以家庭之名行不義之事：不道德親家庭行為的影響及其機制

1前言

在當前反腐倡廉工作深入推進的社會背景下，員工旨在使整個家庭或特定家庭成員受益，但違反社會或組織道德規則、規范、標準、法律或法規的行為受到了越來越多的關注，這一類行為被稱為不道德親家庭行為（Unethical Pro-Family Behavior，Liuetal.，2020，p.639）。不道德親家庭行為的例子包括幫助不符合任職資格的家庭成員在組織謀取職位（例如，裙帶關系）或將家庭開支偽裝成工作開支進行報銷（Chengetal.，2022；Liuetal.，2020;Wang，Chenetal.，2024）。此類行為在組織中十分普遍，如Cheng等（2022）進行的一項調查表明，在345名員工中， 92.17% 的員工報告在日常工作中至少參與了一種形式的不道德親家庭行為。此外，不道德親家庭行為因其潛在的巨大代價而備受關注（Liuetal.，2023）。鑒于其普遍性和可能帶來的嚴重后果，組織已將其列為亟待解決的問題。為應對這一挑戰研究者和管理者探索了遏制不道德親家庭行為的策略。其中，削弱其誘導因素成為關鍵的一環，包括削弱家庭動機（Liuetal.，2020），遏制職場欺凌（Yaoetal.，2022）以及減少非工作時間的工作聯系（Liuetal.，2023）。同時，強化抑制因素同樣重要，比如培養領導者的自我犧牲精神（Hou etal.，2023）和倡導家庭支持型的主管行為（Chengetal.，2022）。

盡管不道德親家庭行為已引發研究人員的廣泛關注，但多數研究集中在探討其前因（例如，Liuetal.，2023;Yaoetal.，2022；Wang，Chenetal.，2024;毛孟雨等，2022），對其潛在后果卻鮮有關注。本研究認為，理解這些影響至關重要，它們是完善不道德親家庭行為研究法理網絡的關鍵一環。不道德親家庭行為具有親家庭和不道德的雙重特性，使其與傳統不道德行為相區別（Liuetal.，2020，p.643）。因此，簡單地將傳統不道德行為的影響套用于不道德親家庭行為可能導致理解上的偏頗和局限。探討不道德親家庭行為的后果有助于更全面地認識這種行為的本質，并從影響效應上揭示其與傳統不道德行為的異同。事實上，商業道德研究強調，要全面理解不道德行為，必須深入探討其對員工、組織和其他利益相關者的影響，以及背后的機制和邊界條件（Chen etal.，2023，p.866）。本研究的重點是不道德親家庭行為的后果、機制和邊界條件，有助于產生不道德親家庭行為的整個周期的知識，增強新興的不道德親家庭行為文獻。同時，工作與家庭是相互影響的兩個領域（Iliesetal.，2017）。不道德親家庭行為發生在職場之中，是獲益對象在家庭領域但會損害工作領域利益的不道德行為，其后果可能涉及工作和家庭兩個領域（Liu etal.，2020；Wang，Chenetal.，2024）。通過同時探討不道德親家庭行為對員工工作和家庭的影響，能夠對以往主要關注工作相關結果的不道德行為研究進行補充和推進（Tangetal.，2020;Wangetal.，2022）。實踐上，不道德親家庭行為的后果研究有助于引起組織管理者對此類行為的注意，幫助他們了解為何此類行為在組織中持續存在，并引導制定干預計劃，預防或減少其對組織的潛在損害。

本研究認為當前的研究僅觸及了不道德親家庭行為現象的部分面貌。一些更緊迫和重要的問題是：員工表現出不道德親家庭行為的后果什么？其深層的作用機制與邊界條件又是如何？為了回答上述問題，本研究基于不確定性-認同理論（Uncertainty-Identity Theory;Hogg，2007）探討不道德親家庭行為對員工工作和家庭生活的影響，以及其作用機制和邊界條件。不確定性-認同理論表明，個體在面對與自我（價值觀、態度和行為）相關的矛盾或不確定性時，會尋求群體認同以減少不確定性（Hogg，2007，2022）。因為群體認同的過程不僅闡明了個體在社會中的位置，還錨定了其應該如何思考、感受和表現（Halesamp; Williams，2018；Hogg，2007，2012；Rastetal.，2012）。不道德親家庭行為是一種道德矛盾行為，具有不道德和親家庭雙重屬性（Liuetal.，2020；Yaoetal.，2022）。在雙重屬性的共同作用下，從事這種道德矛盾行為會讓個體產生“我是誰”、“我該如何做\"的不確定性（Tenbrunseletal.，2010；Wangetal.，2022）。這種不確定性既來源于不道德親家庭行為本身的道德困境——違背組織道德規范來追求家庭利益和遵守組織道德之間的沖突，也來源于員工對自身家庭角色和社會責任認知的模糊與混亂（Liuetal.，2020）。因此，根據不確定性-認同理論，員工從事不道德親家庭行為后會尋求家庭認同（FamilyIdentification），以此緩解在不道德親家庭行為雙重屬性的綜合作用下產生的不確定性。家庭認同是指個體與家庭的一致性或歸屬感的感知，反映了個體對家庭身份認可與接受的程度（Bagger etal.， 2008;Dumasamp; Stanko，2017；嚴鳴，鄭石，2024）。這種認同具有動態性和情境性，可以隨著時間和情境的變化而動態調整（Bernardes，1985；Cigoliamp;Scabini，2006）。此外，盡管不道德親家庭行為違背了組織普遍的道德標準，但這種行為所體現的對家庭利益的維護可能促使作為家庭成員的員工對不道德行為進行道德評價，從而增強他們的家庭認同感。因此，結合不確定性-認同理論的核心邏輯和不道德親家庭行為的雙重屬性，本研究認為家庭認同是不道德親家庭行為的近端結果，并作為中介機制連接不道德親家庭行為對員工后續行為的影響。

此外，不確定性-認同理論提出，認同不僅幫助個體明確自己是誰以及應該如何去表現，還提供了個人努力和資源流動的方向—促使個體在其認同的領域內積極投入，并展現出與認同身份相契合的行為，減少不契合的行為（Hogg，2007，2022）。根據該理論，本研究預期在參與不道德親家庭行為后，員工會提升家庭認同感，這有助于減少家庭不文明行為（FamilyIncivility，被定義為意圖模糊、違反家庭相互尊重規范的低強度越軌行為；Limamp;Tai2014，p.351），但也會削弱其在工作場所的正面行為表現，即組織公民行為（OrganizationalCitizenshipBehavior，被定義為員工從事的任何有利于組織的自由裁量的個人角色外行為;Organ etal.，2006，p.3）。我們將家庭不文明行為的減少作為不道德親家庭行為在家庭領域的間接后果，因為當員工認同其家庭時，他們會優先把資源分配到家庭領域而非工作領域，并執行與其家庭身份一致的行為，減少不一致的行為（嚴鳴，鄭石，2024）。家庭不文明行為違反家庭相互尊重的規范，是破壞家庭身份的一種行為（Limamp;Tai，2014），當不道德親家庭行為提升家庭認同時，員工會減少從事這種不符合家庭身份的行為。此外，我們聚焦于組織公民行為的減少作為不道德親家庭行為在工作領域的間接后果，因為不確定性-認同理論指出個體傾向于支持認同的群體，但不愿為外部群體做出額外貢獻（Hogg，2007，2022）。當員工對家庭的認同感增強時，他們可能會更多地將情感和資源投人到有利于家庭的行為當中，從而較小可能表現出旨在幫助組織的自愿性和超越工作職責的行為，即組織公民行為。因此，本研究優先考慮家庭不文明行為和組織公民行為，不僅因為它們對家庭和諧和工作的重要性，還因為它們在不確定性-認同理論的理論框架內，從而產生一個連貫而簡潔的框架來理解不道德親家庭行為的綜合后果。

本研究進一步探討上述效應的邊界條件，提出道德認同中心性（Moral Identity Centrality）在其中的調節作用。道德認同中心性是指個人根據典型的道德特征（如關心他人、公平、勤奮和樂于助人）來定義自己的程度（Aquino amp; Reed，2002；Heet al.，2014）。不確定性-認同理論的相關研究表明，這種根據道德特征來定義自我的程度對于個體評價不道德親它性行為具有重要影響，進而成為調節不道德親它性行為影響后效的關鍵因素（Chenetal.，2023；Tangetal.，2022）。較高的道德認同中心性將激活自我道德認知并以之規范個體行為（Heetal.，2014），從而弱化不道德親家庭行為與家庭認同的積極關系。本研究引人道德認同中心性作為調節變量，不僅有助于更全面地理解不道德親家庭行為的影響機制，還能為組織應對此類行為提供有針對性的建議。此外，先前的研究雖然探討了一些不道德行為對員工后續積極或消極行為反應的影響（Lianetal.，2022;Liuetal.，2021），但多基于橫截面問卷或日記研究，未能揭示其長期效應。鑒于先前研究指出，不道德親它性行為（例如，不道德親組織行為）所帶來的積極影響往往短暫，長期可能偏離其親社會初衷，對組織及利益相關者造成損害（Umphressetal.，2010）。本研究預期不道德親家庭行為的積極影響具有時效性，并進一步探討其積極后效的時間窗效應，考察其是否隨時間流逝而減弱甚至反轉。圖1展示了本研究的理論模型。

本研究的理論貢獻主要體現在以下四個方面。第一，本研究通過將不道德親家庭行為的關注點從前因研究轉向后果研究并探討其后果隨時間的動態變化，有助于推動不道德親家庭行為的研究更加全面深入，為相關領域的研究提供新的思路和啟示。第二，本研究通過對家庭認同中介作用的探究，揭示了不道德親家庭行為對員工工作和家庭生活產生影響的內在機制，深化了對不道德親家庭行為影響機理的理解。第三，本研究對道德認同中心性調節作用的考察，為不道德親家庭行為何時在員工工作和家庭發揮作用提供了重要著眼點，進一步豐富了不道德親家庭行為研究的理論根基，也能為組織干預不道德親家庭行為提供管理啟示。第四，本研究依托不確定性-認同理論框架開展不道德親家庭行為的影響后效和機制研究，既揭示了不道德親家庭行為的矛盾性質，同時也為工作-家庭界面交叉研究領域做出了貢獻。

1.1 不道德親家庭行為與家庭認同

根據不確定性-認同理論（Hogg，2007），本研究提出，員工從事不道德親家庭行為會引發其家庭認同感。不確定性-認同理論表明，人們天生有動機去減少關于“我是誰\"和“我該如何做\"的不確定感，而加入或認同一個群體是人們減少關于自我的不確定感的有效途徑（Hogg，2012，2022）。不道德親家庭行為是一種道德矛盾行為（Liuetal.，2020），參與這類行為的個體容易在違背組織道德規范來幫助家庭獲利和遵守組織道德之間感到迷茫，從而產生關于自我行為的不確定性。根據不確定性-認同理論的核心邏輯，不道德親家庭行為將驅動員工尋求家庭認同，以減少不確定性帶來的不適感。不道德親家庭行為具有雙重特性一—行為的初衷是使整個家庭或特定的家庭成員受益，但其本質是不道德的，涉及濫用組織資源，以犧牲組織利益為代價（Liuetal.，2020;Chengetal.，2022）。正如“夏娃想要蘋果，但知道不應取食”（Bazerman et al.，1998，p.225），員工在進行不道德親家庭行為時也認識到這種行為是不道德的。此時，他們會面臨“想要”自我和“應該”自我的困惑和矛盾體驗。在不道德親家庭行為的情境下，員工的“想要”自我是為家庭獲得直接利益，而他們的\"應該”自我是成為一個有道德的組織成員。當員工進行不道德親家庭行為時，“應該\"自我（即成為一個有道德的人）和不道德行為（即不道德親家庭行為）之間的沖突可能導致員工產生“我是誰\"的困惑。根據不確定性-認同理論，這種不確定感會驅使員工增強家庭認同來解決關于其身份疑慮。因為當員工認同其家庭時，他們不僅能夠明確自己在社會中的定位一—即作為一名出色的家庭成員，還錨定了其思考、感受及行為方式（Hales amp; Williams，2018;Hogg，2007，2022）。此外，不道德親家庭行為并存親家庭行為的初衷與違背組織道德規范的特性，凸顯了家庭和工作角色之間出現的不兼容的行為期望，員工會在違背組織道德標準來幫助家庭還是遵守組織道德規范之間感到迷茫與掙扎（Hou etal.，2023；Liu etal.，2020，2023）。因此，當員工從事此類行為時，將產生“我該如何做\"的不確定感。依據不確定性-認同理論，員工將增強家庭認同，從而將不道德親家庭行為合理化為符合家庭身份和價值觀的行為方式，以減少該如何行為的不確定性?；谏鲜龇治觯狙芯刻岢鲆韵录僭O：

假設1：員工從事不道德親家庭行為會提升家庭認同。

1.2 家庭認同的中介作用

本研究預期家庭認同會降低員工的家庭不文明行為。家庭不文明行為相較于工作場所中的同類行為更為隱蔽，常被忽視，然而其對組織與家庭均有不容忽視的消極影響（Sharmaamp;Mishra，2021）。因此，確定能有效抑制家庭不文明行為的因素成為理論與實踐研究關注的重點議題。本研究認為，家庭認同是其中的關鍵因素。不確定性-認同理論提出，一旦個體認同某一群體并視自己為其成員，便會自覺擁有該群體的典型特質和屬性，并能夠明確自己是誰以及應該如何去表現（Hogg，2022）。根據不確定性-認同理論，當員工對家庭產生認同，他們會視自己為家庭的重要成員，并了解自己應該對家庭的態度以及行為規范（Hogg，2007，2022）。這種認同會促使員工將家庭利益與自身利益緊密結合，以家庭利益為導向規范自身行為（Putnam，2007）。因此，家庭認同感強的員工更不可能參與傷害家庭的破壞性行為，如忽視或傲慢對待家庭成員等不文明行為。不確定性-認同理論的相關研究也顯示，家庭認同與員工的家庭責任感緊密相連（崔麗娟等，2013）。這種責任感促使他們在家庭中營造平等、互愛和尊重的關系，從而更不可能貶低、侮辱或在社交活動中排斥家人，即家庭不文明行為。此外，家庭認同反映了個體對家庭群體或家庭領域的認可程度，認同家庭的員工會執行和家庭身份一致的行為（嚴鳴，鄭石，2024）。家庭不文明行為破壞了尊重規范和家庭身份（Limamp;Tai，2014），因此，家庭認同高的員工可能不會從事家庭不文明行為。本研究提出以下假設：

假設2：家庭認同會降低員工的家庭不文明行為

不道德親家庭行為的雙重特性引發員工關于自我的不確定性，并通過提高其家庭認同來解決關于自我身份的疑慮。而由不道德親家庭行為提高的家庭認同感使員工避免從事不符合其家庭身份的行為，進而降低家庭不文明行為。綜上，結合假設1中對不道德親家庭行為與家庭認同積極關系的推論以及假設2中對家庭認同與家庭不文明行為消極關系的預期，本研究提出以下假設：

假設3：不道德親家庭行為通過增強員工的家庭認同減少家庭不文明行為。

本研究認為家庭認同降低員工的組織公民行為。作為一種角色外行為，組織公民行為并未納人組織正式的獎勵體系，員工可自由決定是否實施此類行為（孫旭 等，2014）。不確定性-認同理論提出，群體認同提供了群體原型，這一原型界定了與群體身份一致的行為模式；相應地，群體成員傾向于展現與內群體成員身份相一致的行為，而非符合外群體成員身份的行為（Hogg，2007;Rast et al.，2012）。家庭認同作為一種群體認同的形式，在提供個體確定感的同時，減少了他們在工作場所進行額外貢獻的動機，因為家庭認同的增強可能導致員工更多地關注家庭角色，將更多的精力投人到家庭生活中，而不是工作場所的非正式、自愿性行為（Choiamp;Hogg，2020）。特別地，不確定性-認同理論指出，個體會偏愛其所認同的群體，并表現出參與內部群體行為的意愿，但往往不愿為外部群體“付出額外的努力”（Belavadi et al.，2020; Hogg，2022）。因此，依據不確定性-認同理論的邏輯，具有較高家庭認同感的員工更可能選擇和執行符合其家庭身份所期望的行為，而不太可能為組織做出超出職責范圍的貢獻，例如參與組織公民行為。此外，研究表明，員工的家庭認同程度越高，越傾向于為家庭付出額外的精力，他們會維護自己的家庭利益，偏好把資源分配到家庭領域而非工作領域，并努力阻止家庭領域的資源流動到工作領域（嚴鳴，鄭石，2024）。換言之，家庭認同為員工指明了付出與努力的方向，促使他們將資源和精力集中于家庭，如處理家務和陪伴家人，從而可能減少參與組織公民行為。因此，家庭認同與組織公民行為之間可能存在消極關系。本研究提出以下假設：

假設4：家庭認同會降低員工的組織公民行為

基于上述分析，結合假設1對不道德親家庭行為與家庭認同之間積極關系的假設，以及對家庭認同與組織公民行為之間消極關系的預期，本研究進一步提出以下假設：

假設5：不道德親家庭行為通過增強員工的家庭認同降低組織公民行為。

1.3道德認同中心性的調節作用

本研究提出，道德認同中心性調節不道德親家庭行為與家庭認同的積極關系。根據不確定性-認同理論，個體對自我道德特征的認同程度，不僅影響其對不道德親它性行為的評判，更是調節該行為后續影響的關鍵因素（Mooreamp;Gino，2013;Tangetal.，2022）。道德認同中心性是指個體以關心他人、公平、勤奮和樂于助人等道德特征為核心來自我定義的程度（Aquinoamp;Reed，2002；He etal.，2014）。這種人格特質猶如道德指南針，在道德沖突中穩固個體的自我調節過程（Chenetal.，2023;Mooreamp;Gino，2013）。因此，根據不確定性-認同理論，道德認同中心性可能調節不道德親家庭行為與家庭認同的關系強度。具體而言，具有較高道德認同中心性的員工會將道德身份置于自我概念的核心位置，他們會激活關于道德認同的自我認知來指導和規范他們的行為（He etal.，2014;Matherne et al.，2018）。因此，盡管不道德親家庭行為可能引發家庭與工作身份的沖突或不確定感，但道德身份的核心作用使他們在行動時更受“道德\"自我驅動，其所面臨的“想要\"自我（追求家庭利益）與“應該”自我（成為有道德的組織公民）之間的不確定感減少，進而削弱不道德親家庭行為與家庭認同之間的積極關系。與此相反，在道德認同中心性較低的情況下，員工的道德身份在個體自我定義中的重要程度下降（McFerranetal.，2010）。他們在從事不道德親家庭行為時所面臨工作身份和家庭身份的不確定感會更加顯著。為應對這種不確定性，員工對家庭的認同也隨之提高。換言之，低的道德認同中心性將強化不道德親家庭行為與家庭認同之間的積極關系。本研究提出以下假設：

假設6：道德認同中心性在不道德親家庭行為和家庭認同之間起調節作用，當道德認同中心性較高而不是較低時，不道德親家庭行為和家庭認同之間的正向關系更弱。

結合假設3和假設5中關于不道德親家庭行為通過家庭認同對家庭不文明行為和組織公民行為產生間接影響的假設，本研究進一步提出有調節的中介效應假設：

假設7：道德認同中心性調節不道德親家庭行為通過家庭認同對家庭不文明行為的間接影響，當道德認同中心性較高而不是較低時，不道德親家庭行為通過家庭認同對家庭不文明行為的間接影響更弱。

假設8：道德認同中心性調節不道德親家庭行為通過家庭認同對組織公民行為的間接影響，當道德認同中心性較高而不是較低時，不道德親家庭行為通過家庭認同對組織公民行為的間接影響更弱。

1.4 研究概覽

本研究采用多種研究設計和多樣本方法，包括實驗研究（研究1）、問卷調查研究（研究2）和縱向追蹤研究（研究3），以全面驗證研究模型。三個研究之間的關系是遞進且互補的。研究1確立了不道德親家庭行為與家庭認同的因果關系，并檢驗道德認同中心性的調節作用；研究2通過三階段配對問卷調查研究，驗證了完整的理論模型；研究3則通過5次縱向調查，探討了不道德親家庭行為的時間窗效應。多種研究方法結合不僅增強了對研究假設的實證支持，還提高了研究的內外部效度（Qinetal.，2020;Zhu etal.，2023）。

2 研究1：不道德親家庭行為直接后果和邊界條件的實驗研究

2.1 方法

2.1.1 樣本和程序

本研究通過見數平臺（www.credamo.com）招募實驗被試。見數是一個可靠的在線調查平臺，在以往的研究中得到了廣泛的應用與認可（Gongetal.，2020；欒墨，李俊澎，2022）。實驗分為兩個階段進行。第一階段，在平臺工作人員的協助下招募到400名企業全職員工完成道德認同中心性的問卷測量。研究者通過問卷指導語向參與者說明，他們參與的是一項分為兩階段的實驗研究。研究中的所有測量均保證匿名，參與者的回答僅供進行數據統計分析之用，他們可隨時參加或退出研究。為確保兩階段的追蹤調研順利進行，問卷首頁要求參與者提供姓氏和手機號碼后4位，便于實驗操作和數據匹配。400名被試的平均年齡為32.85歲（ SD=8.89 歲）；其中 52.8% 為女性; 57.5% 為已婚；受教育程度在本科及以上占 76.2% ；工作年限在2年以下占 15.3% 02＼～4年占 23% ，5＼～7年占 23% ，8＼～10年占 11.5% ，10年以上占 27.3% ： 64.5% 為基層員工， 24.5% 為基層管理者， 7.5% 為中層管理者， 3.5% 為高層管理者。在這一測量中，所有的參與者都通過了注意力測試題（即“請對這個問題選擇‘非常不同意\"\"）。所有完成道德認同中心性問卷調研的被試都獲得5元人民幣報酬。

借鑒以往的研究經驗（Tianetal.，2020;Zhu et al.，2023；田錄梅等，2018），研究者在第二階段根據400位參與者的道德認同中心性得分，選出120名高道德認同中心性的員工（得分前 30% 和120名低道德認同中心性的員工（得分后 30% 參與接下來的實驗。采取此分層抽樣方法可以確保所選樣本在道德認同中心性這一關鍵變量上具有代表性和顯著差異，從而提高研究結果的外部有效性。在高道德認同中心性組， 45% 為男性，平均年齡為32.94歲0 ?SD=10.20 歲）， 50% 為已婚; 75% 的參與者擁有本科及以上學歷。在低的道德認同中心性組， 56.7% 為男性，平均年齡為34.21歲 （SD=8.94 歲）， 62.5% 為已婚; 75.9% 的參與者擁有本科及以上學歷。研究者將高、低道德認同中心性組的參與者隨機分成兩個亞組，形成4個實驗小組。根據被試填寫的姓氏和手機號碼，研究者將4組被試名單返回給負責本次實驗調研的平臺工作人員，由平臺工作人員聯系對應的參與者完成不道德親家庭行為的實驗操縱。剔除沒有參加第二階段實驗操縱（9人）和沒有通過的注意力檢查題（5人）的參與者后，最終有59名高道德認同中心性的被試（女性31人，占 52.5% 完成了高不道德親家庭行為的實驗操縱，55名高道德認同中心性的被試（女性31人，占 56.4% 完成了低不道德親家庭行為的實驗操縱，55名低道德認同中心性的被試（女性24人，占 43.6% 完成了高不道德親家庭行為的實驗操縱，和57名低道德認同中心性的被試（女性23人，占 40.4% 完成了低不道德親家庭行為的實驗操縱。在本階段每位參與實驗的被試都額外獲得10元人民幣的報酬。

2.1.2 實驗操縱

在啟動實驗之前，研究者在實驗材料的首頁向被試介紹這項研究。在實驗材料的指導語中指示被試認真、仔細、完整地閱讀情景實驗的材料，并假設自己是A醫療保健品公司的銷售員，工作職責是根據A公司的政策銷售產品，被試需要盡可能想象自己正在實際面臨材料中描述的情景。

對于不道德親家庭行為的操縱，本研究將借鑒以往的研究經驗（例如，Qinetal.，2020；Wangetal.2022），根據Liu等人（2020）提出的不道德親家庭行為定義的三個方面（即不道德、非正式要求以及有利于家庭或家庭成員的意圖）和量表題自編制實驗材料。在不道德親家庭行為的情景中，材料設計的場景行為是不道德的并且旨在使家庭或家庭成員受益。具體而言，接受高不道德親家庭行為實驗操縱的參與者（即實驗組）會閱讀以下場景材料：

你是A公司醫療保健品銷售員，負責產品銷售。A公司政策允許銷售員根據顧客購買情況贈送贈品（試用裝），以提升顧客購買欲和銷售業績。每次給顧客贈送多少由員工根據情況自行決定，但員工每個月能領取到的贈品數量根據上月業績浮動，業績越高能領取到的贈品數量越多。盤點時，你發現本月銷售額與上月持平，但贈品結余多10份。由于你負責記錄并匯報贈品使用情況，公司其他人無法復查贈品的具體去向。你決定利用工作之便，將公司這些贈品帶回家給家人使用。并且，為了家人能夠更好地使用這些贈品，你將一些公司規定不能向顧客透露的信息告訴了你的家人。實際上，為了幫助家庭，你會在工作時間利用公司的資源處理與家庭相關的問題。

接受低不道德親家庭行為實驗操縱的參與者（即控制組）會閱讀到日常工作場景材料，沒有選擇做出不道德親家庭行為：

你是A公司醫療保健品銷售員，負責產品銷售。A公司政策允許銷售員根據顧客購買情況贈送贈品（試用裝），以提升顧客購買欲和銷售業績。每次給顧客贈送多少由員工根據情況自行決定，但員工每個月能領取到的贈品數量根據上月業績浮動，業績越高能領取到的贈品數量越多。盤點時，你發現本月銷售額與上月持平，但贈品結余多10份。由于你負責記錄并匯報贈品使用情況，公司其他人無法復查贈品的具體去向。你決定如實結算并向公司匯報贈品的剩余情況。

在完成實驗操縱后，參與者填答不道德親家庭行為的操縱檢查項目，完成家庭認同的測量，并報告他們的人口學統計信息。

2.1.3 測量工具

本文的3個研究涉及的量表均源自國外權威期刊公開發表的成熟量表，這些量表經過廣泛驗證，具有較高的信度和效度。鑒于這些量表原為英文設計，本研究嚴格遵循Brislin（1986）翻譯-回譯程序，將英文條目翻譯成中文。研究1中的量表均采用Likert5點計分，其中1代表\"非常不符合”，5則代表\"非常符合”。

道德認同中心性。使用He等（2014）開發的道德認同中心性量表來評估參與者的道德認同中心性水平，量表共5個題項。首先讓被試閱讀描述個人道德特征的9個關鍵詞：關心、富有同情心、公平、友好、慷慨、樂于助人、勤奮、誠實、善良。然后回答相應的量表的題項，示例題項如：“具有這些特征是明確我是一個怎樣的人（\"我是誰\"）的重要組成部分。\"（Cronbach's a=0.95 ）

家庭認同。根據以往的研究經驗（Baggeretal.，2008；崔麗娟 等，2013），將Mael和Ashforth（1992）開發的組織認同量表中的“組織\"全部改為“家庭\"來評估參與者的家庭認同程度，共6個題項。研究者在引導語中將其置于實驗材料描述的情景下，示例題項如，“在經歷了上述情景之后，當有人稱贊我的家庭或家人時，我感覺這也是對我個人的贊賞?！保–ronbach's a=0.80 。

操縱檢查題目。借鑒以往選擇操縱檢驗題目的經驗（Kuhnen，2010；衛旭華等，2022），并結合Wang等（2022）的推薦，本研究對不道德親家庭行為的操縱檢驗題目由5個題項組成。具體的題項包括：“在上述情景中，客觀地說，我的做法是不道德的”；“在上述情景中，我這樣做的目的是為了使我的家庭或家人受益”；“在上述情景中，如果能幫助我的家人，我會把公司的資產或物品帶回家給家人使用”；“在上述情景中，如果能讓家人獲得利益，我會向他們透露一些公司的機密信息\"和“在上述情景中，為了幫助我的家庭，我會在工作時間使用公司的資源處理與家庭相關的問題”。前兩個題項分別反映了實驗場景中不道德親家庭行為的性質一一不道德的并且旨在使家庭或家庭成員受益。后三個題項出自不道德親家庭行為量表，反映了實驗的情景材料所體現的不道德親家庭行為的特定方面。這5個題項能捕捉到我們實驗操縱的核心要素，即不道德親家庭行為的特定方面，能夠準確反映我們的操縱效果。

2.2 研究結果

2.2.1 操縱檢驗結果

獨立樣本 t 檢驗顯示，高不道德親家庭行為組0 M=4.02 ， SD=0.33 ， n=114， 的被試報告的不道德親家庭行為得分顯著高于低不道德親家庭行為組0 M=2.08 SD=0.38 ， n=112 ， 5 plt; 0.001，平均差異 =1.94 。結果表明研究1對不道德親家庭行為的實驗操縱是成功的。此外，高道德認同中心性組 （M=4.46 SD=0.38 n=114） 的被試報告的道德認同中心性得分也顯著高于低道德認同中心性組 M=1.96 ， SD=0.35 ， n=112? ）， 50.91， plt;0.001 ，平均差異 =2.50 ，這表明研究1對道德認同中心性的實驗操縱也是有效的。

2.2.2 假設檢驗結果

表1列出了研究1中變量的均值、標準差和相關性分析結果。

單因素方差分析（ANOVA）結果表明1，相比低不道德親家庭行為組（ M=2.67 ， SD=0.44? ，高不道德親家庭行為組 （M=3.18 SD=0.76） 被試報告的家庭認同水平更高， F（1，224）=37.15 ， plt;0.001 。因此，假設1提出的不道德親家庭行為提升員工的家庭認同得到支持。此外，道德認同中心性在不道德親家庭行為和家庭認同關系間的調節效應顯著，F（1，222）=28.51，plt;0.001 。進一步地，如圖2所示，簡單效應分析表明，在道德認同中心性水平較低的情況下，高不道德親家庭行為組報告的家庭認同 （M=3.70 0 SE=0.07 顯著高于低不道德親家庭行為組報告的家庭認同 M=2.82 ， SE=0.07 ） F （1，222）= 87.22 ，平均差異 Θ= 0.88 ， SE=0.09 ， plt; 0.001， 95% 5%CI=[0.69，1.06] ；在道德認同中心性水平較高的情況下，高不道德親家庭行為組 M=2.69 SE=0.07; 與低不道德親家庭行為組（ ?M=2.52 ， SE= 0.07）的家庭認同水平沒有顯著差異， F （1， 222）= 3.37，平均差異 =0.17 ， SE=0.09 ， p=0.068 ， 95% CI=[-0.01，0.36] 。因此，假設6得到支持。

實驗結果表明，不道德親家庭行為有助于增強員工的家庭認同感，但道德認同中心性會減弱這種積極聯系。通過研究1，我們確立了不道德親家庭行為和家庭認同之間的因果關系，并揭示了道德認同中心性的調節作用。然而，研究1只檢驗了本文理論模型的一部分，未能檢驗提出的家庭認同的中介效應假設和有調節的中介效應假設。此外，實驗研究中變量的測量采用自我報告方式，可能產生共同方法偏差。因此，為了彌補這些不足并檢驗完整的理論模型，研究2將進行一項多來源-多時點問卷調查研究。

3 研究2：不道德親家庭行為全模型問卷調查研究

3.1 方法

3.1.1 樣本和程序

研究樣本主要來自西南和華南地區的全職員工、他們的家庭成員以及主管。涉及的行業包括制造業 （7.9%） 、服務業 （30.5%） 、金融 （9.3%） 、教育（20.6%） 、建筑 （5.3%） 和其它 （26.5%） 。由于是需要三方配對的多階段調研，研究者首先對選取的員工進行了篩選，標準為：（1員工應至少與一名家庭成員（包括配偶、子女、父母、兄弟姐妹等）共同居??；（2）家庭成員和主管均同意參與調研。研究者首先和同意參加調研的員工簡要介紹了研究目的、三階段問卷調查流程以及自愿參與、隨時退出的原則同時強調問卷填答數據的匿名性、保密性以及真實作答的重要性。隨后，提供電子問卷鏈接，邀請員工提供姓氏、手機號后4位以及主管、家庭成員名單。焦點員工、家庭成員和主管都要求在問卷首頁填寫焦點員工本人的姓氏和手機號碼后4位，以便匹配三輪調研數據。最后，本研究在獲得員工、家庭成員和主管的同意后開始正式調研。每次調研之間的時間間隔為兩周。在時間點1（T1），員工完成不道德親家庭行為和道德認同中心性的問卷，并回答注意力測試題和報告人口學信息，共收集有效問卷480份。第二階段（T2），員工填答家庭認同問卷，回收問卷447份。在時間點3（T3），家庭成員評價員工的家庭不文明行為，主管評價員工的組織公民行為，分別回收350份家庭成員問卷和336份主管問卷。通過比對員工姓氏和手機號碼后4位，研究者進行了三階段的數據匹配，并剔除了不認真答題和未通過注意力測試題的無效問卷。最終，獲得到302份員工、家庭成員和主管一對一配對的有效問卷數據，問卷有效回收率為 62.92% 。每輪調研結束參與者均獲得5元現金或相等價值的小禮品獎勵。

在最終的樣本中，員工的平均年齡為28.21歲0 SD=7.77， ： 45% 為男性; 84.1% 的擁有本科及以上學歷； 62.9% 為已婚； 30.1% 報告需要撫養一個及以上的孩子，工作年限在2年以下占 37.7% ，2＼～4年占25.2% ，5＼～7年占 15.9% ，8＼～10年占 9.6% ，10年以上占 11.6% 。家庭成員樣本中，平均年齡為40.65歲（SD=11.82 歲）； 48.7% 為男性; 61.9% 的家庭成員有本科及以上學歷。主管樣本中，平均年齡為33.17歲 （SD=8.76 歲）； 48.7% 為男性; 82.1% 的主管擁有本科及以上學歷，工作年限在2年以下占 4.3% 2＼～4年占 34.4% ，5＼～7年占 14.6% ，8＼～10年占 12.3% ，10年以上占 34.4% ： 59.3% 為基層管理者， 36.8% 為中層管理者， 4% 為高層管理者。

3.1.2 測量工具

研究2所使用的量表同樣遵循了翻譯-回譯程序，將英文條目翻譯為中文（Brislin，1986）。除非特別說明，本研究中的量表均采用Likert5點計分，其中 1= “非常不符合”， 5= “非常符合”。

不道德親家庭行為（T1）。使用Liu等（2020）開發的不道德親家庭行為量表測量員工的不道德親家庭行為，共7個題項。本研究采用自我報告的方式測量不道德親家庭行為。文獻表明，采用自我報告的方式測量不道德行為比他人報告更準確，因為一些不道德行為具有隱蔽性，并且自我報告可以直接捕捉從事不道德行為的動機（Berryetal.，2012;Umphressetal.，2010）。同理，不道德親家庭行為的特點決定了采用自我報告方式的合理性，因為不道德親家庭行為以個人對家庭有利的動機為中心，外部觀察者（如領導者）可能難以評估其潛在動機（Chengetal.，2022）。示例題項如“為了讓家人獲得優勢/利益，我會向他們透露一些公司機密信息?！保–ronbach's a=0.93

道德認同中心性（T1。道德認同中心性的測量量表與研究1相同。借鑒以往對人格特征類變量的測量方法（He etal.，2014;Podsakoffamp;Organ，1986），本研究采用自我報告的方式測量員工的道德認同中心性。示例題項如\"具有這些特征是明確我是一個怎樣的人的重要組成部分?！保–ronbach's a=0.90^? 0

家庭認同（T2）。家庭認同的測量量表與研究1相同。示例題項如“我把家庭或家人的成功視為自己的成功?！保–ronbach's a=0.82 ）

家庭不文明行為（T3）。采用Lim和Tai （2014）使用的家庭不文明量表，共6個題項。由家庭成員對員工發起的家庭不文明行為進行評價，將量表指示語設置為“在過去的一年里，該家庭成員對家庭中的人（例如，父母、配偶或子女）表現出以下行為的頻率有多高？\"示例題項如“該家庭成員忽視家人的言論和觀點。\"采用Likert5點計分，1代表\"從不”，5代表“總是”。（Cronbach's a=0.89 ）

組織公民行為（T3）。采用Farh等（2007）開發的組織公民行為量表，共9個題項。由主管評價員工的組織公民行為，示例題項如\"該員工幫助新員工適應工作環境?！保–ronbach's a=0.93 ）

控制變量。根據以往的研究經驗，員工的性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、養育孩子人數和工作年限會影響其從事不道德親家庭行為、組織公民行為或家庭不文明行為的程度（De Clercqet al.，2018；Ng amp;Feldman，20o8；Sharma amp;Mishra，2021）。因此，在本研究將這些人口學變量作為控制變量進行控制。

3.1.3 數據分析策略

本研究采用SPSS22.0和MPLUS7.4對調研數據進行分析。首先，使用MPLUS7.4進行驗證性因子分析，檢驗共同方法偏差和核心變量之間的區分效度。然后，使用SPSS22.0進行Harman單因子檢驗、描述性統計分析、相關分析和信度檢驗。隨后，使用MPLUS7.4進行路徑分析來檢驗所有的理論假設。為了檢驗中介效應和調節效應，本研究運用bootstrapping進行5000次重復抽樣以獲取 95% 置信區間，并估計在道德認同中心性高和低 水平上的直接效應和間接效應大小。

3.2 結果

3.2.1 共同方法偏差檢驗和驗證性因子分析

Harman單因子檢驗結果顯示第一公因子解釋的總方差為 20.18% ，小于 40% 的臨界值，表明本研究的數據不存在嚴重的共同方法偏差問題（周浩龍立榮，2004）。此外，本研究還使用了控制未測量的潛在方法因子法（ULMC）來檢驗共同方法偏差。結果顯示，控制未測量的潛在因子模型 （χ²=552.61 df=288 0 x²/df=1.92 ， CFI=0.94 ，TL ， SRMR O= 0.05，RMSEA ?=?_0.06） 與五因子模型（見表2）相比，模型的擬合度沒有得到明顯改善 （ΔCFI=0.04 0ΔTLI=0.04 ΔSRMR=0.00 0 ΔRMSEA=0.00） ，均低于判別標準0.05的臨界值，再次證明本研究未受顯著的共同方法偏差影響（Ayyagarietal.，2011;Podsakoff etal.，2003）。

本研究的驗證性因子分析結果如表2所示。結果表明，與其它因子模型相比，五因子模型表現出良好的擬合指數 （χ²=1071.72，df=485 ， χ²/df=2.21 CFI=0.90 TLI Γ=0.89 ， SRMR =0.05 ，RMSEA =0.06 ）表明本研究的核心變量之間的區分效度良好。

五因子模型：所有變量均獨立負荷于一個因子。

四因子模型：不道德親家庭行為 + 家庭認同；道德認同中心性；家庭不文明行為；組織公民行為。

三因子模型：不道德親家庭行為 + 家庭認同；家庭不文明行為 + 組織公民行為；道德認同中心性。

二因子模型：不道德親家庭行為 + 家庭認同 + 家庭不文明行為 + 組織公民行為；道德認同中心性。

單因子模型：將所有變量進行合并。

3.2.2 描述性統計結果

使用SPSS22.0分析本研究核心變量的平均值、標準差和相關系數，結果如表3所示。

3.2.3 假設檢驗結果

根據表4的全模型路徑分析結果可知，在控制了員工的性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、育兒人數和工作年限后，不道德親家庭行為對家庭認同有顯著的正向影響 （b=0.22 ， plt;0.001 ，假設1得到支持。家庭認同對家庭不文明行為有顯著負向影響 （b=-0.26，plt;0.001） ，假設2得到支持。此外，家庭認同對組織公民行為有顯著負向影響 （b= -0.36， plt;0.001 ，假設4得到支持。特別地，結果顯示工作年限與家庭不文明行為之間存在顯著的負相關關系，這表明隨著工作年限的增加，員工在家庭中展現出的不文明行為有所減少。這可能是因為隨著工作經驗的增長，員工發展了更好的時間管理和壓力調節技能，從而在家庭生活中表現出更高的自我控制能力，這有助于減少家庭不文明行為（Baietal.，2016：Mittaletal.，2024）。

另外，調節效應的檢驗結果顯示（見表4），道德認同中心性在不道德親家庭行為與家庭認同關系中的調節作用顯著 （b=-0.20，plt;0.001） 。簡單斜率分析表明（見圖3，在高道德認同中心性的情況下（均值加1個標準差），不道德親家庭行為與家庭認同的正向關系不顯著（ ， p=0.511? ；在道德認同中心性較低時（均值減1個標準差），不道德親家庭行為與家庭認同之間的正向關系顯著 （b= 0.41，plt;0.001） 。此外，高道德認同中心性和低道德認同中心性組的調節效應差異顯著（difference Σ=Σ -0.37，plt;0.001） 。因此，假設6得到支持。

采用bootstrapping進行50o0次抽樣的結果表明，不道德親家庭行為通過家庭認同對家庭不文明行為的間接效應顯著（estimate =-0.06 ， p= 0.003 95%CI=[-0.10，-0.02]） ，因此，假設3得到支持。不道德親家庭行為通過家庭認同對組織公民行為的間接效應顯著（estimate =-0.08 ， p=0.001 ， 95% CI=[-0.13，-0.04]） ，假設5得到支持。

有調節的中介效應檢驗結果表明，在高道德認同中心性條件下，不道德親家庭行為通過家庭認同對家庭不文明行為的間接效應不顯著（estimate Σ=Σ -0.01，p=0.536，95%CI=[-0.04，0.02]） 。在低道德認同中心性條件下，不道德親家庭行為通過家庭認同對家庭不文明行為的間接效應顯著（estimate Σ=Σ -0.11， p=0.002 ， 95%CI=[-0.18，-0.04]） 。高低組之間的差異也顯著（difference Θ= 0.10 p=0.008 95%CI=[0.04，0.18]） 。因此，假設7提出的道德認同中心性調節不道德親家庭行為通過家庭認同對家庭不文明行為的間接影響得到支持。此外，在高道德認同中心性條件下，不道德親家庭行為通過家庭認同對組織公民行為的間接影響效應不顯著（estimate ?=?_-0.01 ， ， 95% （ CI=[-0.06 0.02]）。然而，在低道德認同中心性條件下，不道德親家庭行為通過家庭認同對組織公民行為的間接影響效應顯著（estimate =-0.15 plt;0.001 ， 95% CI =（204號 [-0.24，-0.08]） 。高低組之間的差異也顯著（difference =0.13 p=0.001 ， 95%CI=[0.07，0.23] ）表明道德認同中心性調節不道德親家庭行為通過家庭認同對組織公民行為的間接影響。因此，假設8得到數據支持。

3.2.4 驚庭江位驗 穩健性檢驗

為了保證研究2結論的穩健性，我們在刪除所有控制變量后再進行數據分析。結果表明，刪除控制變量后，研究2中的假設檢驗結果的顯著性沒有發生顯著變化，所提出的假設依然成立。其中，不道德親家庭行為與家庭認同有顯著的正向關系 （b= 0.24，plt;0.001 ），支持假設1。家庭認同與家庭不文明行為 （b=-0.30 ， plt;0.001 和組織公民行為 b= -0.36，plt;0.001 有顯著的負向關系，假設2和假設4得到支持。進一步地，采用bootstrapping進行5000次抽樣的結果顯示，在刪除控制變量后，不道德親家庭行為通過家庭認同對家庭不文明行為（estimate =-0.07 p=0.001 ， 95%CI=[-0.12，-0.03]） 和組織公民行為（estimate 0 plt;0.001 ， 95% CI=[-0.14，-0.05]） 的間接影響均顯著，因此假設3和假設5分別得到支持。此外，道德認同中心性顯著調節不道德親家庭行為與家庭認同的關系 （b= -0.20，plt;0.001） ，假設6得到支持。被調節的中介效應分析結果顯示，當道德認同中心性較高時，不道德親家庭行為通過家庭認同影響家庭不文明行為的間接效應不顯著（estimate =-0.01 ， p=0.374 ，95%CI=[-0.05，0.01]） ，而當道德認同中心性較低時的間接效應顯著（estimate =-0.13 p=0.001 ， 95% CI=[-0.21，-0.06]） ，兩者的差異也顯著（difference Σ=Σ 0.12 ，p=0.004 ， 95%CI=[0.04，0.21]） 。因此，假設7得到支持。另外，當道德認同中心性較高時，不道德親家庭行為通過家庭認同影響組織公民行為的間接效應不顯著（estimate =-0.02 ， p=0.401 ， 95% CI=[-0.06，0.01]） ，當道德認同中心性較低時這一間接影響效應顯著（estimate =-0.15，plt;0.001 ， 95% ，兩者之間的差異也顯著（difference =0.14 plt;0.001 ， 95%CI=[0.07，0.22]） 0因此，假設8得到驗證。

通過采用員工、家庭成員、主管三方配對的三階段問卷調查研究，研究2不僅擴展了實驗研究，還驗證了完整的理論模型。結果表明，不道德親家庭行為雖通過增強員工家庭認同帶來積極效應（即減少家庭不文明行為），卻同時抑制了組織公民行為，道德認同中心性是上述效應的邊界條件。盡管前兩項研究明確了變量間的因果關系并驗證了理論模型，但均聚焦于不道德親家庭行為的短期積極效果。有研究表明，短期內員工的不道德親它性行為會帶來某些益處，但長期可能對員工的工作和家庭生活造成不利影響（Umphressetal.，2010）。因此，研究3將進一步開展縱向追蹤研究，探究不道德親家庭行為的積極后效是否會隨時間推移而逐漸消失甚至發生反轉。

4研究3：不道德親家庭行為積極后效的時間窗效應研究

4.1 方法

4.1.1 時間窗效應檢驗方法介紹

本研究借鑒Qin等（2018）對行為的時間窗效應檢驗方法，探討不道德親家庭行為積極后效的時間窗效應。具體而言，Qin等（2018）通過兩周的日記研究，檢驗了辱虐管理對領導者自身積極影響的時間窗效應，旨在揭示其長期后果。他們使用首個工作周的辱虐管理行為平均值作為長期指標，預測第十天領導者的恢復水平和工作投入，從而探究長期累積的辱虐管理行為的積極影響是否具有短暫性。本研究參考Qin等（2018）的研究方法，進行5次縱向追蹤調研，并利用5次縱向調研中前N次的自變量均值作為自變量在這N次的長期指標去預測其對第 _N+1 次因變量的影響。例如，本研究利用縱向調研數據，將前三次調研中不道德親家庭行為的平均值作為自變量，預測第四次調研的家庭認同以及通過家庭認同對第四次調研的家庭不文明行為的間接影響。以此探究先前累積的不道德親家庭行為對員工長期的家庭不文明行為的影響。

4.1.2 研究樣本和調研過程

本研究的調研對象主要聚焦于華南、西南地區的在職企業員工，涉及廣東、深圳、廣西、云南等地。在選擇調研對象時，要求被試至少與一名家庭成員（如配偶、子女、父母或兄弟姐妹等）共同居住。研究者向參加調研的被試出示縱向研究知情同意書，明確說明了調研目的、性質及具體細節，如調研分為5個階段進行，并強調參與者的自愿性及其隨時退出的權利。每輪調研結束，參與者均獲得5元現金獎勵。

借鑒以往研究中對時間窗效應和長期效應的檢驗方法（Matthewsetal.，2014；Qin etal.，2018;Wardetal.，2022），本研究的調研分5次進行，每次間隔兩周。參與者需要在5次調研中填答不道德親家庭行為、家庭認同和家庭不文明行為問卷，并在時間1報告他們的人口學統計信息（年齡、性別、婚姻狀況和工作任期等）。每次調研在問卷的首頁要求被試填寫自己的姓氏和手機號碼后4位，以便后期匹配5次調研數據。500名員工參加了初次施測。第二次施測回收問卷459份，問卷回收率為91.8% 。第三次施測共回收問卷387份，問卷回收率為 84.3% 。第四次施測回收問卷334份，問卷回收率為 86.3% 。第五次問卷回收276份，問卷回收率為 82.6% 。經過對5次調研數據進行匹配，共獲得259份有效數據，問卷最終有效回收率為 51.8% 。其中， 50.8% 的參與者為男性；平均年齡為32.66歲1 ?SD=7.70 歲）； 63.7% 為已婚； 51.4% 報告需要撫養孩子， 84.9% 的參與者擁有本科及以上學歷，工作年限在2年以下占 10% ，2＼～4年占 21.6% 5＼～7年占33.2% ，8＼～10年占 12.4% ，10年以上占 22.8% 。

4.1.3 測量工具

不道德親家庭行為。本研究使用的不道德親家庭行為量表與研究2相同。

家庭認同。本研究使用的家庭認同量表與研究1和研究2相同。

家庭不文明行為。本研究使用的家庭不文明行為量表與研究2相同。

控制變量。根據以往的研究經驗，員工的性別、年齡、學歷、工作年限和婚姻狀況與員工的家庭認同和參與家庭不文明行為的程度有關（DeClercqetal.，2018;Sharmaamp;Mishra，2021），因此，本研究在進行不道德親家庭行為積極后效的時間窗效應的回歸分析時控制了這些人口學信息。

4.2結果

4.2.1 測量不變性檢驗

在檢驗變量之間關系的變化之前，本研究進行了縱向調研的測量不變性檢驗，以確保研究變量在5輪調研中的意義不隨時間變化。區分效度、構型不變性和單位等值性的檢驗結果如表5所示。結果表明，各變量的構型不變性和單位等值性之間的差異：△CFI均小于0.01，△RMSEA均小于0.01，△SRMR均小于 0.02 。根據以往的判定標準，即 ΔCFIlt;0.01 ，△RMSEA lt;0.02 ，△SRMR lt;0.03 （Chen，2007;Maamp;Wei，2023），本研究的測量不變性得到支持。

4.2.2 時間窗效應檢驗結果

使用bootstrapping重復取樣5000次的分析結果顯示，在控制了員工的性別、年齡、婚姻狀況、學歷和工作年限后，第一輪調研的不道德親家庭行為均值通過第二輪調研的家庭認同對第二輪調研的家庭不文明行為有顯著負向的間接影響（estimate Σ=Σ -0.29， plt;0.001 95%CI=[-0.40，-0.19]） 。第一和第二輪調研的不道德親家庭行為均值通過第三輪調研的家庭認同對第三輪調研的家庭不文明行為有顯著負向的間接影響（estimate =-0.25 plt;0.001 ，95%CI=[-0.36，-0.15]） 。前三輪連續不道德親家庭行為均值通過第四輪家庭認同對第四輪家庭不文明行為間接影響不顯著（estimate =-0.05 0 p=0.177 095%CI=[-0.125，0.002]） 。這說明，連續前4周累積的不道德親家庭行為均值通過第六周的家庭認同對第六周的家庭不文明行為的抑制作用消失了。此外，前4次連續不道德親家庭行為均值通過第五次調研的家庭認同對第五次調研的家庭不文明行為表現出正向的間接影響，但不顯著（estimate Σ=Σ 0.01， p=0.291 95%CI=[-0.01，0.04]） 。圖4呈現了前N輪不道德親家庭行為均值對第 _N+1 輪家庭不文明行為的間接影響變化圖。這些結果表明，不道德親家庭行為對員工家庭不文明行為的抑制作用是短暫的，這一作用在4周內顯著，但4周之后逐漸減弱，并在6周后消失，甚至在長期（8周之后）表現出現反轉趨勢。

5 討論

5.1 研究結論

本文基于不確定性認同理論，采用情景實驗、多來源-多時點問卷調查和縱向追蹤研究等方法相結合，檢驗了不道德親家庭行為的影響效應、影響機制和邊界條件。研究結果表明，員工的不道德親家庭行為通過引發家庭認同具有短暫的積極效應，能夠抑制家庭不文明行為，但也會減少其在組織中的積極行為表現，即降低組織公民行為。此外，縱向研究結果表明，不道德親家庭行為的對家庭不文明行為的抑制作用雖然存在，但是不可持續，其時間窗口在6周左右。道德認同中心性在不道德親家庭行為的影響后效中起調節作用。當道德認同中心性較高時，不道德親家庭行為對家庭認同的影響以及對家庭不文明行為和組織公民行為的間接影響不顯著。

5.2 理論意義

本研究的理論意義主要體現在以下幾個方面。第一，本研究通過探討不道德親家庭行為在人類功能的兩個重要領域——工作和家庭的影響來擴展了不道德親家庭行為的研究。近年來，研究者對不道德親家庭行為的興趣迅速增長，實證研究聚焦于不道德親家庭行為的影響前因（例如，Liuetal.，2020;Wang，Chen etal.，2024;Yaoetal.，2022）。然而，現有文獻缺乏對不道德親家庭行為影響后效的知識和理論解釋（張蘭霞等，2022）。本研究是較早檢驗不道德親家庭行為后果的研究之一。本研究的結果表明，不道德親家庭行為能夠間接地降低員工從事家庭不文明行為，但也會減少其從事組織公民行為從而揭示了不道德親家庭行為對員工工作和家庭生活潛在的收益和成本。研究不道德親家庭行為的后果具有重要的理論意義，因為分析行為的后果和其中的心理機制是全面理解不道德行為的關鍵（Chenetal.，2023）。此外，不道德親家庭行為的雙重性質使其區別于傳統不道德行為（Liuetal.，2020），探討不道德親家庭行為的后果有助于從影響后效上幫助理清其與一些傳統的不道德行為之間的異同。例如，一些傳統的不道德行為（例如，不道德親組織行為）可能給組織帶來短期的利益（Umphressamp;Bingham，2011;Wang etal.，2022），但本研究對不道德親家庭行為后果的研究表明不道德親家庭行為對組織而言無論是短期還是在相對較長的時間里都是有害的，體現在對組織公民行為的負面影響上。這與Liu等（2020，p.640）的研究設想一致，他們提出不道德親家庭行為的后果應該與其他不道德行為的后果有所不同，其無論是在短期還是長期均可能損害組織利益。通過探討不道德親家庭行為的后果，本研究從影響效應上直觀地展現了不道德親家庭行為與其它不道德行為的差異。

更為重要的是，通過對不道德親家庭行為影響的關注，本研究揭示了不道德親家庭行為對家庭積極后效的時間窗效應。研究結果表明不道德親家庭行為的積極效果具有短暫性，隨時間推移（6周及以上），其與家庭認同的積極關聯以及對家庭不文明行為的抑制作用逐漸消失，甚至表現出正向促進家庭不文明行為的趨勢。盡管有些行為被指出對組織或個人有害，但卻能持續存在（Qinetal.，2018）。同樣，不道德親家庭行為雖然也廣泛被認為對組織或個人有消極影響，但長久以來在組織中卻十分普遍（Chengetal.，2022;Liuetal.，2020）。本研究揭示了不道德親家庭行為在家庭中可能帶來的短期積極效應，在一定程度上可以解釋為何這種不道德行為會持續存在。此外，本研究對不道德親家庭行為積極后效的時間窗效應的發現強調了在探索不道德行為時考慮時間窗口的重要性，因為時間的長短決定了這種行為是有利還是有害的，這進一步補充了以往的研究結論（Umphressamp;Bingham，2011）。通過對不道德親家庭行為的影響后效及其時間窗效應的探討，本研究提供了新的證據證明員工的不道德行為的后果比現有的不道德行為文獻所揭示的更為復雜和微妙。這不僅豐富了我們對不道德行為后果的理解，而且為不道德行為后果的研究開辟了新的視角。

第二，本研究除了探討不道德親家庭行為的后果之外，還有助于闡明不道德親家庭行為的本質。通過挖掘不道德親家庭行為影響的內在作用機制，本研究證明了不道德親家庭行為的復雜性在于其親家庭和不道德的矛盾性質，導致員工在幫助家庭和成為有道德的員工之間感到迷茫。本研究的結果表明，面對不道德親家庭行為的矛盾性質，員工消除迷茫和不確定感的有效途徑是強化其家庭身份—增強家庭認同。盡管現有的倫理學研究認為不道德行為會激活諸如內疚之類的負面情緒，進而影響員工后續的工作態度和行為（Liuetal.，2021; Tang et al.，2022）。但是，對不道德親家庭行為而言，情緒視角不足以揭示其不道德和親家庭共存的矛盾屬性（Liuetal.，2020;Wang，Chen etal.，2024）。本研究從不確定性-認同視角進行探索，提出并檢驗了家庭認同是鏈接不道德親家庭行為與員工后續家庭不文明行為和組織公民行為的機制，揭示了不道德親家庭行為的矛盾屬性，對其影響后續行為的過程也提供了更加深入的理解。同時，本研究中揭示的認同機制并不局限于不道德親家庭行為，而是適用于其他形式的不道德親它性行為，可以為后續不道德親它性行為影響機制的研究提供新視角。例如，基于不確定性-認同機制構建的不道德親家庭影響機制具有的潛在生成力的一個例子是，員工旨在幫助領導者的不道德行為（即不道德親領導行為，Johnsonamp;Umphress，2019）屬于不道德親它性行為的范疇，根據我們的模型可以預測，從事不道德親領導行為的員工往往會表現出更多的領導認同，而后減少對領導的不文明行為。在這一方面，本研究對認同機制的探索有助于提高不道德親它性行為文獻的簡潔性，對不道德親它性行為影響機制的研究做出了貢獻。

第三，本研究通過檢驗不道德親家庭行為的邊界機制，進一步豐富了不道德親家庭行為研究的理論根基。要了解不道德親家庭行為的影響，不僅要檢查其直接和間接后果，還要探討不道德親家庭行為帶來更強或更弱影響的邊界條件。盡管現有研究發現道德認同中心性是直接激勵道德行為和抑制不道德行為的因素（Aquinoamp;Reed，2002;Heet al.，2014），但本研究揭示了它如何放大或減弱不道德親家庭行為的影響。本研究系統地探究了道德認同中心性對不道德親家庭行為影響后效的調節作用，發現當員工的道德認同中心性水平較高時，不道德親家庭行為對家庭認同的影響以及通過家庭認同對家庭不文明行為和組織公民行為的間接影響較弱。在這樣做的過程中，本研究有助于解釋道德品質在道德矛盾的情況下幫助個體保持道德操守的作用（Mooreamp;Gino，2013;Tang et al.，2022）。本研究對不道德親家庭行為作用邊界的探討深化了對這類行為利弊條件的認識，也響應了管理學研究中關于檢驗邊界機制如何影響個體行為效應的號召（Qinetal.，2020）。同時，本研究對道德認同中心性邊界作用的發現也能讓管理者認識到更強的道德品質能引導自我調節過程，能使員工更強烈地遵守內部和外部的道德標準，從而為其干預員工的不道德親家庭行為提供管理啟示。

第四，通過將不確定性-認同理論作為整體的理論框架，本研究為工作與家庭領域的交叉研究提供了新的見解。雖然以往研究基于社會交換理論或資源保存理論探討了個人資源累積或損耗如何促進或抑制員工的不道德親家庭行為（Chenget al.，2022；Yaoetal.，2022），但是在不道德親家庭行為的背景下，基于社會交換或資源保存理論的視角存在一個明顯的不足一一缺乏對資源分配動機的探討，導致我們無法很好地理解員工為何愿意將資源分配于特定領域。事實上，員工所處的社會結構是多方面的，他們在工作領域消耗的資源（例如應對職場欺凌行為，Yaoetal.，2022）未必能從家庭獲得補充，從工作領域獲取的資源也并不必然會使用于家庭領域。不確定性-認同理論（Hogg，2007，2012）認為，個體行為受其身份認同的驅動，促使他們向自己所認同的群體或領域付出努力和投入資源。個體傾向于向其所認同的領域付出，即對領域身份的認同提供了個人努力和資源流動的方向（嚴鳴，鄭石，2024）。不確定性-認同理論可以解釋認同家庭的個體將資源分配于特定領域的原因，從而彌補以往的不道德親家庭行為研究中基于資源保存視角存在的局限。本研究采用不確定性-認同理論作為整體的理論基礎，既有效揭示了不道德親家庭行為存在的矛盾本質，也很好地解釋了認同家庭的員工為何愿意在家庭領域付出努力而非工作領域（即表現出更少的組織公民行為），同時彌補了當前研究從資源保存理論的視角整合工作-家庭文獻存在的缺陷。

5.3 實踐意義

本研究預期對管理者和員工產生以下幾個方面的實踐啟示。首先，本研究揭示了不道德親家庭行為的潛在危害，有助于引起管理者對不道德親家庭行為的重視并采取措施解決這一問題。本研究的結果表明，從事此類行為的員工會減少對組織的額外投人，如組織公民行為，這對組織構成潛在損失。因此，管理層必須采取切實措施抑制此類行為，如樹立道德榜樣、建立明確評估與懲罰標準等，這些措施能有效減少不道德親家庭行為的發生（Chengetal.，2022;Liuetal.，2023）。其次，本研究揭示了家庭認同是連接不道德親家庭行為與員工后續消極后果的心理作用機制，這為管理者提供了一個警示：雖然組織常常通過提高員工的家庭認同感來增強工作表現（Dumasamp; Stanko，2017），但在追求員工的家庭認同時，需要關注行為的道德性，以避免潛在的負面后果。管理者可以提供家庭支持政策，如采取靈活的工作時間和家庭關懷計劃等措施幫助員工改善家庭生活（嚴鳴，鄭石，2024）。同時還可以推動建設工作-家庭增益的組織文化，通過組織文化和價值觀的引導，讓員工意識到家庭認同與工作成功是相輔相成的，從而幫助員工實現工作和家庭生活的雙贏局面。此外，本研究發現不道德親家庭行為的積極后效具有短暫性，長期可能對員工的工作和家庭均產生消極影響。因此，管理者需與員工進行持續的溝通，采取案例分析、道德決策訓練等教育手段，以傳達不道德行為益處的有限性并強調長期視角和道德行為的重要性，以及這些行為如何與個人和組織的長期成功相聯系。最后，本研究的發現對于組織進行人才招聘和培訓也有所啟發。本研究結果表明，道德認同中心性是調節不道德親家庭行為后效的邊界條件。因此，管理者在招聘員工時可以加強對誠實、勤奮和樂于助人等道德特征的評估，優先選擇得分較高的候選人。對于在職員工，通過營造道德氛圍和實施道德領導等方式，也可提升道德認同中心性，從而減輕不道德親家庭行為的負面影響。

5.4 研究局限與未來研究展望

本研究也存在一些不足之處，有待后續研究進一步完善。首先，根據以往的時間窗效應和長期效應的檢驗方法，以及縱向研究中測量時間間隔（通常大于1周且小于1年）的建議（Matthewsetal.，2014;Qinetal.，2018；Wardetal.，2022），本研究在不道德親家庭行為積極后效的時間窗效應研究中采用了2周間隔和8周長度的縱向追蹤設計。但8周的追蹤時間仍然相對較短，不能揭示在更長的時間里不道德親家庭行為是否會促進家庭不文明行為。因此，未來的研究可考慮采用更長的時間間隔或追蹤時長，比如追蹤到10周甚至更長的時間，從而揭示更長時間跨度內不道德親家庭行為后效變化的規律和潛在的心理機制，幫助更深入地了解不道德親家庭行為及其長期影響。

其次，本研究依據不確定性-認同理論，揭示了不道德親家庭行為的雙重屬性一一即不道德和親家庭的沖突，并檢驗了不道德親家庭行為對家庭認同的積極影響。然而，家庭認同也可能導致不道德親家庭行為。例如，基于社會認同理論和人與環境交互模型的研究指出，認同某個群體的員工會忽視道德標準，采取表面上對群體有益卻可能損害群體外部人員利益的行為（Alniaciketal.，2022;Johnsonamp;Umphress，2019）。因此，根據社會認同理論和人與環境交互模型可以預測家庭認同可能驅動不道德親家庭行為。未來的研究可以聚焦于不道德親家庭行為與家庭認同之間因果關系的動態演變，通過設計隨機截距交叉滯后面板模型研究，將不道德親家庭行為和家庭認同相互競爭的預測關系考慮在內，分析和檢驗不道德親家庭行為對家庭認同的動態影響，從而揭示其可能存在的交叉影響關系。

再次，盡管本研究確定了家庭認同的中介機制和道德認同中心性的邊界機制，但未來還可以探索其他可能的中介機制和邊界條件。例如，矛盾身份認同（IdentityAmbivalence，Wang，Lauamp;Kim，2024;王紅麗等，2024；徐釗等，2025作為中介變量可能有助于刻畫不道德親家庭行為在家庭身份和工作身份之間存在的沖突，從而揭示不道德親家庭行為具有的矛盾特性。未來的研究可以在中介機制的探索中考慮這一可能性。對于不道德親家庭行為影響效應的邊界條件，本研究考察了員工的個體特質的調節作用，未來的研究人員在研究設計中還可以考慮組織情境因素，如組織道德氛圍對不道德親家庭行為后效的調節作用。

最后，本研究雖然根據以往的研究經驗控制了可能對組織公民行為和家庭不文明行為產生影響的人口學變量，但其它可能影響研究結論的因素需要未來的研究考慮進行控制。例如，家庭動機作為一個重要的情境因素（Liuetal.，2020），可能會影響不道德親家庭行為與其后果之間的關系，因此控制家庭動機在不道德親家庭行為與員工的工作和家庭行為關系中的作用是有必要的。未來的研究可以在實證分析中控制家庭動機，從而更準確地揭示不道德親家庭行為與其后果之間的關系。

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Acting unethical in the guise of family： The effects and mechanisms ofunethical pro-family behavior

NONG Meilan'， ZHU Yu² ， WANG Yanfei3

（1School ofEconomicsandManagement，Guangxi Normal UniversityGuilin54oo6，China） （2School ofManagement，Jinan University，Guangzhou 632，China） （ SchoolofBusinessAdministration，outh China UniversityofTechnology，Guangzhou5o64，China）

Abstract

In the context of the ongoing societal emphasis on anti-corruption and ethical integrity， unethical pro-family behaviors have garnered increasing atention. These behaviors constitute a significant yet largely unexamined facet of workplace dynamics， with prior research predominantly concentrating on their antecedents， while their potential consequences have been relatively overlooked. Gaining insights into the implications of such unethical pro-family behavior is essential for the effective management of organizational behavior. The present study addreses this gap by examining the impacts of unethical pro-family behavior on employees' work and family lives， as well as the underlying mechanisms and boundary conditions.

Drawing upon the uncertainty-identity theory，we have developed a comprehensive model to explore the consequences of unethical pro-family behavior. Utilizing a multifaceted approach that includes an experimental study， a multi-wave and multi-source field study，and a longitudinal study， we found that unethical pro-family behavior enhances employees’ family identification. Moreover， family identification mediates the relationship between unethical pro-family behavior and both organizational citizenship behavior and family incivility. Additionaly， moral identity centrality serves as a boundary condition. When employees possess a high degree of moral identity centrality，the positive influence ofunethical pro-family behavior on family identification，and its subsequent indirect effects on organizational citizenship behavior and family incivility，are mitigated. Furthermore，our longitudinal study indicates that the positive outcomes of unethical pro-family behavior are transient.Specifically，the indirect effectof unethical pro-family behavior inreducing family incivility through family identification dissipates after six weeks and may even indirectly foster family incivility after eight weeks. These findings offer novel insights into the complex and nuanced nature of the consequences of unethical pro-family behavior， which are more intricate than previously recognized.

The aforementioned findings make several significant theoretical contributions. Firstly， by shifting the focus from antecedents to consequences，we advance the understanding of unethical pro-family behavior. Secondly，by examining the mediating role offamilyidentification， we elucidate the mechanisms through which unethical pro-family behavior affects employees’ work and family lives， thereby extending our comprehension of the underlying processes.Thirdly，the investigation of the moderating role of moral identity centrality providescrucial insights into theconditions under which unethical pro-family behavior is likely to exert its effects，thereby enriching the theoretical framework of this research area and oferingvaluable implications for organizational interventions.Fourthly，by exploring the time-window effects of unethical pro-family behavior， we foster a more comprehensive and nuanced understanding of its dynamics， providing a new direction for future research in related fields. Finally， we reveal the ambivalent nature of unethical pro-family behavior， contributing to the field of work-family interface research by applying the uncertainty-identity theory.

Isunethical pro-family behavior，family identification，organizational citizenship behavior，family incivility， moral identity centrality