信任以稀为贵？下属感知被信任如何以及何时导致反生产行为*

陈 晨 张 昕 孙利平 秦 昕 邓惠如

(1中山大学管理学院, 广州 510275) (2香港中文大学管理学系, 香港 999077)

(3广东金融学院人力资源管理系, 广州 510521)

1 问题提出

在当今日益多元化的组织结构中, 信任(trust)作为工作环境中人际关系的重要组成部分, 被认为是降低组织运行成本、提高团队效率的关键(李新春, 2002; Mayer, Davis, & Schoorman, 1995; Yao,Zhang, & Brett, 2017)。过去20多年里, 信任相关研究也越来越受到研究者的关注(陈阅, 时勘, 罗东霞, 2010; 秦昕, 鞠冬, 2011; de Jong, Dirks, & Gillespie,2016; Dirks & Ferrin, 2001; Schoorman, Mayer, &Davis, 2007)。信任是指一方愿为另一方的行为承担伤害的意愿(Mayer et al., 1995)。当个体预期对方所采取的行为对自身十分重要时, 不论个体是否有能力监控另一方的行为, 个体越愿意承担对方行为可能带来的伤害, 其对另一方就越信任(Mayer et al.,1995)。现有研究发现, 上司对下属的信任会对下属工作态度与绩效等方面产生积极影响(段锦云, 田晓明, 2011; 韦慧民, 龙立荣, 2009; 于海波, 方俐洛, 凌文辁, 郑晓明, 2007)。

正如一枚硬币的两面, 下属感知被上司信任(feeling trusted)反映了下属感知到上司愿意为自己(即下属)的行为承担伤害和风险的程度(Baer et al.,2015)。信任与感知被信任是两个相关但不等同的构念(Brower, Lester, Korsgaard, & Dineen, 2009)。目前, 感知被信任的研究尚处于初步阶段。现有研究发现, 下属感知到被上司信任不仅能够提升下属的组织自尊与工作绩效(Lau, Lam, & Wen, 2014),还会提高组织责任规范与组织绩效(Salamon &Robinson, 2008)。可见, 传统智慧与现存大多数研究都认为, 下属感知被信任对下属自身及组织都是有益的。

然而, 下属感知到被信任一定是有益的吗？本文认为, 以往研究夸大了被信任的益处而忽视了其潜在成本, 被信任可能导致的消极影响并未被充分挖掘。事实上, 目前已有少量学者对此提出了质疑(王红丽, 张筌钧, 2016; Baer et al., 2015)。例如王红丽和张筌钧(2016)发现, 下属感知被信任会加重其工作负荷与工作压力, 从而增加下属的情绪耗竭。新近研究初步反映出下属感知被信任的潜在危害,但目前仅集中于个体资源角度, 关注感知被信任对员工压力与情绪耗竭的影响, 并未能完全刻画出被信任可能的负面影响(Baer et al., 2015)。鉴于此, 本文从一个全新的视角——自我评价(self-evaluation)——探讨了感知被信任对员工反生产行为的影响。反生产行为(counterproductive work behavior)指个体有意实施的、对其所在组织或利益相关者的合法利益具有或存在潜在危害的行为(Spector et al.,2006), 是常见的员工负面行为, 会给组织带来巨大损失(张永军, 廖建桥, 赵君, 2012; Bennett &Robinson, 2000; Ju, Xu, Qin, & Spector, 2019; Zheng,Qin, Liu, & Liao, 2019)。鉴于信任在组织中的重要作用, 探讨感知被信任潜在的负面影响, 挑战了被信任总是好的这一主流研究假设, 能够为感知被信任的研究提供更加全面且辩证的视角, 同时也将目前对其危害的认识从资源保存拓展到其他方面。

为解决上述议题, 本文拟基于自我评价理论(Markus & Wurf, 1987)和信任相关研究(de Jong et al., 2016; Fulmer & Gelfand, 2012; Lau et al., 2014),探索感知被信任如何以及何时导致员工反生产行为, 以期打开感知被信任消极影响的黑箱。自我评价理论认为, 个体会受到所处社会环境和社会信息的影响, 不断进行自我的认知和评价(Korman,1970), 并形成相应的自我概念(self-concept; Gecas,1982); 所形成的自我概念又会进一步影响其态度和行为(Pierce, Gardner, Cummings, & Dunham, 1989)。根据自我评价理论, 上司的信任是员工在职场中所获得的重要社会信息, 对员工的自我概念有重要影响(Mishra & Mishra, 2012; Pfeffer, 1998)。由于信任在组织中具有特殊、稀缺等属性(Graen & Uhl-Bien,1995), 这便向员工传递出获得上司信任的人是稀有而独特的信息, 从而促使员工产生自己是独特、稀缺的自我评价和自我概念, 引发心理权利感(psychological entitlement; Campbell, Bonacci, Shelton,Exline, & Bushman, 2004), 即个体觉得自己相比于其他同伴, 应该得到更多或应该受到特殊对待的即时感受(Campbell et al., 2004; Qin, Chen, Yam, Huang,& Ju, 2019; Yam, Klotz, He, & Reynolds, 2017), 进而导致反生产行为增加。此外, 本文还进一步探讨了上述作用的边界条件, 提出了员工感知到信任的稀缺性在其中的调节作用。综上所述, 本文拟从自我评价视角探讨下属感知被信任对其反生产行为的内在作用机制及其边界条件(如图 1)。本文将为感知被信任、心理权利感和反生产行为的研究做出贡献, 进一步揭示感知被信任的消极影响的作用机理。

图1 理论模型

1.1 自我评价理论与下属感知被信任

自我评价理论指出, 个体自我评价的形成受到他所处社会环境及社会信息的影响(Markus & Wurf,1987; Pettigrew, 1967), 尤其是当信息来自组织中重要的人员(例如领导), 并且信息内容是对其积极的评价时(Gecas, 1982; Turner, 1978)。结合信任相关研究来看, 领导是员工在职场中社会信息的重要来源(Salancik & Pfeffer, 1978), 且信任反映出领导对该员工积极的评价, 因此, 当员工感知到被上司所信任时, 他更可能将这一信息用于自我评价过程,基于此所形成的自我概念则会进一步影响他的知觉、态度与行为。综上所述, 自我评价理论为本研究解释下属感知被信任后的知觉与行为提供了适宜的理论视角。

1.2 下属感知被信任与心理权利感

基于自我评价理论(Markus & Wurf, 1987)与信任相关研究(Lau et al., 2014; Mayer et al., 1995), 本研究提出, 下属感知被信任会引发下属的心理权利感1本研究将心理权利感定义为一种状态类变量(state-like variable),指个体觉得自己相比于其他同伴, 应该得到更多或应该受到特殊对待的一种即时的感受(Campbell et al., 2004; Yam et al., 2017)。虽然以往的研究倾向于将心理权利感视为一种稳定的特质类变量(Harvey & Martinko, 2009), 但近期的心理学和管理学研究已经逐渐开始将其概念化为可以瞬时波动的状态类变量(例如,Vincent & Kouchaki, 2016; Qin et al., 2019; Yam et al., 2017; Zitek,Jordan, Monin, & Leach, 2010)。基于此, 本文将心理权利感定义为一种状态类变量。。信任反映了一方愿意为另一方的行为承担脆弱性的程度(Mayer et al., 1995), 行为表征包括能力依赖与信息披露等。相应地, 感知被信任则反映了个体知觉到对方愿意承担风险、暴露其脆弱性的程度(Baer et al., 2015)。

对员工来说, 感知到被上司信任具有重要象征意义, 这意味着他的能力、品格等得到了上司的认可, 成为了上司的“圈内人”, 并会在绩效评价、职业发展等方面获得竞争优势。然而上司往往只会对团队中的少数成员给予信任(Chen, He, & Weng, 2018;Graen & Uhl-Bien, 1995), 即对员工来说, 来自上司的信任具有独特、稀缺的属性, 从而向员工传递出获得上司信任的人是稀有而独特的这一社会信息。由于自我评价的过程受到社会比较的影响(Pettigrew,1967), 个体感知到自身所拥有的事物(或属性)在组织中的普遍性程度会影响其自我评价过程(Ditto &Jemmott, 1989; Jemmott, Ditto, & Croyle, 1986)。尤其是在个体拥有某些好的事物(或属性), 而这一事物(或属性)又较为稀缺时, 他们在进行自我评价时往往更倾向于夸大这一稀缺性, 从而拉大自身与他人之间的区别(Goethals, 1986; Sherman, Presson, &Chassin, 1984)。基于此, 当员工感知到被上司信任时, 他们会认为与其他团队成员相比, 自己具有更强的能力或更高的品格, 能够为组织做出其他成员无法做到的独特贡献, 是组织中稀有的存在, 即形成稀缺、独特的自我概念。而个体对自身稀缺性、独特性的感知则是影响个体心理权利感的重要因素, 员工在组织中稀缺性与独特性的自我概念越强,便越可能引发其心理权利感(Emmons, 1984; Raskin& Terry, 1988)。综上所述, 由于来自领导的信任具备稀缺、独特属性, 下属感知到被上司信任可能引发其心理权利感。据此, 我们提出：

假设1：下属感知被信任与其心理权利感正相关。

1.3 心理权利感与反生产行为

个体的心理权利感与其膨胀的自我认知(Levine, 2005)和自我中心取向(Harvey & Martinko,2009)息息相关。这一膨胀的自我认知和对报酬奖励、人际互动等方面存有不切实际的期望会引发个体互惠观念的扭曲, 进而更有可能导致个体采取消极行为(例如反生产行为)进行回应(周如意, 龙立荣,贺伟, 2016; Jordan, Ramsay, & Westerlaken, 2017;Naumann, Minsky, & Sturman, 2002)。以往研究表明,心理权利感所导致的行为结果可以通过公平理论的视角进行解释(Huseman, Hatfield, & Miles, 1987)。虽然员工通常期望自身在工作中的投入产出比是公平的, 但心理权利感会破坏这一知觉过程(Huseman et al., 1987)。心理权利感较高的人往往倾向于对自己持有过度积极的认知, 认为理想的结果要归功于自己的付出, 因此期望能够获得与自我付出相匹配的回报, 这种膨胀的自我认知和对有利结果的自我归因让高心理权利感的人坚信他们应该获得比他人更多的所得或受到更大的优待(周如意, 龙立荣,张军伟, 2018; Harvey & Martinko, 2009), 而不考虑他们实际的绩效和贡献。因此, 当这种膨胀的期望未被满足时, 个体便可能产生不公平感, 由此采取具有破坏性的反生产行为来抵消这种未满足感和不公平感(Campbell et al., 2004; Qin et al., 2019;Yam et al., 2017)2值得注意的是, 在这种情况下, 员工采取反生产行为并非是出于自利的目的(Treviño, Weaver, & Reynolds, 2006), 而是因为他们真的坚信自己被亏欠了, 反生产行为只是他们与团队及团队成员“扯平”的一种方式。对高心理权利感的个体来说, 反生产行为恰恰是他们对工作所得所采取的公平回应, 尽管他们所期望的工作所得是有偏差的、被他们的膨胀的自我认知和自我中心取向所导致夸大了的。。相关实证研究证实, 当个体具有更高的心理权利感时, 他们更有可能将自己的需求置于他人之上(Harvey & Martinko, 2009), 表现得更加自私, 更少帮助他人(Zitek et al., 2010), 以及更有可能采取越轨行为(Levine, 2005; Qin et al., 2019;Rosenthal & Pittinsky, 2006)。据此, 结合假设1, 我们提出：

假设2：下属心理权利感与下属反生产行为正相关。

假设3：下属感知被信任通过增强下属心理权利感, 进而诱发其反生产行为。

1.4 感知到信任的稀缺性的调节作用

根据前文所述, 心理权利感的产生与下属基于感知被信任所形成的稀缺、独特的自我概念有关,而这一自我概念的形成在很大程度取决于下属如何看待所在团队中的信任, 即下属感知到的自己从上司处获得的信任在团队中的稀缺程度。虽然从整体上来说, 组织中上司对于下属的信任都是稀缺的,但某些情境下(例如, 上司自身的信任倾向较低或授权较少的团队), 下属可能会更加感受到领导信任在团队中是稀缺的。当个体对所处团队中上司信任的稀缺程度知觉越高, 也就意味着拥有这一信任的员工在组织中越特别, 此时下属感知到被上司信任便更有可能引发他/她对自身稀缺和独特的评价,进而更可能引发心理权利感。相反地, 在某些情境下(例如, 上司自身的信任倾向较高或自我管理型的团队), 下属知觉到信任的稀缺程度相对较小,由下属感知被上司信任所带来的下属对自己是特别的这一知觉也随之变弱, 下属的心理权利感也会随之减弱。据此, 我们提出：

假设4：下属感知到信任的稀缺性会调节下属感知被信任与下属心理权利感的关系。具体来说,当感知到信任的稀缺性较高时, 下属感知被信任与下属心理权利感之间呈显著正相关; 当感知到信任的稀缺性较低时, 上述关系不显著。

结合假设 3与 4, 本文进一步提出被调节的中介假设：

假设5：下属感知到信任的稀缺性会调节下属感知被信任通过心理权利感影响其反生产行为的间接效应。具体来说, 当感知到信任的稀缺性较高时, 下属感知被信任通过下属心理权利感影响其反生产行为的间接效应显著; 当感知到信任的稀缺性较低时, 上述间接效应不显著。

1.5 研究概览

本研究采取多种研究设计、多样本的方法来检验研究模型, 共包括两个实验研究(研究 1、2)和一个问卷调查研究(研究 3)。这种全景式研究方法有利于为研究假设提供更加丰富且有利的实证证据(Chatman & Flynn, 2005), 进而有助于建立研究的内部和外部效度(Ju et al., 2019; Qin, Ren, Zhang, &Johnson, 2015)。

2 研究1：感知被信任对心理权利感的实验研究

2.1 研究方法

2.1.1 研究样本

在研究1中, 我们通过本文作者的校友网络招募115位来自中国不同企业的全职员工参与实验。在实验参与者中, 47%为女性, 平均年龄为 28.7岁(SD= 7.70), 参与者的平均受教育年限为16.3年(SD=1.33), 平均在企业的任期为3.92年(SD= 5.58)。参与者来自不同行业, 包括制造业(14.8%)、银行业(16.5%)、建筑业(19.1%)和其他(49.6%)。

2.1.2 实验设计与实验程序

参与者被随机分配到感知被信任组(n= 58)或控制组(n= 57), 并被要求回忆一件自己与上司在完成工作任务时的具体情境。回忆完成后, 我们要求参与者对这一互动过程进行描述。

感知被信任的操纵程序。本研究采用关键事件法对感知被信任进行实验操纵, 该方法被广泛用于社会心理学与组织行为学的实验操纵中(Aquino,Tripp, & Bies, 2001; Bobocel, 2013; Liang et al., 2016)。具体而言, 在操纵组(即感知被信任组), 我们让参与者回忆一件他/她在完成一项工作任务过程中,上司表现出对他/她信任的事情。为更好地唤起参与者的回忆, 我们同时提供了几个事例作为参考, 要求参与者所回忆的事例包括但不限于所提供的事例。事例基于感知被信任的量表(Mayer & Gavin,2005)题项改编而来, 例如“你的上司让你在对他/她很重要的工作上发挥作用”“你的上司依赖你对工作相关问题的判断, 且认为没有必要监督你的工作”等。操纵组被试所描述的内容示例如下：“7月末, 在与客户沟通完其与借款人数千万元借款合同纠纷的基本案情后, 我用一天时间草拟了一整套诉讼方案, 先后就四项重要议题进行研究并提出解决方案, 上司看完我的方案后, 表示完全没有问题。其后, 上司放心的让我与客户独立沟通, 在解答客户数轮问询后, 我们得到客户的委托, 由本团队代理本起诉讼, 协助上司创收近百万元。”

在控制组, 我们让参与者回忆一件他/她在上司的指导和带领下完成工作任务的事情3本研究将控制组设置为“低程度的信任”组而非“不信任”组, 是因为“信任与不信任并非是一个构念的两端, 信任的反面不是不信任” (Lewicki, McAllister, & Bies, 1998, p.448)。信任与不信任是两个不同的维度, 两者有共通之处, 即都暗含着对对方行为的预期(expectation)。但信任是积极的预期, 预期对方会做出对自己有益的行为; 而不信任是消极的预期, 预期对方做出伤害自己的行为(Lewicki et al., 1998)。因此, 根据这一观点, 本研究将控制组设置为低程度的信任组, 即上司需要指示和监督下属, 不会与下属分享敏感信息等。。相关事例根据感知被信任的操纵事例对应编制而成, 例如“你的上司要求你听从他/她的指导来解决对他/她很重要的问题”“你的上司相信自己对工作相关问题的判断, 且认为有必要监督你的工作”等。控制组被试所描述的内容示例如下：“有一个重要的会议需要制作 PPT, 我制作了初稿之后, 上司审阅完就指导我修改, 完成修改版本之后, 我上司还是要求我将PPT直接传给他进行再修改, 并在涉及财务商务敏感问题上没有指导我, 而是选择自己编制。”

在回忆任务完成后, 我们请参与者对他/她所回忆的情境进行描述, 并详细描写出事件发生的过程。操纵结束后, 我们要求参与者继续完成一项无关的描述任务(即邀请被试描述他们通常在周末会做什么)作为填充任务(Berger, Meredith, & Wheeler,2008)。随后, 参与者完成一份包括测量心理权利感、操纵检验及参与者人口统计学变量的问卷。

2.1.3 测量工具

本研究尽量采用以往研究中使用过的成熟量表进行调查, 以确保测量工具具有较高的信效度。在研究 1与研究 3中, 对于英文量表采用 Brislin(1980)的标准方法进行翻译和回译, 以保证测量对等性。除非特殊说明, 本文3个研究中的所有量表均采用Likert 5点量表进行计分(1 = 非常不同意;5 = 非常同意)。

心理权利感：采用Campbell等(2004)编制的心理权利感量表。该量表共包含9个题项, 例如“老实说, 我觉得我比其他人更值得嘉奖”, 本研究测量了参与者当下的感受, 内部一致性Cronbach’s α为0.84。

操纵检验：根据Mayer和Gavin (2005)编制的信任量表改编。该量表共包含10个题项, 例如“我的上司会让我在对他/她很重要的工作上发挥作用”。本研究中将其改编为“在我刚刚所回忆的事件中, 我的上司会让我在对他/她很重要的工作上发挥作用”, 内部一致性 Cronbach’s α 为 0.81。

2.2 研究结果

2.2.1 操纵检验

我们首先对实验操纵进行了检验。t检验结果显示, 操纵组的参与者所感知到被上司信任的程度(M= 3.48,SD= 0.48)显著高于控制组的参与者感知到被上司信任的程度(M= 3.18,SD= 0.41),t(113) =3.62,p< 0.001, Cohen’sd= 0.67。因此, 研究 1 对感知被信任的操纵成功。

2.2.2 假设检验

我们采用 t检验进行假设分析, 结果显示感知被信任组的参与者心理权利感水平(M= 3.15,SD=0.56)显著高于控制组参与者的心理权利感(M=2.94,SD= 0.42),t(113) = 2.24,p= 0.03, Cohen’sd=0.42。因此, 假设1得到验证。

研究1的结果表明, 下属感知被上司信任能够增强其心理权利感。通过研究 1, 我们建立了下属感知被信任与其心理权利感之间的因果关系, 但研究1也存在一定的局限性。尽管我们的理论推导并不特别限定在某些特定的文化背景下, 但我们的研究样本均来自中国, 缺乏普适性。因此, 为了解决样本局限性问题, 进一步验证我们研究结论的普适性与稳健性, 我们通过 Amazon’s Mechanical Turk(MTurk)平台招募了来自美国的全职员工作为被试,对上述研究结果进行了重复验证, 此外, 我们还进一步检验了下属感知到信任的稀缺性在其中的调节作用(即研究2)。

3 研究2：感知到信任的稀缺性调节作用的实验研究

3.1 研究方法

3.1.1 研究样本

在研究2中, 我们通过MTurk平台招募了145名来自美国的全职员工参与实验4本研究共151名被试参与实验。为保证填答质量, 参考以往研究(Liang et al., 2016), 我们在问卷中设置了质量控制题项(即“请选择‘非常同意’”), 我们排除了未通过该题测试的被试; 此外, 我们还排除了完全无关的描述(例如, 乱写无意义的文字、描述其他非工作场景中的事项等), 最终获得分析样本为145人。最终的有效样本来源在人口统计学变量方面与被排除的无效样本相比, 没有显著差异(p > 0.10), 表明本研究不存在样本损耗性偏差。。以往研究表明,通过 MTurk平台收集的数据与方便抽样收集的数据相比, 具有类似的心理测量特征(Buhrmester,Kwang, & Gosling, 2011; Qin, Huang, Johnson, Hu,& Ju, 2018)。每位被试完成实验后可获得0.4美元报酬。实验参与者中女性员工占50.30%; 白种人占73.10%, 非洲裔/西班牙裔/拉丁裔人占 14.48%, 亚洲裔占 8.96%, 美洲印第安或阿拉斯加原住民占2.76%, 其他0.70%。被试的平均年龄为36.92岁(SD=10.21), 平均的受教育年限为15.79年(SD= 2.67),平均在公司的工作年限为7.28年(SD= 7.26)。参与者来自多个行业, 其中医疗保健业占13.79%, 信息技术业占11.72%, 教育业占13.10%, 其他61.39%。

3.1.2 实验设计与实验程序

我们首先邀请实验参与者报告他们感知到的所在组织中信任的稀缺性, 随后的实验程序与研究1一致, 实验参与者被随机分配到感知被信任组(n=73)或控制组(n= 72), 并接受与研究1相同的感知被信任的操纵程序。操纵组被试所描述的内容示例如下：“我在公司资源室值班, 我的上司让我自行管理和关心使用资源室的客户。她会让我自己选择与客户之间进行哪些活动或互动, 尽管她也喜欢做决定。她非常信任我在没有她直接监督的情况下让我自行与客户进行活动。”控制组被试所描述的内容示例如下：“我需要为一个特定的 106项目写一份关于联邦应急管理局审查的报告, 因为我以前没有完成过类似的项目, 我的上司给我发了电子邮件,告诉了我项目编号, 然后给了我这个项目要遵循的要点。第二天, 我又收到了她发来的另一封邮件,内容是关于这个项目核对的, 我要把目前为止完成的内容发送给她, 这样她就能确保我是按照她在前一封邮件中列出的具体格式来做的。”

在实验操作之后, 参与者完成填充任务, 填写包括测量心理权利感、操纵检验及人口统计学变量的问卷。

3.1.3 测量工具

感知到信任的稀缺性：改编自 Vincent和Kouchaki (2016)的感知到创造力的稀缺性量表。该量表共包含3个题项, 例如“在我的工作团队中, 被上司所信任是罕见的”, 内部一致性 Cronbach’s α为0.92。

心理权利感：与研究 1一致, 本研究采用Campbell等(2004)编制的心理权利感量表, 内部一致性 Cronbach’s α 为 0.90。

操控检验：与研究 1一致, 本研究采用根据Mayer和Gavin (2005)的信任量表改编的10题项量表来进行感知被信任的操纵检验, 内部一致性Cronbach’s α 为 0.82。

3.2 研究结果

3.2.1 操控检验

与研究1一致, 我们首先对实验操纵进行了检验。t检验结果显示, 操纵组的参与者所感知到被上司信任的程度(M= 3.61,SD= 0.61)显著高于控制组的参与者(M= 2.96,SD= 0.68),t(143) = 6.11,p<0.001, Cohen’sd= 1.00。因此, 研究2对感知被信任的操纵成功。

3.2.2 假设检验

我们采用一般线性回归分析(ordinary least squares regression)进行假设分析, 具体结果如表 1所示。在表1的模型1中, 我们将感知被信任与感知到信任的稀缺性对心理权利感进行回归, 结果显示感知被信任与心理权利感正相关(β= 0.28,p=0.03), 因此, 假设1得到验证。

表1 研究2一般线性回归结果

注：an = 145。0 = 控制组; 1 = 感知被信任组。*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001。

在表1的模型2中, 我们进一步将感知被信任与感知到信任的稀缺性的交互项纳入到回归方程中, 结果显示, 该交互项与心理权利感正相关(β=0.29,p= 0.01)。简单斜率分析结果表明, 当参与者感知到所在组织中信任的稀缺性较高时, 感知被信任对其心理权利感有显著增强作用(b= 0.59,t=3.42,p= 0.001); 而当其感知到所在组织中信任的稀缺性较低时, 感知被信任对其心理权利感没有显著影响(b= −0.04,t= −0.26,p= 0.80), 二者的差异显著(b= 0.64,t= 2.59,p= 0.01)。因此, 假设4得到验证。为更加直观地表示感知到信任的稀缺性的调节作用, 本研究以调节变量的均值加减1个标准差作为分组标准, 分别对个体感知到信任的稀缺性高和低的情况下, 感知被信任与否与心理权利感间的关系进行了描绘, 具体如图2所示。

图 2 研究 2感知到信任的稀缺性在感知被信任与心理权利感之间的调节作用

研究1和2为被试感知被信任对其心理权利感的作用提供了强有力的因果证据, 并且检验了感知到信任的稀缺性对上述关系的调节作用。这两项研究都验证了理论模型的内部效度, 但都受到了外部效度的限制。因此, 我们在接下来的研究中(研究3)通过多时间点、多源的问卷调查来扩展我们研究结论的外部效度, 并同时考虑下属的反生产行为,对整体研究模型进行检验。

4 研究3：全模型问卷调研

4.1 研究方法

4.1.1 样本及程序

研究3为实地问卷调研。本研究采用多源、多时间点的取样方式。研究通过国内几所大学的校友网络招募参与者。通过这种方法, 本研究邀请了来自不同行业和职位的员工及其直接上司, 增加了样本的广泛性, 提高了调查结果的外部效度。在 T1时间点, 由下属评价自身感知被信任程度、感知到信任的稀缺性、心理权利感及人口统计学变量。T1时间点共邀请208位下属参与调查, 回收192份问卷(回收率为92.31%)。在T2时间点(一周后), 由参与T1调查员工的直接上司评价其下属的反生产行为。T2时间点共邀请62位直接上司参与调查, 回收 60份问卷(回收率为 96.77%)。为了提高问卷的填答质量, 激发填答问卷的积极性, 本研究为每位下属每次调查均提供5元人民币作为报酬, 为每位上司每次调查均提供8元人民币作为报酬。与此同时, 我们在问卷的指导语中强调了问卷严格的保密性, 以及真实作答的重要性。在将多源、多时间点的问卷逐一进行匹配, 剔除明显缺失重要变量的样本后, 本研究最终获得 60份有效的上司问卷(问卷有效率为 96.8%), 以及 187份有效的下属问卷(问卷有效率为89.9%)。平均每位上司评价3位下属。

在样本结构方面, 被调查者中 65.8%为女性,平均年龄为27.8岁(SD= 6.8), 平均的受教育年限为15年(SD= 1.9), 平均在公司的工作年限为3.1年(SD= 4.0), 员工与其直接上司共事的平均工作年限为2.3年(SD= 2.7)。此外, 被调查者来自多种类型的职位和行业。其中, 22.5%的被调查者从事行政相关工作, 18.7%从事市场相关工作, 8.0%从事技术相关工作, 16.0%从事财务相关工作, 以及34.8%从事其他类型的工作。在行业结构方面, 20.3%的被调查者来自制造业, 15.0%来自服务业, 9.1%来自银行业, 21.4%来自信息技术行业, 以及34.2%来自其他行业。

4.1.2 测量工具

感知被信任(T1)：与研究 1相同, 本研究采由Mayer和Gavin (2005)编制的信任量表改编而来的感知被信任量表, 内部一致性Cronbach’s α为0.84。

感知到信任的稀缺性(T1)：与研究 2相同, 本研究采用由Vincent和Kouchaki (2016)编制的感知到创造力的稀缺性量表改编而来的感知到信任的稀缺性量表, 内部一致性Cronbach’s α为0.89。

心理权利感(T1)：与研究 1相同, 本研究采用Campbell等(2004)编制的心理权利感量表, 内部一致性 Cronbach’s α 为 0.91。

反生产行为(T2)：采用Spector等(2006)编制的反生产行为量表。该量表共包含 10个题项, 例如“该下属故意浪费公家物品”。由员工的直接上司对其进行评价, 内部一致性Cronbach’s α为0.92。

控制变量(T1)：根据以往研究(例如, Penney &Spector, 2005; Zheng et al., 2019), 本研究控制了下属相应的人口统计学变量, 包括性别、年龄、教育水平、以及与直接上级的共事时间, 以排除这些因素的影响(Bernerth & Aguinis, 2016)。本研究控制了性别因素是因为相对于女性, 男性更加激进(aggressive),更容易做出有侵略性的行为和反生产行为(Gonzalez-Mulé, DeGeest, Kiersch, & Mount, 2013)。本研究控制了教育水平是因为教育水平比较高的人, 认为不道德的行为是难以接受的(Browning & Zabriskie,1983)。本研究还控制了年龄和与直接上级的共事时间, 因为Berry, Ones和Sackett (2007)的一项元分析发现, 年龄和任期等人口统计学变量对反生产行为有影响, 例如, 年龄较低、任期较短的员工,反生产行为更多。因此, 控制这些变量能够使本研究排除可能的解释因素, 得到感知被信任所增加的预测效度(Bernerth & Aguinis, 2016)。

4.1.3 分析策略

由于本研究的数据结构是嵌套型数据(反生产行为由一个领导评价多个下属, ICC1 = 0.70,p< 0.001),本研究采用多层线性模型(hierarchical linear modeling,HLM), 通过Mplus 7.0对数据进行了分析(Bryk &Raudenbush, 1992)。具体来说, 感知被信任、感知到信任的稀缺性、心理权利感为个体层面变量(individual level), 反生产行为在理论上虽然是个体层面变量, 但由于同一领导评估多名下属导致存在嵌套性问题, 具有个体层面(individual level)和团队层面(group level)的方差变异。因此, 虽然整体研究模型在个体层面, 但本研究仍选用HLM进行分析,以排除反生产行为由于领导评估带来的团队层面的方差变异。参考以往研究(例如, Gong, Huang, &Farh, 2009; Zheng et al., 2019), 在检测Level 1预测因子的主效应时, 对 Level 1预测因子使用原始尺度或总值中心化(grand-mean centering)处理都是合适的, 因此, 我们将所有核心解释变量在放入回归模型前均进行了总均值中心化处理(Hofmann, Griffin,& Gavin, 2000)。由于本研究总体的团队规模较小,难以有效估计 Level 2的随机效应(random effect;Theall et al., 2011), 我们将斜率设置为固定斜率(fixed slope)。此外, 本研究采用了RMediation的方法检验理论模型中的中介效应(Tofighi & MacKinnon,2011)。为了检验被调节的中介效应, 本研究采用了Edwards和 Lambert (2007)的调节路径分析方法,计算调节变量在高于1个标准差和低于1个标准差水平上时, 自变量通过中介变量影响因变量的间接效应的大小。

表2 研究2描述性统计和变量间相关系数a

4.2 研究结果

4.2.1 描述性统计结果

表2是变量描述性统计表, 展示了各变量的均值、标准差和相关系数。

4.2.2 验证性因子分析

为了检验感知被信任、感知到信任的稀缺性、心理权利感、反生产行为 4个变量之间的区分性,本研究使用Mplus 7.0对上述变量进行了验证性因子分析(confirmatory factor analysis, CFA)。首先, 我们对各量表的题项进行了打包(parceling)。由于我们的主要目标是确保核心构念间的区别, 而不是构念中题项之间的相互关系, 因此对题项进行打包是合理的处理方式。与先前研究一致(例如, Zheng et al., 2019), 对于多维度的变量, 我们根据概念的维度进行打包, 即将感知被信任的测量题项(即基于认知的信任和基于情感的信任)和反生产行为的测量题项(即针对组织的反生产行为和针对人际的反生产行为)均分别打成两个包; 对于单维度量表,我们根据平衡题项与构念的方法(item-to-constructbalance method; Little, Cunningham, Shahar, & Widaman,2002)进行打包, 即将心理权利感打成三个包。结果显示, 假设四因子模型对数据的拟合结果较为理想(χ2= 34.58,df= 29, CFI = 0.99, TLI = 0.99, RMSEA= 0.03, SRMR = 0.04), 且其拟合优度显著优于其他模型(其他模型拟合的具体结果可联系本文作者获得), 表明这4个变量分别代表了不同的构念5本研究的CFA分析结果是个体水平的分析结果, 考虑到反生产行为数据结构的嵌套性问题, 我们将反生产行为设置为多水平、其他变量设置为个体水平进行了多水平 CFA检验(Dyer,Hanges, & Hall, 2005), 四因子模型结果如下：χ2 = 153.02, df =72, CFI = 0.92, TLI = 0.91, RMSEA = 0.08, SRMR = 0.06。。

4.3 假设检验

假设1预测, 下属感知被信任与心理权利感正相关。从表3的模型2可以看出, 在控制了性别、年龄、教育水平、与直接上司的共事时间之后, 感知被信任对心理权利感有显著的正向影响(b= 0.17,t= 2.37,p= 0.02), 假设1得到了验证。

假设2预测, 下属心理权利感与其反生产行为正相关。从表3的模型5中可以看出, 心理权利感对反生产行为有显著的正向影响(b= 0.04,t= 2.12,p= 0.03), 假设2得到验证。假设3进一步预测, 心理权利感在感知被信任与反生产行为之间起到中介作用。为了检验中介效应, 本研究通过RMediation检验了感知被信任与心理权利感的路径系数, 以及心理权利感与反生产行为的路径系数之间乘积的显著性。结果显示, 心理权利感的中介效应显著(b= 0.01,SE= 0.005, 95% CI = [0.001,0.015]), 假设3得到验证。

假设4预测, 感知到信任的稀缺性正向调节下属感知被信任与心理权利感的正向关系。从表3模型4中可以看出, 感知被信任与感知到信任的稀缺性的交互项对心理权利感有着显著的正向影响(b=0.18,t= 2.72,p= 0.01)。简单斜率分析发现, 当参与者感知到所在组织中信任的稀缺性较高时, 感知被信任对其心理权利感有显著正向影响(b= 0.30,t=4.34,p< 0.001); 而当其感知到所在组织中信任的稀缺性较低时, 感知被信任对其心理权利感没有显著影响(b= 0.03,t= 0.34,p= 0.73), 二者的差异显著(b= 0.27,t= 2.72,p= 0.01)。因此, 假设4得到验证。为更加直观地表示感知到信任的稀缺性的调节作用, 本研究以调节变量的均值加减1个标准差作为分组标准, 分别对个体感知到信任的稀缺性高和低的情况下, 感知被信任与心理权利感间的关系进行了描绘, 具体如图3所示。

假设5预测, 感知到信任的稀缺性正向调节下属感知被信任通过心理权利感正向影响反生产行为的间接效应。被调节的中介效应分析结果表明,当感知到信任的稀缺性较高时(均值加1个标准差),下属感知被信任通过心理权利感影响其反生产行为的间接效应显著(b= 0.01,SE= 0.01, 95% CI =[0.0003, 0.027]); 当感知到信任的稀缺性较低时(均值减 1个标准差), 下属感知被信任通过心理权利感影响其反生产行为的间接效应不显著(b= 0.002,SE= 0.01, 95% CI= [−0.005, 0.010]); 两者的差异显著(Δb= 0.01,SE= 0.01, 95% CI = [0.0002,0.028])。因此, 假设5得到验证6我们还对研究3进行了一系列补充分析。首先, 为排除本文的研究结论是由于对变量采取不同的中心化方法而获得的这一潜在干扰, 我们对核心变量采取组内平均数中心化(group-mean centering)处理后进行了重新分析。结果表明, 在进行组内平均数中心化后,本文所提假设依然成立(补充分析的具体结果可联系本文作者获得)。其次, 我们检验了在控制“感知被信任—领导成员交换(LMX)—反生产行为”这一积极中介路径作用的基础上, 我们模型所假设的感知被信任的消极效应是否依旧成立。结果表明, 在控制了上述积极中介路径后, 本研究所提假设依然成立(补充分析的具体结果可联系本文作者获得)。。

表3 研究2 HLM分析结果a

5 讨论

5.1 研究结果

图 3 研究 2感知到信任的稀缺性在感知被信任与心理权利感之间的调节作用

本研究基于自我评价理论的视角, 检验了下属感知被信任对其反生产行为的影响及其作用机制。研究结果发现：下属感知被信任通过引发下属的心理权利感进而增加其反生产行为, 下属感知到信任的稀缺性在这一过程中起调节作用。当下属感知到信任的稀缺性较高时, 下属感知被信任通过心理权利感影响其反生产行为的正向中介效应显著; 当下属感知到信任的稀缺性较低时, 上述中介效应不显著。

5.2 理论意义

本研究对于信任、心理权利感与反生产行为等方面的研究有重要理论意义。首先, 本研究通过探索感知被信任的潜在黑暗面, 挑战了目前信任相关研究中“信任总是有益的”这一主流假设。现有绝大部分研究都表明, 下属感知被上司信任会为下属个体及组织带来积极影响(孙利平, 龙立荣, 李梓一,2018; Brower et al., 2009; Lau et al., 2014; Salamon& Robinson, 2008), 并且大部分研究通常从社会交换的视角, 去验证信任作为一种社会交换关系, 对员工产生的积极效应, 例如增加工作绩效、组织公民行为(Brower et al., 2009)、提高工作满意度(Lester& Brower, 2003)等。然而, 目前文献对信任的积极影响的广泛研究, 可能使得大家过度关注积极的一面, 忽略感知被信任潜在的成本。因此, 本研究聚焦于感知被信任可能带来的消极影响, 通过自我评价的视角, 以及深入分析信任的稀缺属性, 揭示出了下属感知到上司的信任可能带来的负面的结果,即本研究发现, 下属感知被上司信任会引发下属心理权利感, 进而增加其反生产行为。本研究通过对感知被信任消极作用的探讨, 为理解下属感知被信任的作用提供了更全面、更辩证的视角。更进一步地, 本研究对下属感知被信任与其反生产行为间的内在作用机制及边界条件进行了深入挖掘, 为打开下属感知被信任与下属非伦理行为间的黑箱提供了全新的理论解释视角与实证证据。目前仅有的对于感知被信任的负面影响的研究主要是从员工资源保存视角进行的探讨, 认为感知被信任引发了下属工作方面的压力(例如角色负荷、工作压力), 进而导致其情绪衰竭升高、工作绩效下降(王红丽, 张筌钧, 2016; Baer et al., 2015)。本研究则从一个新的视角——自我评价的视角——进行了探索, 发现感知被信任还可能导致下属膨胀的自我知觉(即心理权利感), 进而增加其反生产行为。此外, 本研究还进一步探讨了上述效应的作用边界, 发现当下属感知到组织中信任的稀缺性越高, 感知到的被信任越可能内化成下属的自我概念, 进而进一步增强其心理权利感与反生产行为。上述结果从个体自我评价的理论视角, 为感知被信任为何以及何时能够导致下属的反生产行为提供了全新的解释, 丰富了感知被信任的相关研究, 也回应了Bare等人(2015)关于“加强对于感知被信任及其重要作用机理相关研究”的呼吁。

其次, 本研究发现了引发员工反生产行为的新的领导行为因素。以往研究表明, 领导消极的人际对待行为(例如苛责管理、不公平行为等)往往是导致员工采取反生产行为的重要前因(Bennett & Robinson,2003; Ferris, Spence, Brown, & Heller, 2012; Tepper,2000, 2007)。而本研究则发现, 在某些情境下, 领导积极的行为(例如信任)也可能引发下属的反生产行为。通过识别与检验影响员工反生产行为的新因素, 本研究进一步拓展了反生产行为领域的相关研究。进一步, 本研究也丰富了心理权利感的相关研究, 拓展了对员工心理权利感前因的探讨。以往研究表明, 当员工自身采取某些行为(例如, 被迫做出组织公民行为; Yam et al., 2017)或是遭受他人的消极对待行为(例如, 被不公平对待; Zitek et al.,2010)时, 往往会引发员工的心理权利感。而本研究则发现, 当员工感知到其所接收到的积极信息极其稀缺时, 他人所传达的积极信息(例如, 领导的信任)也可能引发其心理权利感。通过识别组织中影响员工心理权利感的重要前因, 本研究对于心理权利感的相关研究具有重要意义。

5.3 实践意义

本研究的发现对管理实践也有着重要的启示。首先, 本研究启示管理者需注意下属被信任后可能导致的消极影响。由于信任具有能够让员工在组织中更有自信、形成更高的基于组织的自尊、提高员工的组织公民行为等诸多方面的好处, 上司要信任员工似乎已成为目前管理者们的共识。而过度推崇信任的重要性与好处、过度鼓励上司信任下属, 可能存在一定的隐患。管理者需要注意当充分信任一位下属时, 该下属可能无意识地形成膨胀的自我认知, 产生较高的心理权利感。而这种“自己应该获得更多所得和特殊优待”的感觉可能导致下属的期望无法被满足, 又进而增强其反生产行为, 对组织利益造成损害。因此, 上司需要注意到, 自己出于好意的信任行为也可能会带来一定的隐患。当上司更完整地理解被信任的管理现象后, 可以及时发现、调整和控制组织中的不良倾向, 从而帮助上司更有效地管理团队和组织。

其次, 本研究启示管理者需注意对极少数下属赋予信任。当上司赋予极个别的下属以信任时, 该下属感觉上司的信任十分稀缺, 而自己却能够得到如此稀缺的资源, 下属感觉自己更加的特别, 产生了更高的心理权利感。这种被强化的心理权利感很可能会进一步损害组织利益。相反, 如果上司对团队中的很多下属都赋予信任时, 该下属感觉上司的信任并不是稀缺的, 从而缓解这一负面影响。因此,为了降低下属产生优越感的可能性, 上司需尽量避免只信任极少数的下属。

最后, 本研究启示管理者正确分析和看待员工的反生产行为。上司如果观察到员工的反生产行为通常会归因于员工的人格问题, 而鲜有进一步分析员工为何产生扭曲的心理状态。除了客观的不公平等现象导致员工的反生产“报复”行为, 员工无意识的自我膨胀也可能会导致这样的行为。当员工自我膨胀时, 员工自发产生心理权利感, 认为自己值得更好的, 而外部环境无法满足自己的期望和要求,因而做出反生产行为。因此, 领导者需要深入分析员工反生产行为的成因, 从更多的角度(例如, 避免仅对极少数员工赋予信任)采取针对性的措施降低和缓解员工反生产行为。

5.4 本研究优势、不足及未来研究方向

本研究具有较多优势, 例如采取多种研究设计(实验设计、问卷调查)、多种调研样本(中国样本、美国样本), 进而增加了研究的内部效度和外部效度, 但本研究仍然存在一定的局限性, 希望在未来研究中进一步解决和探讨。第一, 由于感知被信任与心理权利感两个变量是下属心理层面的变量, 难以通过他评进行测量, 因而本研究的研究3可能存在潜在的共同方法偏差(common method variance,CMV)问题。研究 3中调节作用的引入在一定程度上能够减弱共同方法偏差效应。此外, 研究1与研究2利用实验研究方法检验了下属感知被信任与心理权利感之间的因果关系, 证实了本研究的理论框架, 也在一定程度上降低了这一影响。然而, 未来研究可以采用其他方法来控制上述变量之间的共同方法偏差问题, 例如将感知被信任与心理权利感的测量分隔时间段测量, 或是考虑长时数据研究等。此外, 本文研究2的美国样本是通过MTurk平台招募的, 通过网络平台招募的被试存在一定的模糊性(Cheung, Burns, Sinclair, & Sliter, 2017)。因此,未来研究可考虑在美国实地招募全职员工进行实证检验, 从而为本研究结论的普适性提供更充分的实证证据。

第二, 本研究仅探讨了下属感知被信任对下属心理权利感和反生产行为的影响, 未来研究可进一步探索感知被信任其他可能的消极影响及其作用机制。区别于上司信任下属, 下属感知被信任站在下属的角度, 是一个新的探索信任的角度。未来研究可以更多地探索感知被信任带来的消极影响及机制, 从而为信任领域提供更为全面的发展。例如,下属感知被信任也可能会导致下属的地位提高, 为了维护自己的地位, 下属可能会采取损害其他同事的策略, 进而损害组织利益。此外, 当下属拥有非常稀缺和珍贵的资源——信任时, 下属可能拥有更高的“权力” (power), 导致其在行为和决策时更为冒进, 甚至做出滥用权力的行为。具体来说, 根据资源依赖理论(Pfeffer & Salancik, 1978), 下属拥有团队或组织中稀缺的无形资产, 比其他成员有着更多的权力, 而拥有权力一方往往会做出趋近性(approach)的行为或决策(Keltner, Gruenfeld, &Anderson, 2003), 带来潜在的消极影响。这些其他的潜在中介机制和消极结果仍有待进一步的探索和研究。

第三, 本研究主要聚焦于下属感知被信任的消极影响, 未来研究可进一步同时探讨感知被信任的双刃剑效应及其作用边界。本文研究3的补充分析结果表明, 在控制了 LMX的中介路径后, 感知被信任通过引发下属心理权利感进而增加其反生产行为的中介路径依然成立。这在一定程度上表明,感知被信任对下属可能存在双刃剑作用。例如, 下属感知被信任可能在某些情境下增加了下属的感恩, 进而通过提高工作绩效、增加组织公民行为来回报上司; 而在另一些情境下则可能更多地增强下属的心理权利感, 进而增加反生产行为。其中, 下属自恋水平、感知到公平性等变量可能在上述关系起到了重要的调节作用, 决定了两条路径作用的相对大小, 希望未来的研究进一步探讨。

第四, 本研究主要基于静态视角来探索下属感知被信任的阴暗面, 然而有关领导行为的新近研究已经发现, 领导行为除了在整体水平上存在个体间差异以外, 在时间维度上还表现出一定的波动性(Ju et al., 2019; Qin, Ren, Zhang, & Johnson, 2018)。因此, 未来研究可在时间动态的视角下分析感知被信任的阴暗面。此外, 越来越多的研究表明, 对于领导−下属这一互动关系来说, 仅仅关注互动中的某一方往往很难解释领导为何会区别对待团队成员(例如, 伦理型领导行为; Qin, Huang, Hu, Schminke,& Ju, 2018), 或是为何团队成员表现出某些特定行为(例如, 员工建言行为; Xu, Qin, Dust, & Direnzo,2019), 同时关注领导、下属互动双方的匹配研究则能更好地回答上述问题。基于此, 未来研究可以关注领导感知给予下属信任与下属感知被信任的一致性的影响。例如, 当二者不一致时, 下属感知到的角色清晰度越低, 进而增加工作压力与情绪衰竭。

最后, 本研究主要从下属自我知觉的角度来探讨, 下属主观感知到自己在团队内所获得的上司信任程度如何影响其自身的自我概念、心理状态及行为反应。然而, 由于上司对下属的信任在团队中本身是非均匀分配的, 因此, 客观上每个下属所获得的上司信任在团队内部也存在相对差异, 这一客观上的组内相对差异能够更加真实地反映下属在团队内所获信任的情况。因此, 未来研究可以进一步考虑, 基于每个团队全体成员的取样, 采用组内平均数中心化的方式获取下属在团队内感知被上司信任的相对位置(Bliese, Maltarich, & Hendricks,2018), 进而更加客观地探讨下属感知被信任在团队内部的社会比较过程(Hofmann & Cavin, 1998)。另外, 由于本文的研究团队规模较小(平均团队人数为 3), 难以有效测量和反映团队层面的关系, 未来研究可以进一步在团队层面上探讨上述关系(Bauer, Preache, & Gil, 2006), 例如, 不同团队中,心理权利感的中介效应有着怎样的差异; 感知被上司信任和心理权利感之间的关系是否随着团队的不同而变化等。

6 结论

本研究基于自我评价的视角, 探讨了下属感知被信任的黑暗面。通过实验设计, 以及多源、多时间点的问卷调查, 本研究发现, 下属感知被信任通过提高下属的心理权利感进而增加了下属的反生产行为。这一影响机制又受到下属感知到信任的稀缺性的调节作用, 当感知到信任稀缺性较高时, 下属感知被上司信任通过心理权利感正向影响反生产行为之间的间接效应显著, 当感知到信任稀缺性较低时, 上述间接效应不显著。这一研究为探索感知被信任的相关研究提供了更为全面、辩证的视角,同时为探讨员工心理权利感、反生产行为的前因研究提供了新的实证证据。

致谢：作者感谢《心理学报》主编、编委和各位匿名评审专家给予的建议性意见和指导。