尽责性的员工一定会规避亲社会违规行为吗？基于调节焦点理论视角

( .南京大学 商学院,江苏 南京 0093; .华侨大学 工商管理学院,福建 泉州 360)

1 引言

近年来，随着企业外部环境动态性和复杂性的提高，员工发现他们经常身处在违反组织规则却能够给组织带来积极影响的境况下。在此背景下，对亲社会违规行为(pro-social rule breaking, PSRB)的研究引起了越来越多的研究者的关注。而在传统的企业管理中，尽责性(conscientiousness)一直是一种备受推崇的人格特质，因为尽责性对提高员工的主观幸福感[1]、工作满意度[2]、人际关系满意度[3]等具有重要意义，是工作场所中预测工作绩效最有效的因素[2]。那么，尽责性的员工在面对亲社会违规行为的机会时，会做出怎样的选择呢？

Dahling等[4]在尽责性与工作场所越轨行为关系的研究基础上，指出尽责性的员工更加自律，对组织的正式期望更加敏感，因此不会轻易做出亲社会违规行为。但通过文献梳理，本文认为上述研究存在以下三点不足：(1)过于强调亲社会违规行为会破坏组织规则的一面，忽视了该行为对提升组织福祉的影响[5]。(2)工作场所越轨行为与亲社会违规行为的驱动力不同。工作场所越轨行为主要是受自利或者报复性动机驱动的，而亲社会违规行为的出发点是提升他人或群体的利益[6]，即对尽责性与亲社会违规行为关系的影响机制探究不足。(3)将尽责性看作是一种稳定的人格特质，忽视了环境因素对该特质表现的影响[7,8]。

基于上述分析，本文研究拟以调节焦点理论(regulatory focus theory)为基础，进一步探究尽责性影响亲社会违规行为的作用机制和边界条件。调节焦点理论旨在解释人们实现工作任务目标的特定方式与倾向性，认为：(1)个体在追求期望目标时，存在着两种不同的自我调节系统，即促进焦点(promotion focus)和防御焦点(prevention focus)[9]。促进焦点反映了个体成长、提高和发展的需要；防御焦点反映了个体安全、稳定的需要[10]。(2)促进焦点和防御焦点不仅是相互独立的，而且会受到内外部因素的共同影响，即个体调节焦点的选择是情境和人格特质等因素共同作用的结果[11]。鉴于员工在亲社会违规行为选择时所面临的道德困境[12]，本文认为尽责性的员工在差错管理氛围(error management climate)不同的组织环境中，会形成不同的工作调节焦点，进而对亲社会违规行为产生不同的影响。具体的，在高差错管理氛围中，尽责性的员工会形成工作促进焦点，从而更有可能做出亲社会违规行为；而在低差错管理氛围中，尽责性的员工会形成工作防御焦点，从而更有可能规避亲社会违规行为。

本文的研究贡献主要有两点。第一，细化了尽责性与亲社会违规行为之间的关系。本文以调节焦点理论为基础，引入工作促进焦点和工作防御焦点作为中介机制，打开了员工尽责性与亲社会违规行为关系的“黑箱”。第二，为研究尽责性与其它结果变量之间的关系提供了新的视角。已有的研究多将尽责性看作是一种稳定的人格特质，以“过犹不及”效应为基础来研究员工尽责性与工作满意度、组织公民行为等变量之间的关系[13,14]，本文则从员工尽责性作用的机制和边界条件的视角展开研究，为其它探究尽责性影响的研究提供了借鉴和参考。

2 理论基础与研究假设

2.1 员工尽责性与工作调节焦点

调节焦点理论关注个体如何趋近积极目标状态以及回避消极目标状态。该理论认为个体在追求目标时存在着两种自我调节系统：促进焦点和防御焦点[9]。促进焦点反映了个体成长、提高和发展的需要，防御焦点反映了个体追求安全、稳定的需要[10]。因此，促进焦点占主导的个体更注重理想、希望与愿望的实现，更加重视个人发展及自我实现的达成，对积极的工作特征和工作结果更为敏感，面对风险时表现得更加积极，在解决问题的过程中也更富有创造力。防御焦点占主导的个体更注重避免失败和错误以及履行责任和义务，对消极的工作特征和工作结果更为敏感，通常会采取谨慎、规避性的目标实现策略。此外，Higgins[15]将调节焦点分为特质调节焦点和工作调节焦点。其中特质调节焦点是一种稳定的调节焦点，基本不会发生改变。而工作调节焦点则是一种状态型情境变量，通过改变环境和任务框架等信息线索能够诱发不同的调节焦点。

已有的一些研究指出，尽责性是大五人格中最能够有效预测自我调节的特质[16,17]。尽责性通常包括一系列的动机倾向和行为反应，如自信、有条不紊、持之以恒、追求成就、自律、深思熟虑等[18]。Costa等[18]认为尽责性的个体在追求目标的过程中存在积极主动和自我克制两种导向。其中积极主动与工作调节焦点中的工作促进焦点相对应，指的是个体具有较高的成就追求动机，对完成任务有着较高的责任感，愿意为实现目标而坚持不懈；自我克制则与工作调节焦点中的工作防御焦点是一致的，强调个体在追求目标的过程中严格遵守道德原则，更加自律、负责和遵守规则。因此，尽责性对工作促进焦点和工作防御焦点均具有正向预测作用，Lanaj等[16]的元分析结果也验证了这一观点。基于以上分析，本文提出以下假设：

H1a员工尽责性正向预测工作促进焦点。

H1b员工尽责性正向预测工作防御焦点。

2.2 工作调节焦点的中介作用

亲社会违规行为指的是员工为了提升组织或者利益相关者的福祉而主动违反组织的政策、规章或禁令的行为[19]。员工在面临亲社会违规行为时往往会陷入两难的道德困境：一方面，亲社会违规行为作为一种积极的偏差行为，对改善和发展组织的管理制度，提高同事的工作质量以及改善企业的服务质量等具有重要意义[4,19]。但另一方面，亲社会违规行为违反了组织的正式规章制度，做出该行为的员工可能会招致领导和同事的负面评价，甚至面临被领导惩罚的风险[4]。

依据调节焦点理论，工作促进焦点占主导的个体对积极的工作特征和工作结果更为敏感，他们在追求目标的过程中更加关注目标所带来的希望、成就和收获，面对风险时表现得更加积极，同时他们在解决问题的过程中也更富有创造力，因此他们更有可能看到亲社会违规行为给组织带来的积极改变，从而增加自身的亲社会违规行为。反之，防御焦点占主导的个体对消极的工作特征和工作结果更为敏感，他们更加关注目标实现的安全、责任以及如何规避损失，通常会采取谨慎、规避性的目标实现策略，因此在面对亲社会违规行为的机会时，他们更有可能想到的是该行为给自己带来的潜在负面影响，从而选择规避该行为。

结合假设H1a和假设H1b，本文认为尽责性的员工可以通过形成不同的工作调节焦点进而对亲社会违规行为产生截然相反的影响。具体来说，当尽责性的员工采取积极主动的目标实现方式时，将会激发自身的工作促进焦点，在面对问题时采取更加积极的解决策略，从而更有可能表现出亲社会违规行为。而当尽责性的员工采取自我克制的目标实现策略时，将会激发自身的工作防御焦点，此时他们更倾向于坚持模式化的工作方式以免失败和招致上级的批评，最终表现出较少的亲社会违规行为。基于以上分析，本文提出以下假设：

H2a尽责性通过工作促进焦点正向预测员工的亲社会违规行为。

H2b尽责性通过工作防御焦点负向预测员工的亲社会违规行为。

2.3 差错管理氛围的调节作用

差错管理氛围指的是员工对组织有关差错沟通、差错知识分享、差错环境改善以及差错处理相关实践与行为的共同感知[20]。差错管理氛围的核心强调的是组织成员如何认识差错以及如何对待差错[21]，高差错管理氛围从积极的视角看待错误，把试错看作是学习的过程，认为员工在工作中的错误是不可避免的，并鼓励员工在工作中勇于试错；低差错管理氛围从消极的视角看待差错，倾向于将员工的错误看作是失败，认为员工的失败是能力不足的表现[20]。依据调节焦点理论，本文认为员工工作调节焦点的形成不仅会受到尽责性的影响，他们所处团队的差错管理氛围也会调节二者之间的作用效果。

具体地，在高差错管理氛围下，组织对错误的包容性很强，避免对犯错员工进行严厉的惩罚，这能够降低员工对犯错的担忧，转而将更多的精力投入到如何克服困难和挫折中来，提升了面对挫折时的韧性以及克服困难的信心[22]。在此氛围下，员工更有信心挑战高难度的创新工作，即员工尽责性中积极主动的一面更容易被激发出来，从而形成工作促进焦点。而在低差错管理氛围下，组织对错误不能给予及时的理解和宽容，员工在工作中所犯的错误容易被他人理解为是自身工作能力不足的表现。在这种氛围下，员工首先想到的是如何规避错误从而不被他人抓住把柄，因此尽责性中自我克制的一面更容易被激发出来，从而形成工作防御焦点。由于差错管理氛围属于团队层次变量，员工尽责性、工作促进焦点和工作防御焦点均属于个体层次变量，因而差错管理氛围在它们之间起到跨层次的调节作用。基于以上分析，本文提出以下假设：

H3差错管理氛围跨层次调节员工尽责性与工作调节焦点之间的关系。在高差错管理氛围中，尽责性与工作促进焦点正向关系更强；而在低差错管理氛围中，尽责性与工作防御焦点正向关系更强。

亲社会违规行为是员工被迫做出重要权衡和处理道德困境的决策过程[6]，这就使得员工更加关注所在组织对待错误的态度。如上所述，高差错管理氛围对错误的包容性更强，更强调差错学习的积极作用，此时尽责性的员工更容易形成工作促进焦点，在面对亲社会违规行为的机会时，更加关注如何提出探索性和创造性的问题解决方法，因而更有可能做出亲社会违规行为；而在低差错管理氛围下，组织对差错的包容性较差，员工更注重如何规避错误，此时尽责性的员工更容易形成工作防御焦点，将注意力集中于完成自己的本职工作，在面对工作中的问题时，由于担心犯错误，往往会产生退缩行为，即更有可能减少亲社会违规行为。基于以上分析，本文提出以下假设：

H4a差错管理氛围跨层次调节了员工尽责性与亲社会违规行为之间通过工作促进焦点的间接作用，表现为有调节的中介。具体而言，这一正向关系在高差错管理氛围情境下较强，在低差错管理氛围情境下较弱。

H4b差错管理氛围跨层次调节了员工尽责性与亲社会违规行为之间通过工作防御焦点的间接作用，表现为有调节的中介。具体而言，这一负向关系在低差错管理氛围情境下较强，在高差错管理氛围情境下较弱。

综上所述，本文研究的理论模型如图1所示。

图1 理论模型

3 研究方法

3.1 研究样本及程序

本研究选取了南京、苏州、厦门、泉州地区的12家企业为研究对象。为了降低可能存在的共同方法偏差问题，在12家公司人力资源部门的全力配合下，本文采用多来源、多阶段的数据收集方法，并在答题之前向答卷者阐明了调查的科学研究目的以及保密性。在2018年7月进行第一阶段数据收集工作，这一阶段由534位员工填写个人基本信息、尽责性、差错管理氛围问卷，共收到有效问卷488份。在2018年8月展开第二阶段的数据收集工作，这一阶段再次向534位员工发放工作调节焦点问卷，并由534位员工所属的108位领导评价员工的亲社会违规行为。通过对两阶段配对问卷进行整理，最终得到有效领导-员工配对问卷389份。

最终的有效样本中，共包含95位领导和389位员工，团队规模区间为3～8人，平均规模4.09人。389份有效员工样本中，男性员工176人(45.2%)，女性员工213人(54.8%)；年龄方面，20岁及以下占比1.3%，21～30岁占比52.7%，31～40岁占比36.0%，41～50岁占比8.7%，51岁及以上占比1.3%；学历方面，12.9%为高中及以下学历，26.7%为大专学历，40.1%为本科学历，20.3%为硕士及以上学历；工龄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 测量工具

研究中所采用的英文量表均经过标准的翻译-回译的过程翻译成中文，均采用Likert 5点评分法。员工尽责性的测量采用Costa和McCrae[23]开发的量表，包括“我能合理地安排自己的时间，使各种事情按时完成”等12个题项，Cronbach’sα系数为0.956。工作调节焦点的测量采用Wallace等[24]编制的量表。其中工作促进焦点量表包括“我会尽心尽力完成一切分派给我的工作”等6个题项，Cronbach’sα系数为0.886；工作防御焦点量表包括“我努力实现一切我能做到的”等6个题项，Cronbach’sα系数为0.887。亲社会违规行为的测量采用Dahling等[4]编制的量表，包括“该员工会忽略团队规定，减少繁文缛节，做一个更有效率的员工”等13个题项，Cronbach’sα系数为0.955。差错管理氛围的测量采用Cigularov等[25]编制的量表，包括“当人们无法自己纠正差错时，他们会请求同事的帮助”等16个题项，Cronbach’sα系数为0.948。由于该变量为团队层面变量，因此需要检验员工层面数据聚合的合理性。本研究中，ICC(1)、ICC(2)的值分别为0.533和0.948，Rwg的值为0.966，满足聚合标准ICC(1)>0.05，ICC(2)>0.50，Rwg>0.70。同时，为了尽可能避免人口统计学特征的影响，本文参考以往的研究，个体层面选取员工的性别、年龄、学历以及工龄作为控制变量，团队层面选取团队规模作为控制变量。

4 研究结果

4.1 模型比较

结构方程模型可以有效地控制测量误差，并且可以通过比较嵌套模型和替代模型来寻找最优模型。本文在理论模型(即完全中介模型)的基础上，增加员工尽责性到亲社会违规行为的直接路径，构建了一个嵌套模型，以检验部分中介的可能性。模型比较结果表明：理论模型(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)都有较好的拟合度。根据Anderson和Gerbing[26]推荐的方法，对比二者的卡方变化是否显著。结果表明，嵌套模型与理论模型相比，卡方值没有发生显著变化(χ2(1)=0.509，p>0.05)。根据简约性原则，本文选择理论模型来检验变量间的关系。

4.2 验证性因子分析和相关分析

本文采用Mplus 7.4软件对所研究的五个因子(员工尽责性、差错管理氛围、工作促进焦点、工作防御焦点以及亲社会违规行为)及其竞争模型进行验证性因子分析。结果表明五因子模型的拟合优度(χ2=2915.323，df=1315，χ2/df=2.24，CFI=0.897，TLI=0.892，RMSEA=0.057)明显优于其他竞争模型，说明所使用的量表能够对不同的构念进行有效地区分，可以进行研究假设的检验。相关分析结果表明，尽责性与工作促进焦点(r=0.380，p<0.001)和工作防御焦点(r=0.236，p<0.001)均显著正相关，工作促进焦点与亲社会违规行为显著正相关(r=0.316，p<0.001)，工作防御焦点与亲社会违规行为显著负相关(r=-0.242，p<0.001)。变量间相关关系均与假设一致，这就为后续假设检验提供了初步的证据。

4.3 假设检验

4.3.1 中介效应检验

在控制了员工的性别、年龄、教育水平和工龄等人口统计学变量的基础上，本文运用Mplus 7.4软件，结合Bootstrap方法对本文所提出的模型进行验证。Bootstrap抽样数设定为5000 次，置信区间的置信度水平设置为 95%。SEM分析得到的模型各变量之间的路径系数(标准化回归系数)及相应的标准误差和CR值如表1所示。员工尽责性→工作促进焦点的路径系数为0.404(p<0.001)，员工尽责性→工作防御焦点的路径系数为0.248(p<0.001)，说明员工尽责性对工作促进焦点和工作防御焦点均具有正向影响，假设H1a和假设H1b得到验证。此外，其它各变量之间的路径系数也均显著，这为接下来的中介效应检验提供了重要基础。

表1 结构方程模型分析结果

注:*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001；回归系数均为标准化回归系数。下同。

本文研究的是多重中介模型，相比于层级回归法，路径系数乘积指标法更为合适，故采用结构方程模型结合Bootstrapping方法对所提出的假设进行检验。运行结果汇总如表2。员工尽责性→工作促进焦点→亲社会违规行为的间接效应为0.128，偏差校正的置信区间为[0.077，0.189]，表明尽责性通过工作促进焦点正向预测员工的亲社会违规行为，假设H2a得到验证。员工尽责性→工作防御焦点→亲社会违规行为的间接效应为-0.058，偏差校正的置信区间为[-0.102，-0.026]，表明尽责性通过工作防御焦点负向预测员工的亲社会违规行为，假设H2b得到验证。

表2 中介效应及95%置信区间

注:如果区间下限到区间上限不包括0，则说明效应显著，反之则不显著。

4.3.2 调节效应检验

本文采用跨层次结构方程模型(MSEM)来检验差错管理氛围的调节效应。将第一阶段调节效应的斜率设置为随机效应，令S1表示员工尽责性与工作促进焦点之间的相关系数，S2表示员工尽责性与工作防御焦点之间的相关系数，同时对员工尽责性进行了小组中心化，对差错管理氛围进行了总平均中心化处理[27]。结果表明，差错管理氛围显著正向调节员工尽责性与工作促进焦点之间的关系(γ=0.406，p<0.001)，差错管理氛围显著负向调节员工尽责性与工作防御焦点之间的关系(γ=-0.348，p<0.01)，假设H3得到验证。

为了更直观地反映差错管理氛围的调节效应，本研究依据Aiken和West[28]的建议，将差错管理氛围加减一个标准差之后放入回归模型，绘制相应的调节效应图。由图2可以看出，在高差错管理氛围下，尽责性与工作促进焦点的正向关系较强；而在低差错管理氛围下，尽责性对工作促进焦点的影响较弱。由图3可以看出，在低差错管理氛围下，尽责性与工作防御焦点的正向关系较强；而在高差错管理氛围中，尽责性对工作防御焦点的影响较弱。也就是说，差错管理氛围跨层次调节了员工尽责性与工作调节焦点之间的关系。在高差错管理氛围中，尽责性的员工更容易形成工作促进焦点，而在低差错管理氛围中，尽责性的员工更容易形成工作防御焦点。假设H3得到进一步验证。

图2 差错管理氛围的调节作用(1)

图3 差错管理氛围的调节作用(2)

为了进一步验证差错管理氛围的跨层次被调节的中介效应的显著性，在上述模型中添加新参数：高于斜率一个差错管理氛围的标准差(ind-h)，低于斜率一个差错管理氛围的标准差(ind-l)以及二者的差值(diff)。检验结果如表3所示。由表3可知，在差错管理氛围高的情况下，员工尽责性通过工作促进焦点影响亲社会违规行为的间接效应为0.206(SE=0.050，95%CI[0.109，0.304])，在差错管理氛围低的情况下，员工尽责性通过工作促进焦点影响亲社会违规行为的间接效应为0.059(SE=0.028，95%CI[0.005，0.113])，组间差异值为0.147(SE=0.052，95%CI[0.046，0.248])，组间差异置信区间不包含0，说明差错管理氛围跨层次调节了尽责性与亲社会违规行为之间通过工作促进焦点的间接作用，假设H4a得到验证。

类似地，在差错管理氛围高的情况下，员工尽责性通过工作防御焦点影响亲社会违规行为的间接效应为-0.027(SE=0.029，95%CI[-0.085，0.030])，在差错管理氛围低的情况下，员工尽责性通过工作防御焦点影响亲社会违规行为的间接效应为-0.127(SE=0.038，95%CI[-0.202，-0.053])，组间差异值为0.100(SE=0.043，95%CI[0.015，0.185])，组间差异置信区间不包含0，说明差错管理氛围跨层次调节了尽责性与亲社会违规行为之间通过工作防御焦点的间接作用，假设H4b得到验证。

表3 被调节的中介效应

5 结论与讨论

本文从调节焦点理论视角出发，实证检验了员工尽责性与亲社会违规行为之间的关系、作用机制和边界条件。研究结果表明：(1)员工尽责性正向影响工作促进焦点和工作防御焦点。(2)员工尽责性通过工作促进焦点正向预测亲社会违规行为，通过工作防御焦点负向预测亲社会违规行为。(3)差错管理氛围是员工尽责性作用的重要边界条件。在高差错管理氛围下，尽责性的员工更容易形成工作促进焦点，从而对亲社会违规行为产生正向影响；在低差错管理氛围下，尽责性的员工更容易形成工作防御焦点，从而对亲社会违规行为产生负向影响。

5.1 理论贡献

第一，本文进一步明晰了员工尽责性与亲社会违规行为之间的关系。虽然Dahling等[4]认为员工尽责性会负向预测亲社会违规行为，但本文认为该研究对亲社会违规行为的内涵、驱动力以及尽责性作用的机制和边界条件的关注不够。为此，本文以调节焦点理论为基础，引入工作促进焦点和工作防御焦点作为中介机制，不仅揭示了员工尽责性与亲社会违规行为之间的“黑箱”，也为探究员工亲社会违规行为的前因变量提供了新的视角。

第二，本文为探究尽责性的影响提供了新的视角。当前学术界主要采用“过犹不及”效应(too-much-of-a-good-thing effect)效应来解释尽责性与各种结果变量之间的研究矛盾，认为尽责性与工作满意度、组织公民行为等存在着倒U型曲线关系[13,14]。本文从调节焦点理论出发，以差错管理氛围为情境变量来探究员工尽责性与亲社会违规行为之间关系的不一致问题，阐明了差错管理氛围在员工尽责性、工作调节焦点以及亲社会违规行为关系间的调节中介作用。研究结果响应了学术界对个体特质发挥作用的情境变量的探究[29]，为其它探究尽责性影响的研究提供了借鉴和参考。

5.2 实践启示

首先，尽责性的员工要积极寻求改变，避免泥古不化。尽责性的员工是高质量地完成团队核心任务的保障，他们天性喜欢努力工作，从完成任务中获得满足感。但本文研究发现，尽责性员工在追求目标实现的过程中，存在工作促进焦点和工作防御焦点两种不同的调节系统。前者会促使员工形成创造性思维及工作动机，后者则会导致员工在工作中谨慎保守、依赖明确具体的信息行事。在企业外部环境不确定性愈演愈烈的今天，敏捷化已经成为企业保持竞争优势的关键所在[30]。因此，尽责性的员工要学会在做好本职工作的基础上积极寻求改变，以主动者的姿态积极适应内外部环境的变化，这样不仅能够帮助企业在动态环境中获得持续性竞争优势，同时也能够提升自身在职场中的竞争力。

其次，管理者要营造积极的差错管理氛围。本文的研究结果表明差错管理氛围是尽责性的员工形成何种工作调节焦点的重要边界条件。为此，领导者首先应当以身作则，当工作中出现错误时，主动承认并借助团队成员的力量一起来修正这个错误，这样可以让员工意识到错误是不可避免的，从而敢于在工作中进行大胆尝试。其次，领导者可以定期组织团队成员开展“头脑风暴”活动，让员工在良好的容错氛围中思考、探索和交流差错的成因、解决途径等，帮助员工树立以积极的态度处理差错的意识。

最后，企业管理变革要做到以人为本。在现今快速变动的环境下，变革是保证企业持续稳定发展的重要一环。但在当前，企业管理变革方向通常是“自上而下”的，由管理者发动和推行的，经常会遭遇员工个人层面和组织层面的重重阻力，如本文研究中具有工作防御焦点的员工。由于员工作为组织工作的实际承担者，通常比管理者更加了解如何把一项具体的工作做好，因此，本文认为企业应尊重人性，采取“自下而上”的方式来推动变革。企业在变革的过程中要设身处地的为员工着想，及时引导员工参与变革，让员工真正发自内心地理解、支持与认同企业变革，并用满腔的激情与热情，积极主动地参与企业变革，并把变革的行为固定下来，成为企业新文化的一部分。

5.3 研究不足与展望

本文的研究仍存在一些不足之处，有待未来研究进一步探讨。第一，虽然本文研究采取了多阶段、多来源的数据收集方法，但尽责性、工作促进焦点和工作防御焦点问卷仍是同一来源的问卷，因而不可避免地还是存在一定的同源误差。未来研究可以采用实验法与档案数据相结合的方式来提升研究结果的稳健性。第二，缺乏对亲社会违规行为潜在后果的探讨。本文主要是为了进一步明晰员工尽责性与亲社会违规行为的关系，未来的研究可以进一步探究员工在进行亲社会违规行为时是否真地提高了企业的绩效？如果存在的话，其作用的机制和边界条件是什么？第三，本文中的差错管理氛围属于团队层面的调节变量，未来研究可以继续探究尽责性发挥作用的个体层面的调节变量，如心理安全感、宜人性等。这些都是有待进一步探究的问题。