伦理型领导对员工网络怠工行为的影响机制

李 云, 徐 倩

(湖北工业大学经济与管理学院,湖北武汉 430068)

互联网的无边界性、便利性给予了员工极大的工作自主性,但随之也产生了员工利用互联网进行怠工的现象。虽然有些在工作场所利用互联网进行非工作活动的行为被视为员工正常的身心放松活动,但超出正常休息范围的网络怠工行为在实践中也是司空见惯的。作为伴随互联网发展应运而生的一种新型职场非伦理行为[1],网络怠工具有高隐蔽性、高发生频率等特点,一直困扰着企业管理者。

领导是影响下属认知与行为的重要因素。相关研究发现,伦理型领导、责任型领导可以减少员工非伦理行为[2-3],而威权型领导风格下,员工更容易产生非伦理行为[4]。伦理型领导是一种关注员工最大利益、积极听取员工意见、以高道德标准规范自身行为的领导风格,能潜移默化地吸引员工践行道德行为[5],减少员工非伦理行为。以往研究从道德明晰[2]、道德推脱[6]、领导信任及领导认同[7]等单一视角探讨其对员工非伦理行为的影响,而对员工非伦理行为作用机制研究缺乏多重视角。同时,网络怠工行为存在着明显的私利性和非伦理性,现有研究对伦理型领导与员工网络怠工行为之间的作用机制研究尚存在不足。

根据社会信息加工理论,员工工作情境中存在着诸多线索与信息,员工会对接收到的信息进行加工,进而调整自身的行为和态度。伦理型领导是一种兼顾道德人与道德管理者双重属性的领导方式,员工在接收到来自领导者的信息后,可能会强化自身的道德认同,主动地减少自身非伦理行为;此外,伦理型领导促进了关怀型伦理氛围的形成,并向员工传递积极的伦理信号,促使员工的行动符合组织期望。网络怠工行为是一种带有普遍性和危害性的行为,探究伦理型领导到员工网络怠工行为的内在心理传导机制,有助于领导者从领导方式调整、组织氛围营造等方面来减少员工网络怠工行为。

1 文献综述与研究假设

1.1 伦理型领导与员工网络怠工行为

网络怠工行为是指员工出于个人目的,在办公时间使用公司互联网访问与工作无关网站,或查看、收发与工作无关的个人邮件等行为[8]。网络怠工行为会对组织和他人福祉造成损害。

根据社会信息加工理论,领导是员工的重要信息源,来自上级的伦理信号对员工在伦理问题识别及伦理行为的选择上起着至关重要的作用。伦理型领导者可以通过道德垂范、双向沟通及明确伦理规则传递伦理信息,为员工提供行为准绳,从而减少员工非伦理行为的发生[2]。领导者无论是通过榜样力量对员工的道德取向进行强化,还是通过奖惩手段进行道德规范,对员工来说都是一个组织信号的传递过程。网络怠工行为是以组织利益损失为代价的行为,与伦理准则相违背,因此,当员工接收到来自于领导者的伦理信息时,员工更愿意按照领导者所期望的方式行事,减少这种行为。

H1:伦理型领导对员工网络怠工行为有显著负向影响。

1.2 关怀型伦理氛围的中介作用

关怀型伦理氛围是组织成员之间相互包容、充分考虑他人利益的组织伦理氛围。在这种氛围中,个人行为应该是基于对他人福祉的总体关注[9],员工以利他主义作为自身识别和解决伦理问题的基本准则[10]。

工作场所条件是组织成员构建的,领导风格作为影响组织伦理氛围的重要因素[11],积极的领导风格有助于关怀型伦理氛围的培育[12]。伦理型领导者以身作则,并释放出的公平、关怀等信号吸引员工追随。当员工感知自身被重视和公平对待时,积极的心理和情感资源增加,更容易捕捉到来自于同事的善意信号,员工会更加积极参与构建和谐的人际氛围。关怀型伦理氛围不断向员工传递合作、友爱、互助等信息,使得员工在互利互惠原则下行事。在行事时充分考虑对他人及组织的影响,可以抑制员工非伦理行为[13],减少员工网络怠工行为的发生。

据此,本研究提出假设

H2:伦理型领导通过关怀型伦理氛围的中介作用负向影响员工网络怠工行为。

1.3 道德认同的中介作用

道德自我调节存在着经由道德认同引发道德行为的正反馈机制[14]。当启动道德认同时,人们感知到自己是一个有道德的人,会从事道德行为。道德认同反映了道德品格对于个体自我形象的重要性程度,是个体基于一组道德品质而形成的自我概念。

根据社会信息加工理论,社会环境为个体提供信息和线索,个体在解密和加工后,能形成自身的认知、态度[11]。伦理型领导者对于伦理准则的明确,会强化员工的道德品质在自我概念中的地位。当领导者具备公平、友爱等道德特质时,受其影响,员工会以高道德标准来指导工作,道德身份在自我概念中的地位会提高,越可能产生信任、友好等道德态度与行为[15]。同时,高道德认同的员工对于行为是否符合道德具有自己的判断标准,因而,高道德认同的员工不会做出违背自身道德准则的网络怠工行为。

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据此,本研究提出假设

H3:伦理型领导通过道德认同的中介作用负向影响员工网络怠工行为。

1.4 关怀型伦理氛围和道德认同的链式中介作用

关怀型伦理氛围作为道德情境,可以启动和提取员工自我概念中的道德特质。在仁爱、友善的组织氛围中,员工更认同自身的组织成员身份,自觉将组织价值观内化为自身价值取向。因而可以合理推断,关怀型伦理氛围下,组织人际关系和谐融洽,员工展现出积极的道德态度,员工自我概念中的道德特质也将被激活,道德认同水平将提高。

伦理型领导者既是道德个人,又是道德管理者。领导者道德垂范,有助于培育以利他主义为导向的组织伦理氛围,强化员工的伦理认知,即便员工拥有实施网络怠工行为的条件,但在自我伦理标准的约束下,也会自觉减少这种非伦理行为。

据此,本研究提出假设

H4:关怀型伦理氛围与道德认同在伦理型领导影响员工网络怠工行为的过程中起链式中介作用。

根据以上分析,本研究的链式中介模型如图1表述。

图1 研究模型

2 研究方法

2.1 研究样本

本研究的样本数据主要来源于湖北省、福建省、广西省等地区的员工,行业涉及制造业、互联网企业等,采取线上问卷调查的方式获取。在正式调查前,发放50份问卷用于预调查,根据被调查者的反馈对相关题项进行调整,最终形成包含32个题项的量表。本次研究共发放问卷398份,回收问卷323份。剔除异常问卷后,实际回收问卷283份,样本数据有效回收率为71.11%。

有效问卷构成如下:就性别而言,男女比例较为均衡,男性占比46.6%,女性占比53.4%;就年龄而言,30岁以下占比最高,为57.6%,30-40岁占比为24.0%,40岁以上占比为18.4%;就所处行业而言,国有企业占比为17.7%,私营企业占比为35.0%,外资或合营企业占比为22.6%,事业单位占比为15.9%,其他占比为8.8%。

2.2 变量测量

本研究的测量工具各量表题项均采用Likert 5级量表评分法。其中:网络怠工行为量表中1代表“从不”,5代表“总是”;其余3个变量量表中,1代表“非常不符合”、5代表“非常符合”。

伦理型领导采用Brown等[5]开发的量表,共10题项,如“我的领导在生活中遵守道德规范”。该量表的Cronbach’sα值为0.877;计算得伦理型领导Rwg均值为0.951,ICC(1)值为0.360,ICC(2)值为0.849,满足Rwg>0.7,ICC(1)>0.05,ICC(2)>0.5的标准。

关怀型伦理氛围采用Victor &Cullen[9]开发的量表,共5题项,如“公司关注对每个员工有利的事”。该量表的Cronbach’sα值为0.772;计算得关怀型伦理氛围Rwg均值为0.924,ICC(1)值为0.432,ICC(2)值为0.885,满足标准。

道德认同采用Aquino &Reed[16]开发的量表,共5题项,如“我强烈希望拥有上述道德特征”。该量表的Cronbach’sα值为0.813。

网络怠工行为采用Lim &Chen[17]开发的量表,共12题项,如“我经常长时间浏览新闻网站”。该量表的Cronbach’sα值为0.795。

3 数据分析与结果

3.1 验证性因子分析

本研究采用AMOS25.0软件进行验证性因子分析。由表1可知,与其他模型相比,四因子模型(χ2/df=1.346;RMSEA=0.035;IFI=0.946;TFI=0.959;CLI=0.964)拟合效果较好,说明本研究的变量之间具有良好的区分效度,可以进行进一步研究。

表1 验证性因子分析结果

3.2 共同方法偏差检验

由于所收集的数据是被调查者自我报告,可能存在着共同方法偏差。因此,本研究采用Harman单因素检验法,利用SPSS22.0软件对4个变量的所有题项进行主成分因子分析。结果显示,在未进行因子旋转的情况下,第一公因子的方差解释率为33.89%,小于总方差解释率的50%,因而共同方法偏差问题并不严重。

3.3 多重共线性检验

使用SPSS25.0软件测算相关变量,结果显示:伦理型领导VIF值为1.571;关怀型伦理氛围VIF值为1.516;道德认同VIF值为1.578,均满足VIF<5,因而变量之间不存在多重共线性,满足进行进一步研究的条件。

3.4 描述性统计分析

由表2可知,伦理型领导与关怀型伦理氛围呈显著正相关(β=0.510,p<0.01),与道德认同呈显著正相关(β=0.538,p<0.01),与网络怠工行为呈显著负相关(β=-0.575,p<0.01)假设H1得到初步验证。

表2 样本均值、标准差及相关系数

3.5 假设检验

使用SPSS软件,利用层次回归法对本研究的中介效应进行检验。结果如表3所示。模型1、模型2因变量为关怀型伦理氛围,模型3、模型4因变量为道德认同,模型5、模型6、模型7及模型8因变量为网络怠工行为,模型1、模型3和模型5仅包括控制变量。模型2在模型1的基础上加入自变量伦理型领导,模型4在模型3的基础上加入自变量伦理型领导。模型6在模型5的基础上加入自变量伦理型领导,模型7在模型6的基础上加入中介变量关怀型伦理氛围,模型8在模型6的基础上加入中介变量道德认同。

表3 层级回归分析结果

如模型6所示,控制了人口统计学变量后,伦理型领导能够显著抑制员工网络怠工行为(β=-0.582,p<0.001),假设H1得到验证;如模型2所示,伦理型领导显著正向影响关怀型伦理氛围(β=0.501,p<0.001),如模型7所示,在伦理型领导与网络怠工行为之间加入中介变量关怀型伦理氛围后,关怀型伦理氛围显著负向影响员工网络怠工行为(β=-0.229,p<0.001),伦理型领导对员工网络怠工行为的影响有所减弱(β=-0.467,p<0.001),因此关怀型伦理氛围在伦理型领导与员工网络怠工行为之间发挥部分中介作用,假设H2得到验证;如模型4所示,伦理型领导显著正向影响员工的道德认同(β=0.499,p<0.001),如模型8所示,在伦理型领导与网络怠工行为之间加入中介变量道德认同后,道德认同显著负向影响员工网络怠工行为(β=-0.336,p<0.001),伦理型领导对员工网络怠工行为的影响有所减弱(β=-0.414,p<0.001),因此道德认同在伦理型领导与员工网络怠工行为之间发挥部分中介作用,假设H3得到验证。

运用Process插件检验关怀型伦理氛围、道德认同在伦理型领导与员工网络怠工行为之间的链式中介作用。如表4所示:伦理型领导对员工网络怠工行为的总间接效应为三条中介路径的效应之和,总间接效应值为-0.252,95%CI为[-0.346,-0.160],不包含0,效应显著;关怀型伦理氛围在伦理型领导与员工网络怠工行为之间的中介效应值为-0.080,95%CI为[-0.156,-0.017],不包含0,中介效应显著,假设H2得到进一步验证;道德认同在伦理型领导与员工网络怠工行为之间的中介效应值为-0.115,95%CI为[-0.189,-0.051],不包含0,中介效应显著,假设H3得到进一步验证;关怀型伦理氛围和道德认同在伦理型领导与员工网络怠工行为之间的链式中介效应值为-0.057,95%CI为[-0.099,-0.023],不包含0,链式中介效应显著,假设H4得到验证。

表4 链式中介效应分析结果

4 结论及讨论

4.1 研究结论

本文基于社会信息加工理论基础,探究了伦理型领导对员工网络怠工行为的作用机制。结果表明,伦理型领导不仅显著负向影响员工网络怠工行为,还分别通过关怀型伦理氛围和道德认同的部分中介作用及链式中介作用对员工网络怠工行为产生负向影响。

4.2 研究贡献

本研究证实了伦理型领导对员工网络怠工行为具有负向影响,呼应了学者对于伦理型领导可以抑制员工非伦理行为影响的相关研究[2,6-7],同时,分析了关怀型伦理氛围和道德认同在其中发挥的链式中介作用,拓展了社会信息加工理论在伦理信息框架下的传导机制的应用,并丰富了伦理框架下领导风格对新型员工非伦理行为的影响机制研究。

4.3 建议

员工网络怠工行为作为一种随着互联网发展、移动办公发展应运而生的一种新型非伦理行为,以其隐蔽性和破坏性增加了企业管理的不确定性。我国传统儒家文化中以“仁”为中心的伦理道德价值观,千百年来都是人们所追求和推崇的行为准则。根据本研究的发现,破除员工网络怠工的管理困境,可以从中国传统的伦理道德价值观入手。

1)重视领导者的伦理道德水平。对组织而言,在选聘领导者时,应充分考虑其自身的道德伦理水平,从源头上降低风险,在领导者培养与培训中,更多注重领导者的德性教育,培养领导者实施伦理型管理的能力。

2)加强对员工的道德教育与引导。领导者应充分发挥道德个人与道德管理者作用,以身作则,为员工树立利他、真诚、公正、关爱的道德形象,道德垂范。同时,在日常工作中,领导者应及时对员工网络怠工等非伦理行为做出反应,通过奖惩手段,对员工进行伦理道德强化,让优秀道德品质成为员工共同追求,以此约束自身行为。

3)营造良好的关怀型伦理氛围。人是社会动物,处于组织中的员工更期望与同事友好交流,和谐互助。因此领导者应重视组织内的伦理氛围营造,在日常管理及组织文化建设中融入利他主义导向的价值观,通过协作等方式加强组织成员之间的工作与情感联系,即通过建立和谐的人际关系,强化员工的伦理道德认知,引导员工崇德向善。

4.4 不足与展望

1)未涉及边界条件,今后研究可探讨在不同的调节变量水平下影响效应的变化;

2)所使用的数据为调查者自我报告,且为一次性收集的横截面数据,今后研究可采用纵向的多源数据进行检验。