倫理型領導對員工網絡怠工行為的影響機制

李 云, 徐 倩

(湖北工業大學經濟與管理學院,湖北武漢 430068)

互聯網的無邊界性、便利性給予了員工極大的工作自主性,但隨之也產生了員工利用互聯網進行怠工的現象。雖然有些在工作場所利用互聯網進行非工作活動的行為被視為員工正常的身心放松活動,但超出正常休息范圍的網絡怠工行為在實踐中也是司空見慣的。作為伴隨互聯網發展應運而生的一種新型職場非倫理行為[1],網絡怠工具有高隱蔽性、高發生頻率等特點,一直困擾著企業管理者。

領導是影響下屬認知與行為的重要因素。相關研究發現,倫理型領導、責任型領導可以減少員工非倫理行為[2-3],而威權型領導風格下,員工更容易產生非倫理行為[4]。倫理型領導是一種關注員工最大利益、積極聽取員工意見、以高道德標準規范自身行為的領導風格,能潛移默化地吸引員工踐行道德行為[5],減少員工非倫理行為。以往研究從道德明晰[2]、道德推脫[6]、領導信任及領導認同[7]等單一視角探討其對員工非倫理行為的影響,而對員工非倫理行為作用機制研究缺乏多重視角。同時,網絡怠工行為存在著明顯的私利性和非倫理性,現有研究對倫理型領導與員工網絡怠工行為之間的作用機制研究尚存在不足。

根據社會信息加工理論,員工工作情境中存在著諸多線索與信息,員工會對接收到的信息進行加工,進而調整自身的行為和態度。倫理型領導是一種兼顧道德人與道德管理者雙重屬性的領導方式,員工在接收到來自領導者的信息后,可能會強化自身的道德認同,主動地減少自身非倫理行為;此外,倫理型領導促進了關懷型倫理氛圍的形成,并向員工傳遞積極的倫理信號,促使員工的行動符合組織期望。網絡怠工行為是一種帶有普遍性和危害性的行為,探究倫理型領導到員工網絡怠工行為的內在心理傳導機制,有助于領導者從領導方式調整、組織氛圍營造等方面來減少員工網絡怠工行為。

1 文獻綜述與研究假設

1.1 倫理型領導與員工網絡怠工行為

網絡怠工行為是指員工出于個人目的,在辦公時間使用公司互聯網訪問與工作無關網站,或查看、收發與工作無關的個人郵件等行為[8]。網絡怠工行為會對組織和他人福祉造成損害。

根據社會信息加工理論,領導是員工的重要信息源,來自上級的倫理信號對員工在倫理問題識別及倫理行為的選擇上起著至關重要的作用。倫理型領導者可以通過道德垂范、雙向溝通及明確倫理規則傳遞倫理信息,為員工提供行為準繩,從而減少員工非倫理行為的發生[2]。領導者無論是通過榜樣力量對員工的道德取向進行強化,還是通過獎懲手段進行道德規范,對員工來說都是一個組織信號的傳遞過程。網絡怠工行為是以組織利益損失為代價的行為,與倫理準則相違背,因此,當員工接收到來自于領導者的倫理信息時,員工更愿意按照領導者所期望的方式行事,減少這種行為。

H1:倫理型領導對員工網絡怠工行為有顯著負向影響。

1.2 關懷型倫理氛圍的中介作用

關懷型倫理氛圍是組織成員之間相互包容、充分考慮他人利益的組織倫理氛圍。在這種氛圍中,個人行為應該是基于對他人福祉的總體關注[9],員工以利他主義作為自身識別和解決倫理問題的基本準則[10]。

工作場所條件是組織成員構建的,領導風格作為影響組織倫理氛圍的重要因素[11],積極的領導風格有助于關懷型倫理氛圍的培育[12]。倫理型領導者以身作則,并釋放出的公平、關懷等信號吸引員工追隨。當員工感知自身被重視和公平對待時,積極的心理和情感資源增加,更容易捕捉到來自于同事的善意信號,員工會更加積極參與構建和諧的人際氛圍。關懷型倫理氛圍不斷向員工傳遞合作、友愛、互助等信息,使得員工在互利互惠原則下行事。在行事時充分考慮對他人及組織的影響,可以抑制員工非倫理行為[13],減少員工網絡怠工行為的發生。

據此,本研究提出假設

H2:倫理型領導通過關懷型倫理氛圍的中介作用負向影響員工網絡怠工行為。

1.3 道德認同的中介作用

道德自我調節存在著經由道德認同引發道德行為的正反饋機制[14]。當啟動道德認同時,人們感知到自己是一個有道德的人,會從事道德行為。道德認同反映了道德品格對于個體自我形象的重要性程度,是個體基于一組道德品質而形成的自我概念。

根據社會信息加工理論,社會環境為個體提供信息和線索,個體在解密和加工后,能形成自身的認知、態度[11]。倫理型領導者對于倫理準則的明確,會強化員工的道德品質在自我概念中的地位。當領導者具備公平、友愛等道德特質時,受其影響,員工會以高道德標準來指導工作,道德身份在自我概念中的地位會提高,越可能產生信任、友好等道德態度與行為[15]。同時,高道德認同的員工對于行為是否符合道德具有自己的判斷標準,因而,高道德認同的員工不會做出違背自身道德準則的網絡怠工行為。

如果這是一條健康的狼，那末，他覺得倒也沒有多大關系；可是，一想到自己要喂這么一只令人作嘔、只剩下一口氣的狼，他就覺得非常厭惡。他就是這樣吹毛求疵?，F在，他腦子里又開始胡思亂想，又給幻象弄得迷迷糊糊，而神智清楚的時候也愈來愈少，愈來愈短。

據此,本研究提出假設

H3:倫理型領導通過道德認同的中介作用負向影響員工網絡怠工行為。

1.4 關懷型倫理氛圍和道德認同的鏈式中介作用

關懷型倫理氛圍作為道德情境,可以啟動和提取員工自我概念中的道德特質。在仁愛、友善的組織氛圍中,員工更認同自身的組織成員身份,自覺將組織價值觀內化為自身價值取向。因而可以合理推斷,關懷型倫理氛圍下,組織人際關系和諧融洽,員工展現出積極的道德態度,員工自我概念中的道德特質也將被激活,道德認同水平將提高。

倫理型領導者既是道德個人,又是道德管理者。領導者道德垂范,有助于培育以利他主義為導向的組織倫理氛圍,強化員工的倫理認知,即便員工擁有實施網絡怠工行為的條件,但在自我倫理標準的約束下,也會自覺減少這種非倫理行為。

據此,本研究提出假設

H4:關懷型倫理氛圍與道德認同在倫理型領導影響員工網絡怠工行為的過程中起鏈式中介作用。

根據以上分析,本研究的鏈式中介模型如圖1表述。

圖1 研究模型

2 研究方法

2.1 研究樣本

本研究的樣本數據主要來源于湖北省、福建省、廣西省等地區的員工,行業涉及制造業、互聯網企業等,采取線上問卷調查的方式獲取。在正式調查前,發放50份問卷用于預調查,根據被調查者的反饋對相關題項進行調整,最終形成包含32個題項的量表。本次研究共發放問卷398份,回收問卷323份。剔除異常問卷后,實際回收問卷283份,樣本數據有效回收率為71.11%。

有效問卷構成如下:就性別而言,男女比例較為均衡,男性占比46.6%,女性占比53.4%;就年齡而言,30歲以下占比最高,為57.6%,30-40歲占比為24.0%,40歲以上占比為18.4%;就所處行業而言,國有企業占比為17.7%,私營企業占比為35.0%,外資或合營企業占比為22.6%,事業單位占比為15.9%,其他占比為8.8%。

2.2 變量測量

本研究的測量工具各量表題項均采用Likert 5級量表評分法。其中:網絡怠工行為量表中1代表“從不”,5代表“總是”;其余3個變量量表中,1代表“非常不符合”、5代表“非常符合”。

倫理型領導采用Brown等[5]開發的量表,共10題項,如“我的領導在生活中遵守道德規范”。該量表的Cronbach’sα值為0.877;計算得倫理型領導Rwg均值為0.951,ICC(1)值為0.360,ICC(2)值為0.849,滿足Rwg>0.7,ICC(1)>0.05,ICC(2)>0.5的標準。

關懷型倫理氛圍采用Victor &Cullen[9]開發的量表,共5題項,如“公司關注對每個員工有利的事”。該量表的Cronbach’sα值為0.772;計算得關懷型倫理氛圍Rwg均值為0.924,ICC(1)值為0.432,ICC(2)值為0.885,滿足標準。

道德認同采用Aquino &Reed[16]開發的量表,共5題項,如“我強烈希望擁有上述道德特征”。該量表的Cronbach’sα值為0.813。

網絡怠工行為采用Lim &Chen[17]開發的量表,共12題項,如“我經常長時間瀏覽新聞網站”。該量表的Cronbach’sα值為0.795。

3 數據分析與結果

3.1 驗證性因子分析

本研究采用AMOS25.0軟件進行驗證性因子分析。由表1可知,與其他模型相比,四因子模型(χ2/df=1.346;RMSEA=0.035;IFI=0.946;TFI=0.959;CLI=0.964)擬合效果較好,說明本研究的變量之間具有良好的區分效度,可以進行進一步研究。

表1 驗證性因子分析結果

3.2 共同方法偏差檢驗

由于所收集的數據是被調查者自我報告,可能存在著共同方法偏差。因此,本研究采用Harman單因素檢驗法,利用SPSS22.0軟件對4個變量的所有題項進行主成分因子分析。結果顯示,在未進行因子旋轉的情況下,第一公因子的方差解釋率為33.89%,小于總方差解釋率的50%,因而共同方法偏差問題并不嚴重。

3.3 多重共線性檢驗

使用SPSS25.0軟件測算相關變量,結果顯示:倫理型領導VIF值為1.571;關懷型倫理氛圍VIF值為1.516;道德認同VIF值為1.578,均滿足VIF<5,因而變量之間不存在多重共線性,滿足進行進一步研究的條件。

3.4 描述性統計分析

由表2可知,倫理型領導與關懷型倫理氛圍呈顯著正相關(β=0.510,p<0.01),與道德認同呈顯著正相關(β=0.538,p<0.01),與網絡怠工行為呈顯著負相關(β=-0.575,p<0.01)假設H1得到初步驗證。

表2 樣本均值、標準差及相關系數

3.5 假設檢驗

使用SPSS軟件,利用層次回歸法對本研究的中介效應進行檢驗。結果如表3所示。模型1、模型2因變量為關懷型倫理氛圍,模型3、模型4因變量為道德認同,模型5、模型6、模型7及模型8因變量為網絡怠工行為,模型1、模型3和模型5僅包括控制變量。模型2在模型1的基礎上加入自變量倫理型領導,模型4在模型3的基礎上加入自變量倫理型領導。模型6在模型5的基礎上加入自變量倫理型領導,模型7在模型6的基礎上加入中介變量關懷型倫理氛圍,模型8在模型6的基礎上加入中介變量道德認同。

表3 層級回歸分析結果

如模型6所示,控制了人口統計學變量后,倫理型領導能夠顯著抑制員工網絡怠工行為(β=-0.582,p<0.001),假設H1得到驗證;如模型2所示,倫理型領導顯著正向影響關懷型倫理氛圍(β=0.501,p<0.001),如模型7所示,在倫理型領導與網絡怠工行為之間加入中介變量關懷型倫理氛圍后,關懷型倫理氛圍顯著負向影響員工網絡怠工行為(β=-0.229,p<0.001),倫理型領導對員工網絡怠工行為的影響有所減弱(β=-0.467,p<0.001),因此關懷型倫理氛圍在倫理型領導與員工網絡怠工行為之間發揮部分中介作用,假設H2得到驗證;如模型4所示,倫理型領導顯著正向影響員工的道德認同(β=0.499,p<0.001),如模型8所示,在倫理型領導與網絡怠工行為之間加入中介變量道德認同后,道德認同顯著負向影響員工網絡怠工行為(β=-0.336,p<0.001),倫理型領導對員工網絡怠工行為的影響有所減弱(β=-0.414,p<0.001),因此道德認同在倫理型領導與員工網絡怠工行為之間發揮部分中介作用,假設H3得到驗證。

運用Process插件檢驗關懷型倫理氛圍、道德認同在倫理型領導與員工網絡怠工行為之間的鏈式中介作用。如表4所示:倫理型領導對員工網絡怠工行為的總間接效應為三條中介路徑的效應之和,總間接效應值為-0.252,95%CI為[-0.346,-0.160],不包含0,效應顯著;關懷型倫理氛圍在倫理型領導與員工網絡怠工行為之間的中介效應值為-0.080,95%CI為[-0.156,-0.017],不包含0,中介效應顯著,假設H2得到進一步驗證;道德認同在倫理型領導與員工網絡怠工行為之間的中介效應值為-0.115,95%CI為[-0.189,-0.051],不包含0,中介效應顯著,假設H3得到進一步驗證;關懷型倫理氛圍和道德認同在倫理型領導與員工網絡怠工行為之間的鏈式中介效應值為-0.057,95%CI為[-0.099,-0.023],不包含0,鏈式中介效應顯著,假設H4得到驗證。

表4 鏈式中介效應分析結果

4 結論及討論

4.1 研究結論

本文基于社會信息加工理論基礎,探究了倫理型領導對員工網絡怠工行為的作用機制。結果表明,倫理型領導不僅顯著負向影響員工網絡怠工行為,還分別通過關懷型倫理氛圍和道德認同的部分中介作用及鏈式中介作用對員工網絡怠工行為產生負向影響。

4.2 研究貢獻

本研究證實了倫理型領導對員工網絡怠工行為具有負向影響,呼應了學者對于倫理型領導可以抑制員工非倫理行為影響的相關研究[2,6-7],同時,分析了關懷型倫理氛圍和道德認同在其中發揮的鏈式中介作用,拓展了社會信息加工理論在倫理信息框架下的傳導機制的應用,并豐富了倫理框架下領導風格對新型員工非倫理行為的影響機制研究。

4.3 建議

員工網絡怠工行為作為一種隨著互聯網發展、移動辦公發展應運而生的一種新型非倫理行為,以其隱蔽性和破壞性增加了企業管理的不確定性。我國傳統儒家文化中以“仁”為中心的倫理道德價值觀,千百年來都是人們所追求和推崇的行為準則。根據本研究的發現,破除員工網絡怠工的管理困境,可以從中國傳統的倫理道德價值觀入手。

1)重視領導者的倫理道德水平。對組織而言,在選聘領導者時,應充分考慮其自身的道德倫理水平,從源頭上降低風險,在領導者培養與培訓中,更多注重領導者的德性教育,培養領導者實施倫理型管理的能力。

2)加強對員工的道德教育與引導。領導者應充分發揮道德個人與道德管理者作用,以身作則,為員工樹立利他、真誠、公正、關愛的道德形象,道德垂范。同時,在日常工作中,領導者應及時對員工網絡怠工等非倫理行為做出反應,通過獎懲手段,對員工進行倫理道德強化,讓優秀道德品質成為員工共同追求,以此約束自身行為。

3)營造良好的關懷型倫理氛圍。人是社會動物,處于組織中的員工更期望與同事友好交流,和諧互助。因此領導者應重視組織內的倫理氛圍營造,在日常管理及組織文化建設中融入利他主義導向的價值觀,通過協作等方式加強組織成員之間的工作與情感聯系,即通過建立和諧的人際關系,強化員工的倫理道德認知,引導員工崇德向善。

4.4 不足與展望

1)未涉及邊界條件,今后研究可探討在不同的調節變量水平下影響效應的變化;

2)所使用的數據為調查者自我報告,且為一次性收集的橫截面數據,今后研究可采用縱向的多源數據進行檢驗。