組織政治環境如何影響領導者公正準則遵從？*

劉德鵬 李玨興 梁 品 龐旭宏

組織政治環境如何影響領導者公正準則遵從？*

劉德鵬1李玨興2梁 品1龐旭宏1

(1山東大學管理學院, 濟南 250100) (2云南師范大學經濟與管理學院, 昆明 650500)

論文基于自我控制的強度模型, 研究了組織政治環境作為情境因素影響領導者公正準則遵從的作用機制和邊界條件。對來自某國有商業銀行73位網點主任連續10個工作日的570個經驗取樣法的數據分析結果發現：(1)在個體內層次, 領導者組織政治感知提高了自我耗竭, 領導者職位任期削弱了該正向關系。(2)個體內層次自我耗竭對公正準則遵從的作用取決于個體間層次領導身份認同的程度：當領導身份認同較高時, 二者關系為正; 當領導身份認同較低時, 二者關系為負。(3)當領導者職位任期較短且領導身份認同較高時, 組織政治感知通過自我耗竭促進公正準則遵從; 當職位任期較短且領導身份認同較低時, 組織政治感知通過自我耗竭阻礙公正準則遵從。上述研究結論將公正準則遵從的前因研究從行為者中心視角拓展到情境中心視角, 率先研究了組織政治感知的個體內變化及其影響, 同時增進了對自我耗竭作用機制和邊界條件的認識。

公正準則遵從, 組織政治感知, 自我耗竭, 職位任期, 領導身份認同

1 前言

公正感知是提高員工績效、創新和組織公民行為, 降低組織報復行為和偏離行為的重要因素, 同時也對團隊和組織的健康發展起著關鍵作用(Colquitt et al., 2013; Rupp et al., 2017)。若要提高員工的公正感知, 領導者首先要遵從公正準則(adhere to justice rules), 即做出公正行為(Cropanzano et al., 2015; Muir Zapata et al., 2022)。然而一個令人沮喪和困惑的現實是：領導者明知公正的重要性, 卻經常違背公正準則(Baer et al., 2018; Brockner, 2006)。早期的學者采用行為者中心視角, 發現道德認同(Brebels et al., 2011)、特征同情(Patient & Skarlicki, 2010)、自我意識(Whiteside & Barclay, 2016)和公正動機(Qin et al., 2018), 是影響領導者公正準則遵從的主要原因。但是, 越來越多的研究發現, 擁有上述公正特征和動機的領導者也會在某些情況下做出不公正行為(Li et al., 2012; Sherf et al., 2019), 說明行為者中心視角的解釋力相對有限。因此, 學者們呼吁跳出行為者中心視角, 關注領導者所嵌入的情境在塑造領導者公正行為中發揮的作用(Kleshinski et al., 2020; Sherf et al., 2019)。

Sherf等人(2019)在情境中心視角研究上邁出了第一步。他們發現當領導者工作過量時, 不得不在任務和公正兩個目標間進行權衡, 而大多數領導者最終會優先處理更加重要的、剛性的任務型工作, 而相對忽視公正準則遵從。然而, 組織不僅僅是一個分配和完成任務的工作場所, 還是一個充滿政治行為的政治場所(Ferris et al., 2000; Schmid et al., 2019)。一項對100多個國家2700名員工的調查顯示, 組織政治已成為阻礙員工工作有效性最重要的因素之一(HBR Ascend Staff, 2019)。有學者敏銳地意識到, “組織政治將對人們決定是否做出公正或不公正行為產生重要的影響” (Ambrose, 2017, p. 155)。遺憾的是, 目前尚未有研究討論領導者所嵌入的政治環境如何以及何時影響其公正準則遵從。為彌補這一缺陷, 本文基于自我控制的強度模型(the strength model of self-control), 構建了個體內層次領導者組織政治感知(perceptions of organizational politics)通過自我耗竭影響公正準則遵從的理論模型, 并引入個體間層次的職位任期和領導身份認同作為調節變量, 如圖1所示。

圖1 研究模型

1.1 領導者組織政治感知與自我耗竭

組織政治指的是工作環境中充斥著追求自利而不顧他人或組織利益的行為, 卻不能得到正式或非正式懲罰的程度(Chang et al., 2009)。組織政治感知則是人們對組織在多大程度上充斥著組織政治行為的認識(Ferris et al., 2000)。與現有文獻一致, 本文使用領導者組織政治感知來反映組織政治環境, 因為組織政治環境影響領導者行為, 首先要喚起領導者的組織政治感知(Valle et al., 2019)。在層次上, 本文關注的是領導者對其所在團隊層次下屬組織政治行為的感知(Hochwarter et al., 2003)。最后,應Hochwarter等人(2020)的呼吁, 本文關注領導者組織政治感知的個體內變化。

自我控制的強度模型認為, 自我控制的成敗取決于個人自我控制資源的多寡, 而用于自我控制的資源是同質且有限的(Baumeister et al., 1998; Baumeister et al., 2007)。這意味著, 當一個人在某些需要自控的行為上消耗了較多的自控資源時, 很難在接下來需要自控的行為中實現良好的自我控制(Muraven & Baumeister, 2000), 從而做出社會和組織不需要或不倡導的行為(Baumeister, 2003)。學者們將自我控制資源不足的狀態叫做自我耗竭(ego depletion), 并將這種由于缺乏自我控制資源導致后續無法有效自我控制的現象稱為自我耗竭效應(Johnson et al., 2014; Muraven, 2012)。典型的自我控制行為包括決策、情緒管理和印象管理等, 是引起自我耗竭的主要原因(Baumeister et al., 2007)。除了個人行為之外, 情境因素也會因增加自我控制需求而引致自我耗竭, 包括環境中的不確定性、經歷的消極事件和同事的不禮貌行為等(Baumeister et al., 2007; Rosen et al., 2016)。

基于自我控制的強度模型, 本文認為, 在個體內層次, 領導者組織政治感知越高的工作日里, 自我耗竭程度越高。首先, 領導者需要消耗更多自我控制資源來識別組織政治行為。組織政治行為常常具有隱蔽性(Ferris & Kacmar, 1992), 領導者只有集中注意力對團隊成員的政治活動進行監控, 才能及時有效地識別。其次, 領導者需要消耗更多自我控制資源來判斷組織政治行為的背后主使和潛在影響等。例如, 員工的印象管理行為使領導者很難確定其真實動機; 某位員工的行為可能來自他人的授意, 很難確定幕后指使(Hochwarter, 2012; Hochwarter et al., 2020)。因此, 領導者需要花費注意力和精力來對組織政治行為進行判斷, 以降低這些行為帶來的不確定性(Baumeister et al., 2007; Rosen et al., 2016)。最后, 領導者需要消耗更多自我控制資源來處理和應對組織政治行為。在識別和判斷出影響較大、需要及時介入的組織政治行為后, 領導者需要適時地選擇恰當的方式進行干預。有時候, 領導者會受到外部壓力的影響, 不得不進行艱難抉擇以兼顧各方利益, 也可能不得不違背自己的意愿(Chang et al., 2009; Ferris & Kacmar, 1992)。此外, 組織政治行為給領導者日常工作和團隊目標實現帶來的消極影響, 可能使領導者產生緊張、失望等負面情緒(Weiss & Cropanzano, 1996), 不得不在工作中不斷調節和控制自己的負面情緒。根據自我控制的強度模型, 上述行為都將加劇自我控制資源的消耗, 進而提高領導者的自我耗竭程度(Baumeister et al., 2007)。相反, 在組織政治感知較低的工作日里, 領導者耗費較少的自我控制資源來識別、判斷和應對組織政治行為, 自我耗竭程度較低。因此本文提出：

假設1：在個體內層次, 領導者組織政治感知與自我耗竭正相關。

1.2 職位任期的調節作用

自我耗竭效應通常是在雙任務模型中得到的結論(Hagger et al., 2010)。然而, 現實中人們面臨的是多任務的、連續的自我控制需求。學者們在多任務情況下拓展了自我控制強度模型, 在自我耗竭效應的基礎上, 提出了“練習效應”。所謂練習效應, 是指長期練習會提高自控資源的使用效率或者擴大自我控制資源池, 進而增強自我控制能力, 降低自我控制行為帶來的自我耗竭程度(Baumeister et al., 2007; Hagger et al., 2010)。

基于練習效應, 本文認為, 領導者的任期能夠削弱組織政治感知和自我耗竭在個體內層次的正向關系。首先, 領導者任期越長, 越了解組織內政治活動的類型和方式, 能夠有效識別隱蔽的組織政治行為。其次, 領導者任期越長, 越熟知組織內復雜的人際關系(Hambrick & Gregory, 1991), 包括誰和誰是一個小團體, 哪些員工有能力動用上級進行施壓, 員工的印象管理策略及其背后的真實目的等等(馬超等, 2006)。最后, 領導者任期越長, 越有機會練習并掌握一套行之有效的處理和應對常見組織政治行為的方法。因此, 面對同等程度的組織政治感知, 領導者任期越長, 花費在識別和判斷組織政治活動上的自控資源就越少, 并且更能夠直接調用經驗方法, 快速識別和解決問題, 無需消耗太多自我控制資源來進行深度思考和艱難決策(Hagger et al., 2010; Muraven & Baumeister, 2000)。此時, 組織政治感知與自我耗竭在個體內層次的正向關系較弱。相反, 領導者任期較短時, 其識別、判斷和應對組織政治活動的能力較弱, 自我控制資源消耗程度較高, 組織政治感知與自我耗竭在個體內層次的正向關系較強。因此, 本文提出：

假設2：領導者的職位任期負向調節組織政治感知與自我耗竭在個體內層次的正向關系。

1.3 領導身份認同的調節作用

領導需要遵從的公正準則通常包含分配、程序、人際和信息四個維度(Colquitt et al., 2013; Colquitt & Zipay, 2015)。與現有文獻一致, 本文將其視為一個整體構念來進行理論和數據分析(Sherf et al., 2019; Zhang et al., 2013)。此外, 與絕大多數領導行為類似, 現有文獻發現公正準則遵從存在不可忽視的個體內變化(Johnson et al., 2014; Sherf et al., 2019), 因而本研究主要關注公正準則遵從的個體內變化及其影響因素。

領導者因組織政治而引起的自我耗竭將如何影響后續的公正準則遵從？現有文獻普遍支持自我耗竭效應, 即領導者的自我耗竭程度越高, 公正準則遵從程度越低(Whiteside & Barclay, 2018)。然而, 領導行為并非雙任務模型假設的那樣簡單, 而是處于一個不斷完成各種任務的多線程中, 公正準則遵從只是其中之一。除了練習效應, 在多任務情境下, 自我控制的強度模型還提出了保存效應和恢復效應(Baumeister et al., 2007; Hagger et al., 2010)。其中, 保存效應指的是當個體處于自我耗竭狀態時,會減少接下來行為中的自我控制, 保存現有的自我控制資源, 以期能將這些寶貴的資源用于未來更加重要的任務中。恢復效應指的是人們在自我耗竭后, 通過休息、補充能量來恢復和補充之前消耗的資源, 以期能夠在未來成功進行自我控制。因此, 領導者自我耗竭對公正準則準從的影響也可能并非如現有文獻所假設的那樣簡單。

Lord等人(2010)指出, 身份(identity)在自我控制過程中發揮著重要的作用。雖然領導者都在組織中占有正式的領導職位, 但對領導角色的認同程度卻存在差異(Day et al., 2009)。學者們采用領導身份認同(即領導者使用領導角色來定義自我的程度)來反映上述差異(Lanaj, Gabriel et al., 2021; Lord et al.,2010)。領導者角色是由多種領導行為構成的, 其中最主要的兩種是任務型和關系型領導行為(Sherf et al.,2019; Yukl, 2012), 公正準則遵從就是一種典型的關系型領導行為。從重要性角度看, 一般情況下, 任務型領導行為更加重要, 是崗位要求必須完成的(Yukl, 2012)。關系型領導行為雖然可能不是領導者最關注的目標, 但公正地對待下屬對提高團隊績效和領導合法性具有非常重要的作用(Ambrose & Schminke, 2009; Leventhal, 1980)。從自由裁量權角度看, 相比于任務型領導行為, 領導者有更高的自由裁量權來決定是否、何時、對誰以及采用何種方式來表達公正。研究發現, 人們在實施具有較高自由裁量權的行為時, 才能有更高程度的自我驗證和表達, 其資源恢復效果也會更好(Trougakos et al., 2014)。上述區別不僅影響了處于自我耗竭狀態下的領導者在公正行為中進行自我控制的意愿, 更影響他們如何看待公正準則遵從對其自控資源的影響。

當領導者的領導身份認同較低時, 更可能將任務型領導行為視為工作的重點, 而將公正準則遵從作為外部要求(Quinn, 2005)。此時, 遵從公正準則是一個需要進一步消耗自控資源才能完成的行為(Johnson et al., 2014)。因此, 領導者更傾向于在自我耗竭之后啟動保存效應, 減少花費本已有限的自控資源來遵從公正準則, 以便用于更加重要的任務型工作之中(Muraven et al., 2006)。因此, 當領導者的領導身份認同程度較低時, 自我耗竭與公正準則遵從在個體內層面的關系為負。

當領導者的領導身份認同較高時, 更加可能將公正準則遵從視為自己領導角色本身的要求(Lanaj, Gabriel et al., 2021; Lord & Hall, 2005)。此時, 領導者遵從公正準則, 不再是出于外部壓力, 而是一種自我表達和自我驗證。相關研究指出, 自我表達和自我驗證能夠有效地緩解人們的自我控制資源消耗, 使自控資源得到恢復。例如, Schmeichel和Vohs (2009)發現當個體處于自我耗竭狀態時, 如果接下來的行為能夠實現自我驗證, 其自我調節資源也會得到有效的補充。這意味著, 對于高領導身份認同的領導者, 自我耗竭之后可以通過公正準則遵從來恢復資源。該觀點與工作中恢復的研究結論一致。例如, Halbesleben和Bowler (2007)發現, 當自控資源缺乏時人們不僅不會降低, 反而還會提高人際組織公民行為, 因為人際組織公民行為有助于恢復資源。根據恢復效應, 領導者的自我耗竭程度越高, 其尋求資源恢復的動機越大, 越可能進行公正準則遵從。因此, 當領導者的領導身份認同較高時, 領導者自我耗竭與公正準則遵從在個體內層面的關系為正。因此, 本文提出：

假設3：領導者的領導身份認同調節了自我耗竭與公正準則遵從之間在個體內層次的關系：當領導身份認同較高時, 該關系為正; 當領導身份認同較低時, 該關系為負。

綜上所述, 本文認為職位任期和領導身份認同分別通過調節組織政治感知與自我耗竭的關系、自我耗竭與公正準則遵從的關系, 調節了領導者組織政治感知通過自我耗竭影響公正準則遵從的間接效應。因此, 本文提出了一個兩階段被調節的中介效應假設：

假設4：領導者的職位任期和領導身份認同調節了個體內層次組織政治感知通過自我耗竭影響公正準則遵從的間接效應：當職位任期較短且領導身份認同較高時, 該間接效應為正; 當職位任期較短且領導身份認同較低時, 該間接效應為負。

2 研究方法

2.1 樣本和數據收集

本文采用基于時間滯后間隔的經驗取樣法(time- lagged interval-based experience sampling methodology, ESM)收集數據。所有參與者均為來自華東地區某城市一家著名國有商業銀行的網點主任。其中, 一些網點也被稱為營業部, 本文研究者通過訪談發現網點主任和營業部經理是同一個崗位的兩種叫法, 為了敘述簡便, 本文統一稱為“網點”和“網點主任”。一般來說, 和私營企業相比, 國有商業銀行內部可能存在更多的政治行為, 內部成員更可能感受到組織政治, 從而受其影響(Chen et al., 2004)。此外, 銀行網點主任是各網點的主要領導人,再加上網點和總行地理位置上的區隔和一定的經營獨立性, 網點主任在資源分配和管理實踐上都享有一定的自由裁量權, 在日常的管理中能自主決定對下屬采取公正或不公正的行為。基于以上兩個原因, 選擇國有商業銀行的網點主任作為研究樣本, 符合本文的研究問題和研究模型。

在得到該國有商業銀行高層管理者的同意和支持后, 本文向該銀行在該城市的所有110位網點主任發送郵件, 邀請他們參加調研。邀請郵件中介紹了本文的研究目的和基本的調研程序, 同時承諾會給予完成了所有調研的參與者200元人民幣作為報酬。110位網點主任中, 有83位同意參與調研。

所有問卷通過問卷星發放, 參與者點擊收到的鏈接即可填寫并提交相應的問卷。調研的第一周, 本研究請參與者填寫一份基礎調研問卷, 測量個體間層次變量, 包括人口統計學特征(職位任期)、領導身份認同、公正行為的工具動機、公正行為的價值表達動機和道德認同。83位參與者都完成了基礎調研。基礎調研結束后, 本研究請83位參與者參加了為期兩周(10個連續工作日)的日調研。為了降低共同方法偏差, 本文根據學者的建議, 將問卷分成兩部分, 分時段進行調研(Gabriel et al., 2019; Podsakoff et al., 2003)。時段一測量了組織政治感知和自我耗竭。考慮到組織政治感知和自我耗竭都需要時間來經歷, 不適合在工作剛開始的時間測量, 因此本文將這兩個變量都放在下班前后的時間測量。研究者在了解了該銀行網點主任的工作時間安排后選擇在每天下午16:00發放, 并保持開放直至19:00關閉。公正準則遵從、積極情緒和消極情緒在時段二測量。本文研究者在了解所調研網點主任通常的下班和加班時間的基礎上, 和部分網點主任商議, 并借鑒Sherf等人(2019)的做法, 在每天晚上20:00發放問卷, 并保持開放直至午夜0:00關閉。本研究問卷發放時間的選擇也與已有研究一致。例如, 一個以MBA為對象的經驗取樣法研究也在16:00和20:00發放下午和晚上的問卷(Foulk & Lanaj, 2022)。平均而言, 83位網點主任在下午17:27完成日調研問卷時段一的填寫, 在晚上21:46完成時段二的填寫。

為了控制前一天的自我耗竭和公正準則遵從, 若t-1天沒有填寫問卷, 則第t天的數據也不再保留。此外, 本文參考學者的建議和做法, 僅保留完整地完成3天及以上調研的參與者數據(Gabriel et al., 2019)。通過匹配之后, 本文得到來自73位參與者的570個觀測數據(平均每位參與者提供了7.81個觀測數據)。在這73位參與者中, 平均年齡為34.95歲(標準差為5.48), 23.7%為女性, 平均任期為2.84年(標準差為2.45)。

2.2 測量

本研究所用量表的原始版本均為英文, 因而均遵循Brislin (1986)的翻譯?回譯法翻譯成了中文。所有量表均為5點Likert量表。

組織政治感知。每天的組織政治感知由參與者在時段一報告, 量表來源于Hochwarter等人(2003), 一共6個條目。根據本文的研究設計, 在量表前面增加引導語, 強調評價對象為本網點(或部門)。此外, 組織政治感知需要在個體內層次, 每天測量, 因此本文對量表進行了適當的改編, 改編后的條目包括“今天, 本網點(或部門)中有很多自私的行為正在發生” “今天, 人們花太多時間去討好那些能幫助他們的人”和“今天, 人們進行幕后操作, 以使自己獲得想要的利益”等, 個體內α值為0.92。

自我耗竭。每天的自我耗竭由參與者在時段一報告, 量表來源于Tangney等人(2004), 一共5個條目, 同樣根據研究目的對量表進行了改編, 以使其適用于測量個體內層次領導者每天的自我耗竭。Johnson等人(2014)的研究也表明了, 該量表可以用于測量個體內層次自我耗竭。示例條目包括“現在, 我需要很大努力才能集中精力做一件事” “現在, 我感到我的意志力已經消失了”和“現在, 我覺得注意力不集中”等, 個體內α值為0.90。

公正準則遵從。每天的公正準則遵從由參與者在時段二報告, 量表來源于Sherf等人(2019), 一共12個條目, 包括“今天, 我在做出影響員工的決定之前, 向員工征求意見” “今天, 在做決定的時候, 我抑制個人偏見”和“今天, 我維護員工的尊嚴”等, 個體內α值為0.95。

職位任期。職位任期由參與者在基礎調研中報告自己在當前職位上工作的時間, 以年為單位衡量。

領導身份認同。領導身份認同由參與者在基礎調研中報告, 量表來源于Lee等人(2016), 一共4個條目, 包括“當一個領導對我來講非常重要” “我把自己看作是一個領導” “我感覺自己擁有領導的特征”和“讓別人把我看作是一個領導, 對我來講非常重要”, α值為0.90。

控制變量。在個體內層次, 本文首先遵照研究者關于ESM最佳實踐的建議, 控制了自回歸效應以及個體內變量在調研期間的變化趨勢和周期(Gabriel et al., 2019)。對于自回歸效應, 本文分別控制了前一天的自我耗竭和公正準則遵從。對于變化趨勢和周期, 本文控制了天數、正弦和余弦。其中, 天數指調研的第幾天, 由于參與者僅在工作日填寫問卷, 因此天數的取值范圍是1～10。正弦和余弦根據Liu和West (2016)的方法計算, 正弦 =(2/ 7),余弦=(2/ 7),表示一周的第幾天。

本文還控制了個體內層次的積極情緒和消極情緒狀態。目的有二：其一, 為了控制替代解釋機制。一方面, 組織政治感知是一種重要的阻礙式壓力源(Cavanaugh et al., 2000), 而阻礙式壓力源可以通過情緒機制影響人們的行為(Rodell & Judge, 2009)。另一方面, 根據情感事件理論, 組織政治感知也可能作為情感事件引發領導者的積極或消極情緒, 從而影響其態度和行為(Weiss & Cropanzano, 1996)。其二, 為了增強本文的因果關系推斷。經驗取樣法最佳實踐一直呼吁控制情緒的影響(Beal, 2015; Gabriel et al., 2019), 因為中心化等措施依然無法避免情緒等因素對因果關系的影響, 尤其是本文所有變量都由領導者匯報。雖然我們采取了分時點測量的方式, 但不能完全排除同源方差的問題。控制情緒, 是一種降低同源方差問題的有效方法。積極情緒和消極情緒采用Kercher (1992)的PANAS量表測量, 一共10個條目, 其中積極情緒包括“興奮的” “熱情的” “機敏的” “受鼓舞的”和“堅定的”5個條目, 消極情緒包括“痛苦的” “心煩的” “恐懼的” “緊張的”和“害怕的”5個條目。積極情緒的個體內α值為0.93, 消極情緒的個體內α值為0.89。

在個體間層次, 本文控制了公正行為的工具動機、公正行為的價值表達動機和道德認同, 這幾個變量都是已有研究表明會影響公正準則遵從的重要變量(Brebels et al., 2011; Qin et al., 2018; Scott et al., 2014)。公正行為動機由參與者在基礎調研中報告, 量表來源于Qin等人(2018)。其中, 公正行為的工具動機包括“公平地對待下屬能使我的利益最大化” “公平地對待下屬是保護我自身利益的一種手段”和“公平地對待下屬有助于我獲得更多的報酬和收益”等6個條目, α值為0.94。公正行為的價值表達動機包括“公平地對待下屬反映了我的核心價值觀和信念” “公平地對待下屬有助于我成為自己想成為的那種人”和“公平地對待下屬對我來講是一種美德”等6個條目, α值為0.91。道德認同包括象征(symbolization)和內化(internalization)兩個維度：象征的道德認同強調個體將道德準則和行為傳遞給其他人; 內化的道德認同指個體以道德的視角看待自己的行為或觀點, 考慮自己行為的道德影響, 以及看重道德行為的程度(Aquino & Reed, 2002)。根據前人的研究, 本文需要控制的是內化的道德認同, 量表來源于Aquino和Reed (2002), 該量表首先列出“關愛、同情心、公平、友愛、慷慨、樂于助人、勤奮、誠實、善良”這些反應個人道德品性的詞語, 然后采用5個條目來測量參與者的看法, 包括“我很高興自己是一個具備上述品性的人” “做一個具備上述品性的人對我來說非常重要”和“我強烈渴望具備這些品性”等, α值為0.99。

表1 跨層次驗證性因子分析結果

注：POP = 組織政治感知, ED = 自我耗竭, JRA = 公正準則遵從, LI = 領導身份認同

Δχ2()中a表示與模型1比較, b表示與模型3比較,值均小于0.001

2.3 分析策略

為了檢驗主要變量的量表效度, 本文采用Mplus 8.3軟件(Muthén & Muthén, 2010)進行了跨層次驗證性因子分析(multi-level CFA)。因為職位任期不是用量表測量的, 為客觀數據, 不需要做CFA, 所以本文的跨層次CFA包括組織政治感知、自我耗竭和公正準則遵從三個個體內層次變量, 以及領導身份認同一個個體間層次變量。分析結果如表1所示。從中可以看出, 四因子模型(即本文的測量模型)比三因子模型擬合得更好。其中, 當公正準則遵從采用二階因子測量時, 模型擬合得最好, χ2= 1167.64,= 537, χ2/= 2.17 (< 5), RMSEA = 0.05 (< 0.08), CFI = 0.94 (> 0.9), TLI = 0.93 (> 0.9), 個體內SRMR = 0.04 (< 0.08), 個體間SRMR = 0.05 (< 0.08)。

本文采用經驗取樣法的研究設計, 使數據呈現出跨層次的嵌套結構, 因此本文采用跨層次路徑分析(MSEM)方法來分析數據, 在考慮數據嵌套性的前提下檢驗本文的研究假設(Preacher et al., 2010)。為了能夠進行個體內層次分析, 要求每天測量的變量有足夠的個體內層次方差。因此, 本文需要首先把變量的方差分為個體內方差(σ2)和個體間方差(τ00),并計算個體內方差的占比(σ2/(σ2+τ00)) (Podsakoff et al., 2019)。表2報告了個體內變量的方差情況, 結果顯示, 個體內層次方差占比均在30%以上, 提供了足夠的方差, 可以進行跨層次路徑分析。

表2 個體內變量方差情況

本文采用Mplus 8.3軟件來進行跨層次路徑分析。參照經驗取樣法研究的最佳實踐(Gabriel et al., 2019), 本文對所有個體內層次變量進行了個體均值中心化(person-mean centering), 并對個體間層次調節變量進行了總均值中心化(grand-mean centering)。本文對假設路徑進行隨機斜率(random slope)檢驗, 并對其它路徑采用固定斜率(fixed slope)分析以降低不必要的模型復雜度(Beal, 2015)。對于職位任期和領導身份認同的調節效應, 本文分別計算當調節變量取高值(+)和低值(?)時, 其所調節關系的大小及其差值, 并檢驗其顯著性。此外, 對于跨層次被調節的中介效應, 由于Mplus 8.3軟件不支持在跨層次分析中使用bootstrapping方法, 本文使用R 4.0.3軟件, 基于20000次參數抽樣bootstrapping的Monte Carlo方法來估計調節變量不同取值(±)下的間接效應及其差值的置信區間, 從而獲得關于其顯著性的更加精確的估計。

3 結果

表3報告了變量的描述性統計和相關系數。如表3所示, 公正準則遵從與積極情緒(= 0.26,< 0.001)、公正行為的工具動機(= 0.23,< 0.001)、公正行為的價值表達動機(= 0.37,< 0.001)和道德認同(= 0.21,< 0.001)都顯著正相關, 這與以往的研究一致(Brebels et al., 2011; Qin et al., 2018; Scott et al., 2007; Zheng et al., 2021), 體現了控制這些變量的必要性。

表3 各層次變量均值、標準差和相關系數

注：樣本量個體內= 570,個體間= 73

個體內變量的相關系數由組內均值中心化之后計算得到; 個體間變量相關系數由個體內變量聚合到個體間之后和其它個體間變量計算得到。

?< 0.1, *＜ 0.05, **＜ 0.01, ***< 0.001

表4報告了本研究的跨層次路徑分析結果。如表4第二列中所示, 組織政治感知對自我耗竭有顯著的正向影響(β = 0.10,= 0.049)。該結果說明, 領導者每天的組織政治感知越強, 自我耗竭越高, 假設1得到支持。

表4 跨層次路徑分析結果

注：所報告的是非標準化系數, 括號里是標準誤。截距項報告的是個體間層次截距項

?< 0.1, *＜ 0.05, **＜ 0.01, ***< 0.001

假設2討論的是領導者職位任期對組織政治感知和自我耗竭之間關系的調節作用。如表4中第二列所示, 組織政治感知和職位任期的交互項對自我耗竭的影響顯著為負(β = ?0.07,< 0.001), 說明職位任期的調節作用是顯著的, 其調節效應如圖2所示。對于低職位任期和高職位任期下, 組織政治感知影響自我耗竭的簡單斜率分析顯示, 低職位任期下組織政治感知對自我耗竭的影響顯著為正(= 0.26,= 0.001), 而在高職位任期下該影響不顯著(= ?0.07,= 0.157), 并且組織政治感知對自我耗竭的影響在領導者不同任期水平下有顯著差異(= ?0.34,< 0.001)。假設2得到支持。

圖2 職位任期對組織政治感知與自我耗竭之間關系的調節效應

假設3討論了領導身份認同對自我耗竭和公正準則遵從之間關系的調節作用。表4中第三列的結果顯示, 自我耗竭對公正準則遵從的影響不顯著(β = ?0.001,= 0.984), 但自我耗竭和領導身份認同的交互項對公正準則遵從有顯著的正向影響(β = 0.19,= 0.002), 說明自我耗竭對公正準則遵從的作用取決于領導身份認同的程度。領導身份認同的調節效應如圖3所示。進一步的簡單斜率分析顯示, 領導身份認同較低時, 自我耗竭對公正準則遵從的影響顯著為負(= ?0.19,= 0.006); 當領導身份認同較高時, 自我耗竭對公正準則遵從的影響顯著為正(= 0.19,= 0.019); 并且自我耗竭對公正準則遵從的影響在不同領導身份認同水平下有顯著差異(= 0.38,= 0.002)。假設3得到支持。

圖3 領導身份認同對自我耗竭與公正準則遵從之間關系的調節效應

假設4討論了領導者職位任期和領導身份認同對組織政治感知通過自我耗竭影響公正準則遵從的間接效應的兩階段調節作用。表5報告了對該被調節的中介效應的分析結果。結果顯示：當職位任期較低, 且領導身份認同較高時, 領導者組織政治感知通過自我耗竭影響公正準則遵從的間接效應顯著為正, 95%置信區間為[0.01, 0.10], 不包含0; 當職位任期和領導身份認同都低時, 領導者組織政治感知通過自我耗竭影響公正準則遵從的間接效應顯著為負, 95%置信區間為[?0.10, ?0.01], 不包含0; 而在另外兩種情況中, 即當職位任期和領導身份認同都高, 或職位任期高且領導身份認同低時,該間接效應都不顯著, 95%置信區間分別為[?0.05, 0.01]和[?0.01, 0.05], 都包含0。該結果說明, 只有在領導者為新任領導者(職位任期較短), 且同時考慮領導身份認同時, 領導者每天的組織政治感知通過自我耗竭影響公正準則遵從的間接效應才成立, 并且在高領導身份認同下有積極的影響, 而在低領導身份認同下有消極的影響。假設4得到支持。

表5 被調節的中介效應分析結果

注：置信區間采用Monte Carlo方法, 基于20, 000次參數抽樣估算得到。加粗的置信區間在95%水平上顯著

此外, 本文參考學者們關于使用控制變量最佳實踐的建議, 也對研究模型進行了無控制變量的跨層次路徑分析(Bernerth & Aguinis, 2016)。結果表明：在不加入控制變量的情況下, 職位任期對組織政治感知和自我耗竭之間關系的調節作用(β = ?0.06,< 0.001), 以及領導身份認同對自我耗竭和公正準則遵從的調節作用(β = 0.20,= 0.002)仍然存在, 并且與假設方向一致。

4 討論

本研究基于自我控制的強度模型, 討論了組織政治作為情境因素影響領導者公正準則遵從的作用機制及其邊界條件。與之前的相關研究類似, 本文關注領導者個體內視角(Scott et al., 2014; Sherf et al., 2019)。采用經驗取樣法, 對來自73名銀行網點主任連續10個工作日的570個觀測數據的分析結果顯示：在個體內層次, 領導者的組織政治感知對自我耗竭有正向的影響。并且, 該效應在領導者職位任期較短時顯著為正, 而在職位任期較長時不顯著, 體現了自我控制強度模型的練習效應(Hagger et al., 2010; Muraven & Baumeister, 2000)。這說明, 相比于高職位任期的領導者, 在組織政治程度較高的時候, 低職位任期領導者的自我耗竭問題更加嚴重, 也更加值得組織關注。

更為有趣的是, 本文發現個體內層次自我耗竭對領導者公正準則遵從的影響取決于其領導身份認同的程度。本研究發現, 當領導身份認同較高時, 自我耗竭導致更多的公正準則遵從; 而當領導身份認同較低時, 自我耗竭導致更少的公正準則遵從。這說明, 領導者處于自我耗竭狀態時遵從公正準則的程度, 取決于該行為消耗還是恢復自我控制資源, 體現了自我控制的強度模型中的資源保存和資源恢復效應(Hagger et al., 2010)。

此外, 本文發現當領導者職位任期較短且領導身份認同較高時, 其每天的組織政治感知通過提高自我耗竭增加了公正準則遵從行為。而當領導者職位任期較短且領導身份認同較低時, 其每天的組織政治感知通過提高自我耗竭減少了公正準則遵從行為。這說明, 個體內層次組織政治感知通過自我耗竭如何影響公正準則遵從, 同時取決于個體間層次領導者職位任期和領導身份認同的水平。在組織政治程度更高的時候, 組織更應當關注低職位任期和低領導身份認同的領導者, 并針對性地采取措施, 避免他們做出不公正行為。

4.1 理論貢獻

首先, 本文在以下三個方面貢獻于公正準則遵從的研究領域。第一, 不同于目前絕大多數持“行為者中心”視角, 關注領導者個人特征和動機對領導者公正準則遵從影響的研究, 本文討論了領導者所嵌入的組織政治環境對公正準則遵從的影響, 回應了將組織公正研究的前導因素從行為者轉向其所處情境的呼吁(Kleshinski et al., 2020; Sherf et al., 2019)。目前僅有的一篇討論情境因素影響的文獻將組織看作分配和完成任務的場所(Sherf et al., 2019), 而本文將領導者所嵌入的組織環境視為社會和政治場所, 因此在一定程度上拓展了已有研究的邊界。第二, 現有研究主要討論了情境因素如何通過有意識的認知機制實現對領導者公正準則遵從的影響。例如, Sherf等人(2019)研究發現, 雖然領導者有做出公正行為的想法, 但工作過量使其有意識地比較不同任務的重要性, 從而做出將任務型領導行為置于公正行為之上的理性選擇。本文根據自我控制的強度模型, 證實了無意識的認知機制——自我耗竭——也是情境因素影響領導者公正準則遵從的重要內在心理過程。由此, 本文進一步豐富并補充了情境因素影響公正準則遵從的內在機制。第三, 本文發現, 組織政治感知對領導者公正準則遵從的影響對不同職位任期和領導身份認同的領導者來講, 作用有所不同。對于職位任期較短的領導者, 組織政治感知和自我耗竭在領導身份認同低時會降低公正準則遵從, 而在領導身份認同高時又會促進公正準則遵從。上述發現不僅回答了情境因素“為何”以及“何時”影響領導者公正準則遵從的問題, 還回答了已有文獻尚未回答的“對誰”影響更大的理論問題。同時, 本文也揭示了情境因素影響領導者公正準則遵從的復雜性, 說明研究者在討論情境因素對領導者公正準則遵從的影響時, 需要比過去更加關注其復雜的作用機制和邊界條件。

其次, 本研究對組織政治感知研究也有以下兩點理論貢獻。第一, 自組織政治感知概念提出之際, 部分研究者就已經意識到其可能存在較大程度的個體內層次波動性和變化性。但直到最近, 相關理論研究才開始系統地討論組織政治感知的個體內變化, 并呼吁采用個體內方法(within-person approaches)來研究組織政治感知(Hill et al., 2016; Hochwarter et al., 2020)。但是, 目前尚未有研究從實證上對組織政治感知的個體內方差和作用進行研究。本文率先使用經驗取樣法收集數據并通過方差成分分析發現, 組織政治感知在個體內層次有足夠的方差(在本文的樣本中, 組織政治感知的個體內方差占總方差的30.33%), 為以往研究者的觀察和推斷提供了證據支持。進一步的數據分析表明, 當職位任期和領導身份認同滿足一定條件時, 在個體內層次, 組織政治感知還能通過自我耗竭影響領導者的公正準則遵從行為。因此, 本研究擴展了現有研究對組織政治感知的認識, 為組織政治感知的動態性特征和作用提供了實證證據支持。第二, 組織政治感知已被學者們認為是影響員工公正感知(即反應性公正)的重要因素, 但是目前尚未有研究討論它將如何影響領導者的公正行為(即主動性公正) (Ambrose, 2017)。本文討論領導者的政治感知與其公正準則遵從的關系, 將組織政治感知對組織公正的影響從反應性公正引入到主動性公正中來, 拓展了已有研究的邊界。

最后, 本文對自我控制強度模型的貢獻在于三個方面。第一, 雖然練習、資源保存和資源恢復效應作為自我控制的強度模型的重要擴展機制, 已經得到了廣泛的接受和討論(Hagger et al., 2010), 但是鮮有研究在同一個模型中同時檢驗這三個機制。本文研究發現, 較長的職位任期為領導者提供了更多練習的機會, 從而削弱了組織政治感知和自我耗竭之間的關系。同時, 不同程度的領導身份認同影響了領導者對公正行為的認知, 從而分別啟動自我控制的資源保存效應和資源恢復效應, 最終導致了自我耗竭對公正準則遵從的不同影響。由此, 本文將自我控制的強度模型的三個重要擴展機制整合在同一個模型中, 并進行了實證檢驗。第二, 過去大多數研究都認為, 個體是自我耗竭的被動接受者, 過度強調自我耗竭的負面影響。這些研究認為, 自我耗竭的程度越高, 個體越缺乏自我控制資源來進行自我調節和控制, 因而自我耗竭往往導致負面的行為和結果, 如偏離行為或不道德行為等(Christian & Ellis, 2011; Thau & Mitchell, 2010)。然而, 他們大多忽視了某些積極行為可能幫助人們恢復和補充被消耗的資源, 從而導致人們自我耗竭程度越高,越可能從事這些積極行為(Lilius, 2012)。本文發現, 當領導身份認同較高時, 領導者可能認為公正行為符合其自我角色定義而能夠幫助恢復和補充資源, 從而在自我耗竭之后更多地從事公正準則遵從行為。第三, 本文發現, 領導者的自我耗竭促進還是阻礙公正準則遵從取決于其領導身份認同。領導身份認同決定了領導者將公正準則遵從行為視為對自我控制資源的補充還是消耗, 從而影響了自我耗竭對公正準則遵從的作用方向。從這個意義上講, 本文不僅為理解自我耗竭的積極面提供了啟發, 而且擴展了對影響自我耗竭的積極作用和消極作用的邊界條件的認知。

4.2 實踐啟示

關于如何提高領導者的公正行為, 本文得到以下不同于以往研究的實踐啟示。

首先也是最重要的是, 組織管理者應當意識到一個事實：要想提高領導者的公正行為, 僅僅招聘和選擇具有良好的道德品質和公正動機的領導者是遠遠不夠的, 還應當注重營造促使領導者實施公正行為的工作環境, 包括監控日常的組織政治行為和采取適當措施降低政治行為的發生。

其次, 組織應當對領導者進行分類管理而非統一管理。雖然組織政治感知可能會對領導者公正行為產生負面影響, 但是該效應對不同的領導者來說大相徑庭。因此, 對領導者進行分類管理可能是相對成本較低且更加有效的途徑之一。當組織政治比較高時, 組織管理者應當更多地將注意力放在職位任期短同時領導身份認同低的領導者身上, 因為他們更可能受到組織政治感知的影響而不遵從公正準則。

最后, 組織管理者應當對任期較短的領導者實施更加有效的領導身份認同培訓。雖然組織政治可能無法根除, 但是組織依然可以通過對領導者實施針對性的培訓措施來提高他們的領導身份認同, 從而將其作用引導向積極的方向。可能行之有效的方法包括任職早期的社會化培訓, 強調領導者的職責和角色, 幫助他們獲得下屬對其領導身份的認可等(DeRue & Ashford, 2010; Guillén et al., 2015; Lanaj, Gabriel et al., 2021)。此外, 領導者也可以采取一些措施來提升自己的領導身份認同, 如實施與領導角色相匹配的行為(Ibarra, 2015), 提高領導角色自我同情(leader role self-compassion) (Lanaj, Jennings et al., 2021)等。

4.3 研究不足和未來研究方向

首先, 本研究有以下不足之處：第一, 在研究設計、數據收集和分析的過程中, 本文參考以往學者的建議, 采用更加嚴謹的研究設計, 比如在一天內的不同時段測量變量, 努力增強因果推斷(Gabriel et al., 2019; Podsakoff et al., 2003), 但仍然可能存在共同方法偏差的問題。一方面, 自變量組織政治感知和中介變量自我耗竭都在時段一(下午)測量。在經驗取樣法研究中, 理想的情況下應該將自變量、中介變量和因變量分開在3個時段測量, 比如上午、下午和晚上。但是, 在本文的研究中, 組織政治感知和自我耗竭都需要足夠的時間才能發生, 較早測量不足以捕捉一天內的真實水平, 因此本文選擇在16:00-19:00這個銀行網點主任下班前后的時間段進行測量。另一方面, 所有變量都由領導者匯報。這是因為, 組織政治感知、自我耗竭、公正準則遵從和領導身份認同衡量的都是領導者自己的感知和行為, 由領導者自己匯報能夠獲得比較準確的評價。對此, 本文參考學者關于經驗取樣法最佳實踐的建議, 控制了參與者每天的積極情緒和消極情緒, 以降低由同一評價者情緒狀態導致的共同方法偏差的影響(Gabriel et al., 2019; Podsakoff et al., 2003)。此外, 由于共同方法偏差只會降低而不會提高得到調節效應的可能性, 所以如果有共同方法偏差存在, 將會提高本文所得結論的保守性, 意味著現實中職位任期和領導身份認同的調節作用將會更強(Siemsen et al., 2010)。盡管如此, 本文仍然建議未來研究者采用實驗法, 或者更加嚴格的研究設計, 來建設性重復本文的研究。第二, 本文采用到組織里招募調研對象的方式。通常組織中管理者人數較少, 而調研難度又比員工更大, 再加上去掉了沒有連續兩天填寫、總共少于3天的參與者, 最后只得到了73位領導者的數據。雖然對于以管理者為對象的經驗取樣法研究, 73的樣本量不算小(Gabriel et al., 2019), 但是本文仍然建議未來研究者采用問卷星或MTurk等方式招募參與者, 用更大的樣本來驗證本文的結論。第三, 受到數據收集難度和問卷篇幅的限制, 本文沒能在一天中的早晨收集數據, 因而無法控制每天的基線效應(daily baseline effect), 例如每個工作日早晨的自我耗竭可能對下午的自我耗竭產生影響。雖然本研究控制了前一天自我耗竭的影響, 但仍然存在不足。此外, 積極情緒和消極情緒也沒能在早晨或下午測量。對此, 我們期望未來研究者盡可能完善研究設計和數據收集過程, 合理設置不同變量的測量時間, 努力達到最佳實踐。

其次, 對于個體內自我耗竭影響公正準則遵從的邊界條件, 本文關注了個體間層次變量領導身份認同的影響, 發現自我耗竭對公正準則遵從的作用方向是不確定的, 主要取決于領導身份認同的程度。數據分析結果表明, 自我耗竭對公正準則遵從的作用不顯著, 但在領導身份認同高時是正的, 而在領導身份認同低時是負的, 這與本文的理論是一致的, 進一步說明了引入調節變量來探索其邊界條件的必要性。但是, 更高層次的團隊和組織因素也可能對自我耗竭和公正準則遵從的關系產生影響, 比如團隊或組織的公正氛圍和價值規范等, 期望未來研究者進一步去探索。

再次, 本文從自我耗竭理論視角出發, 選擇自我耗竭作為中介變量來解釋組織政治感知作為情境因素影響公正準則遵從的作用機制。同時, 本文盡可能控制了影響公正準則遵從的其它個體因素, 包括積極情緒、消極情緒、公正行為的工具動機、公正行為的價值表達動機和道德認同(Brebels et al., 2011; Qin et al., 2018)。但是, 仍然可能有部分重要因素沒有得到控制, 希望未來研究者采用更加嚴謹和全面的研究設計, 考慮更多需要控制的影響因素。此外, 研究者也應該進一步探索組織政治感知影響公正準則遵從的其它作用機制, 以及更多影響公正準則遵從的情境因素、個體因素及其交互作用。

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How does organizational political environment influence leader justice rule adherence?

LIU Depeng1, LI Juexing2, LIANG Pin1, PANG Xuhong1

(1School of Management, Shandong University, Jinan 250100, China) (2School of Economics and Management, Yunnan Normal University, Kunming 650500, China)

A high level of justice perception not only promotes employees’ task performance, organizational citizenship behavior, and creativity, but also reduces their potential organizational retaliation and deviance behavior. To enhance employees’ justice perceptions, first and foremost is ensuring that leaders adhere to justice rules. However, a frustrating reality is that leaders often fail to do so, even when they recognize the importance of justice rule adherence. Thus, in recent years scholars have increasingly focused on explaining the above phenomenon. Scholars adopting an “actor-centric” perspective have found that leaders’ low levels of justice-related traits and justice motives are among the key factors that lead them to violate justice rules. However, a growing number of studies reveal that leaders with both high levels of justice-related traits and justice motives will sometimes violate justice rules. Therefore, scholars have called for moving beyond the “actor-centric” perspective to a “situation- centric” perspective by investigating the role of contextual factors in affecting leaders’ justice behavior. Sherf et al. (2019) were among the first to do so by investigating how leaders’ work overload influences their justice rule adherence. However, there is little research on how political environment may influence leaders’ justice behavior. An organization is not only a workplace for assigning and completing tasks, but also a political site infused with political behavior. Understanding how and when an organization’s political environment may impact leaders’ justice rule adherence has important theoretical implications.

To fill the above gaps, in this paper we investigate how political environments affect leaders’ justice rule adherence. Based on the strength model of self-control, we argue that, at the within-person level, leaders’ perceptions of organizational politics (POP) will be positively related to their ego depletion, and their tenure will weaken this positive relationship between POP and ego depletion. Nevertheless, the relationship between leaders’ ego depletion and justice rule adherence (and thus the relationship between leaders’ POP and justice rule adherence via the mediation of ego depletion) depends on their leader identity.

To test our theory, we conducted a survey in a large commercial bank in an eastern province of China, using a time-lagged interval-based experience sampling method. Our final sample included 570 observations from 73 branch managers. We analyzed data using MSEM and found that, at the within-person level, leader POP was positively related to ego depletion, and the relationship was moderated by leader position tenure so that it was significant only under low position tenure. Additionally, leader identity moderated the relationship between ego depletion and justice rule adherence so that the relationship was positive under high leader identity and negative under low leader identity. Furthermore, POP had a positive indirect effect on justice rule adherence via ego depletion when tenure was low and leader identity was high, and the indirect effect was negative when both tenure and leader identity were low.

We make important theoretical contributions to the “situation-centric” perspective research on justice rule adherence, POP, and the strength model of self-control. First, instead of highlighting the task assignment environment before, we explore the consequence of leaders' embedded political environment on their justice rule adherence. At the same time, different from the previous discussion of the conscious cognitive mechanism, the unconscious self-control mechanism of ego depletion is taken as the mechanism to explain the influence of situational factors on justice rule adherence. Second, this paper is the first, to the best of our knowledge, to verify within-person changes of POP and link it to proactive justice research. Finally, we extend the boundary conditions for understanding how ego depletion affects leader behavior. In addition, this research offers crucial practical implications for how to shape the organizational political environment and direct it to increase leaders' justice behavior.

justice rule adherence, perceptions of organizational politics, ego depletion, position tenure, leader identity

2021-11-11

*國家自然科學基金青年項目(71902100)、國家自然科學基金重點項目(71632005)資助。

李玨興, E-mail: lijuexing@139.com

B849: C93