEA=0.057，CFI=0.915，TLI=0.910)都有較好的擬合度。根據Anderson和Gerbing[26]推薦的方法，對比二者的卡方變化是否顯著。結果表明，嵌套模型與理論模型相比，卡方值沒有發生顯著變化(χ2(1)=0.509，p>0.05)。根據簡約性原則，本文選擇理論模型來檢驗變量間的關系。

4.2 驗證性因子分析和相關分析

本文采用Mplus 7.4軟件對所研究的五個因子(員工盡責性、差錯管理氛圍、工作促進焦點、工作防御焦點以及親社會違規行為)及其競爭模型進行驗證性因子分析。結果表明五因子模型的擬合優度(χ2=2915.323，df=1315，χ2/df=2.24，CFI=0.897，TLI=0.892，RMSEA=0.057)明顯優于其他競爭模型，說明所使用的量表能夠對不同的構念進行有效地區分，可以進行研究假設的檢驗。相關分析結果表明，盡責性與工作促進焦點(r=0.380，p<0.001)和工作防御焦點(r=0.236，p<0.001)均顯著正相關，工作促進焦點與親社會違規行為顯著正相關(r=0.316，p<0.001)，工作防御焦點與親社會違規行為顯著負相關(r=-0.242，p<0.001)。變量間相關關系均與假設一致，這就為后續假設檢驗提供了初步的證據。

4.3 假設檢驗

4.3.1 中介效應檢驗

在控制了員工的性別、年齡、教育水平和工齡等人口統計學變量的基礎上，本文運用Mplus 7.4軟件，結合Bootstrap方法對本文所提出的模型進行驗證。Bootstrap抽樣數設定為5000 次，置信區間的置信度水平設置為 95%。SEM分析得到的模型各變量之間的路徑系數(標準化回歸系數)及相應的標準誤差和CR值如表1所示。員工盡責性→工作促進焦點的路徑系數為0.404(p<0.001)，員工盡責性→工作防御焦點的路徑系數為0.248(p<0.001)，說明員工盡責性對工作促進焦點和工作防御焦點均具有正向影響，假設H1a和假設H1b得到驗證。此外，其它各變量之間的路徑系數也均顯著，這為接下來的中介效應檢驗提供了重要基礎。

表1 結構方程模型分析結果

注:*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001；回歸系數均為標準化回歸系數。下同。

本文研究的是多重中介模型，相比于層級回歸法，路徑系數乘積指標法更為合適，故采用結構方程模型結合Bootstrapping方法對所提出的假設進行檢驗。運行結果匯總如表2。員工盡責性→工作促進焦點→親社會違規行為的間接效應為0.128，偏差校正的置信區間為[0.077，0.189]，表明盡責性通過工作促進焦點正向預測員工的親社會違規行為，假設H2a得到驗證。員工盡責性→工作防御焦點→親社會違規行為的間接效應為-0.058，偏差校正的置信區間為[-0.102，-0.026]，表明盡責性通過工作防御焦點負向預測員工的親社會違規行為，假設H2b得到驗證。

表2 中介效應及95%置信區間

注:如果區間下限到區間上限不包括0，則說明效應顯著，反之則不顯著。

4.3.2 調節效應檢驗

本文采用跨層次結構方程模型(MSEM)來檢驗差錯管理氛圍的調節效應。將第一階段調節效應的斜率設置為隨機效應，令S1表示員工盡責性與工作促進焦點之間的相關系數，S2表示員工盡責性與工作防御焦點之間的相關系數，同時對員工盡責性進行了小組中心化，對差錯管理氛圍進行了總平均中心化處理[27]。結果表明，差錯管理氛圍顯著正向調節員工盡責性與工作促進焦點之間的關系(γ=0.406，p<0.001)，差錯管理氛圍顯著負向調節員工盡責性與工作防御焦點之間的關系(γ=-0.348，p<0.01)，假設H3得到驗證。

為了更直觀地反映差錯管理氛圍的調節效應，本研究依據Aiken和West[28]的建議，將差錯管理氛圍加減一個標準差之后放入回歸模型，繪制相應的調節效應圖。由圖2可以看出，在高差錯管理氛圍下，盡責性與工作促進焦點的正向關系較強；而在低差錯管理氛圍下，盡責性對工作促進焦點的影響較弱。由圖3可以看出，在低差錯管理氛圍下，盡責性與工作防御焦點的正向關系較強；而在高差錯管理氛圍中，盡責性對工作防御焦點的影響較弱。也就是說，差錯管理氛圍跨層次調節了員工盡責性與工作調節焦點之間的關系。在高差錯管理氛圍中，盡責性的員工更容易形成工作促進焦點，而在低差錯管理氛圍中，盡責性的員工更容易形成工作防御焦點。假設H3得到進一步驗證。

圖2 差錯管理氛圍的調節作用(1)

圖3 差錯管理氛圍的調節作用(2)

為了進一步驗證差錯管理氛圍的跨層次被調節的中介效應的顯著性，在上述模型中添加新參數：高于斜率一個差錯管理氛圍的標準差(ind-h)，低于斜率一個差錯管理氛圍的標準差(ind-l)以及二者的差值(diff)。檢驗結果如表3所示。由表3可知，在差錯管理氛圍高的情況下，員工盡責性通過工作促進焦點影響親社會違規行為的間接效應為0.206(SE=0.050，95%CI[0.109，0.304])，在差錯管理氛圍低的情況下，員工盡責性通過工作促進焦點影響親社會違規行為的間接效應為0.059(SE=0.028，95%CI[0.005，0.113])，組間差異值為0.147(SE=0.052，95%CI[0.046，0.248])，組間差異置信區間不包含0，說明差錯管理氛圍跨層次調節了盡責性與親社會違規行為之間通過工作促進焦點的間接作用，假設H4a得到驗證。

類似地，在差錯管理氛圍高的情況下，員工盡責性通過工作防御焦點影響親社會違規行為的間接效應為-0.027(SE=0.029，95%CI[-0.085，0.030])，在差錯管理氛圍低的情況下，員工盡責性通過工作防御焦點影響親社會違規行為的間接效應為-0.127(SE=0.038，95%CI[-0.202，-0.053])，組間差異值為0.100(SE=0.043，95%CI[0.015，0.185])，組間差異置信區間不包含0，說明差錯管理氛圍跨層次調節了盡責性與親社會違規行為之間通過工作防御焦點的間接作用，假設H4b得到驗證。

表3 被調節的中介效應

5 結論與討論

本文從調節焦點理論視角出發，實證檢驗了員工盡責性與親社會違規行為之間的關系、作用機制和邊界條件。研究結果表明：(1)員工盡責性正向影響工作促進焦點和工作防御焦點。(2)員工盡責性通過工作促進焦點正向預測親社會違規行為，通過工作防御焦點負向預測親社會違規行為。(3)差錯管理氛圍是員工盡責性作用的重要邊界條件。在高差錯管理氛圍下，盡責性的員工更容易形成工作促進焦點，從而對親社會違規行為產生正向影響；在低差錯管理氛圍下，盡責性的員工更容易形成工作防御焦點，從而對親社會違規行為產生負向影響。

5.1 理論貢獻

第一，本文進一步明晰了員工盡責性與親社會違規行為之間的關系。雖然Dahling等[4]認為員工盡責性會負向預測親社會違規行為，但本文認為該研究對親社會違規行為的內涵、驅動力以及盡責性作用的機制和邊界條件的關注不夠。為此，本文以調節焦點理論為基礎，引入工作促進焦點和工作防御焦點作為中介機制，不僅揭示了員工盡責性與親社會違規行為之間的“黑箱”，也為探究員工親社會違規行為的前因變量提供了新的視角。

第二，本文為探究盡責性的影響提供了新的視角。當前學術界主要采用“過猶不及”效應(too-much-of-a-good-thing effect)效應來解釋盡責性與各種結果變量之間的研究矛盾，認為盡責性與工作滿意度、組織公民行為等存在著倒U型曲線關系[13,14]。本文從調節焦點理論出發，以差錯管理氛圍為情境變量來探究員工盡責性與親社會違規行為之間關系的不一致問題，闡明了差錯管理氛圍在員工盡責性、工作調節焦點以及親社會違規行為關系間的調節中介作用。研究結果響應了學術界對個體特質發揮作用的情境變量的探究[29]，為其它探究盡責性影響的研究提供了借鑒和參考。

5.2 實踐啟示

首先，盡責性的員工要積極尋求改變，避免泥古不化。盡責性的員工是高質量地完成團隊核心任務的保障，他們天性喜歡努力工作，從完成任務中獲得滿足感。但本文研究發現，盡責性員工在追求目標實現的過程中，存在工作促進焦點和工作防御焦點兩種不同的調節系統。前者會促使員工形成創造性思維及工作動機，后者則會導致員工在工作中謹慎保守、依賴明確具體的信息行事。在企業外部環境不確定性愈演愈烈的今天，敏捷化已經成為企業保持競爭優勢的關鍵所在[30]。因此，盡責性的員工要學會在做好本職工作的基礎上積極尋求改變，以主動者的姿態積極適應內外部環境的變化，這樣不僅能夠幫助企業在動態環境中獲得持續性競爭優勢，同時也能夠提升自身在職場中的競爭力。

其次，管理者要營造積極的差錯管理氛圍。本文的研究結果表明差錯管理氛圍是盡責性的員工形成何種工作調節焦點的重要邊界條件。為此，領導者首先應當以身作則，當工作中出現錯誤時，主動承認并借助團隊成員的力量一起來修正這個錯誤，這樣可以讓員工意識到錯誤是不可避免的，從而敢于在工作中進行大膽嘗試。其次，領導者可以定期組織團隊成員開展“頭腦風暴”活動，讓員工在良好的容錯氛圍中思考、探索和交流差錯的成因、解決途徑等，幫助員工樹立以積極的態度處理差錯的意識。

最后，企業管理變革要做到以人為本。在現今快速變動的環境下，變革是保證企業持續穩定發展的重要一環。但在當前，企業管理變革方向通常是“自上而下”的，由管理者發動和推行的，經常會遭遇員工個人層面和組織層面的重重阻力，如本文研究中具有工作防御焦點的員工。由于員工作為組織工作的實際承擔者，通常比管理者更加了解如何把一項具體的工作做好，因此，本文認為企業應尊重人性，采取“自下而上”的方式來推動變革。企業在變革的過程中要設身處地的為員工著想，及時引導員工參與變革，讓員工真正發自內心地理解、支持與認同企業變革，并用滿腔的激情與熱情，積極主動地參與企業變革，并把變革的行為固定下來，成為企業新文化的一部分。

5.3 研究不足與展望

本文的研究仍存在一些不足之處，有待未來研究進一步探討。第一，雖然本文研究采取了多階段、多來源的數據收集方法，但盡責性、工作促進焦點和工作防御焦點問卷仍是同一來源的問卷，因而不可避免地還是存在一定的同源誤差。未來研究可以采用實驗法與檔案數據相結合的方式來提升研究結果的穩健性。第二，缺乏對親社會違規行為潛在后果的探討。本文主要是為了進一步明晰員工盡責性與親社會違規行為的關系，未來的研究可以進一步探究員工在進行親社會違規行為時是否真地提高了企業的績效？如果存在的話，其作用的機制和邊界條件是什么？第三，本文中的差錯管理氛圍屬于團隊層面的調節變量，未來研究可以繼續探究盡責性發揮作用的個體層面的調節變量，如心理安全感、宜人性等。這些都是有待進一步探究的問題。