授权型领导对服务类员工亲社会性违规行为的影响机理

●何燕珍 张瑞



授权型领导对服务类员工亲社会性违规行为的影响机理

●何燕珍 张瑞

内容摘要 亲社会性违规行为着实让管理者左右为难。员工的主动性和创新性需要得到高度的保护的同时，制度的铁律更是不能被破坏，如何在两者之间取得平衡，确实需要领导者的管理“智慧”。本研究着眼于中国企业情境，对267名服务类员工展开问卷调查，研究结果表明：授权型领导对亲社会性违规行为有显著正向影响；领导成员交换关系在授权型领导与员工亲社会性违规行为间起到中介作用；风险偏好调节领导成员交换关系对员工亲社会性违规行为的影响。基于此结论，文章认为，管理者授权的前提必须是清晰界定规章制度的“雷区”，属于“道德底线”或管理铁律的部分绝对不可“越轨”，制度和流程的优化无时不在，加大授权力度，允许员工尝试，寻找更高效的工作方式；领导成员交换关系导致“圈内”和“圈外”人员对违规风险的评估以及违规后果的不同感受，可能破坏了对规章制度执行的一致性，对此可能导致的负面效应，需要引起高度重视，保持制度执行的一致性。

关 键 词亲社会性违规行为 授权型领导 领导成员交换关系

何燕珍（通讯作者），厦门大学管理学院，副教授，管理学博士。电子邮箱：yanzhenhe@xmu.edu.cn。

张瑞，厦门大学企业管理系，硕士研究生。

面对规章制度，管理者往往陷于两难境地：一方面，要求员工严格遵守规章制度，担心官僚化导致低效率，另一方面，让员工在工作中有所变通，又担心通融性导致工作差错而失去控制。尤其是，在服务性岗位上，“软性”的服务需要服务者瞬间做出反应，岗位性质决定了工作的更多自主权，服务细节无法全然通过规章制度或管理流程加以控制，或者管理流程根本就不符合工作情境的要求。现实中，这些现象比比皆是。比如，某一工作必须由多个部门共同协商才能推进，但员工发现其中的无效环节，为了节约时间成本，减少不必要的人工浪费，该员工越过此环节推进流程。这一行为没有给企业造成任何损失，反而提高了工作的处理效率，但已构成事实违规。又比如，根据组织规定，销售人员在与重要客户签单时，必须由其上级领导签字批准。但在客户有紧急需求的情况下，上级领导不在，销售人员还未来得及获取上级领导签字，就越权与重要客户签订了合约，维护了企业的经济利益，也满足了客户的需求，但违反了组织的明文规定。抑或某员工为了帮助同事给客户递送资料导致自己上班迟到，违反了组织明文要求的禁止迟到早退的规定……事实上，工作中诸多的事实违规行为，往往出于当事者的“善意”，出发点是为了提高工作效率、满足顾客需求或帮助同事，这在理论上被定义为“亲社会性违规行为”。

亲社会性违规行为已经开始引发业界的广泛关注。令管理者左右为难的是，员工的主动性和创新性需要得到高度的保护，制度的铁律更是不能被破坏，如何在两者之间取得平衡，需要领导者的管理“智慧”。因此，研究亲社会性违规行为的影响机理对于组织和管理者均至关重要。目前，“亲社会性违规行为”的相关探索性研究还不成熟，无论是实证检验或是理论模型构建的研究结论都并不丰富。现有的文献多数针对亲社会性违规行为的研究都以个人特质为前因变量，包括责任心、风险偏好、自尊、自我效能等。但个人特质是个体内生的心智模式，相对稳定，受外界影响发生改变的可能性较小，改变周期也较长。因而以个人特质为自变量对组织管理实践的意义相对局限，领导者无法通过领导行为的调整在短时间内改变个人特质，也就很难找到合适的方式影响其亲社会性违规行为。除个体特质以外，Morisson（2006）等研究证实了工作特征和他人影响对亲社会性违规行为的作用，这对于组织管理更有借鉴意义。但相关研究数量不多，结论的可推广性还有待进一步验证，这为本文展开研究提供了一定的契机。

实践证明，情境因素也会对亲社会性违规行为产生影响（何立、李锐、凌文辁，2013）。领导者行为通常会向员工传递有关工作准则的信息和暗示，因而领导者开放的管理风格会对员工亲社会性违规行为产生促进作用（Huang et al., 2014）。如：授权型领导者通常会将更多的权力与下属分享，这给下属员工更高的工作自由度，使下属员工获得更多的决策自主权（Srivastava et al., 2006），为下属产生亲社会性违规行为提供可能。由此，本文选取研究视角为“授权型领导”，从中可以探讨两者之间的影响路径，以期对现有亲社会性违规行为前因变量局限性的拓展。本文基于中国情境下的研究样本，回答以下问题：（1）备受推崇的“授权型领导”是否会对员工的亲社会违规行为产生正向影响？（2）若这一影响关系存在，那么它的作用机理如何？员工与领导之间的领导成员交换关系水平是否会中介上述影响关系？（3）员工风险偏好水平是否会对这一影响机制产生调节作用？

一、理论依据与研究假设

关于员工行为的合规性，以主观积极性、行为合规性为两个维度来划分，员工行为可以被划分为四个象限，分别为建设性合规、破坏性合规、建设性偏差和破坏性偏差（Warren, 2003）。“亲社会性违规行为”作为建设性偏差的一个重要表现形式，它综合了个体的角色内、角色外行为。Morrison（2006）将亲社会性违规行为解释为：行为主体具有良好的主观意愿，期望为组织及其利益相关者谋求福祉，但其实施的行为却违反组织规定。这种非常规行为带来的结果具有不确定性：一方面可能有利于组织创新和流程改善；另一方面也存在损害组织长期利益，破坏企业内部管理稳定性的风险。

影响亲社会违规行为的因素很多。其中，授权型领导是一种可视的组织情境，包括领导者行为和工作设计等。领导者可以下放自己的权力，或通过明确的岗位说明给予下属更多的自主权和更丰富的工作内容（Leach, Wall &Jackson, 2003；Arnold, Arad, Rhoades & Drasgow, 2000）。授权型领导是一种主动为下属提供支持和帮助、愿意与下属分享权力的领导类型。这种给予下属更多自主权的结果给下属亲社会违规留下空间，员工更可能出于集体利益而“自作主张”。在现实情境中，领导者与团队成员之间的互动关系并不具有同质性，即针对不同的下属，领导者会展现出不同的管理风格（Dansereau, Graen & Haga, 1975; Graen, 1976）。受到人格特点、个人能力、组织环境等多重影响，领导者会与部分成员建立相对封闭的紧密联系，将其当做“值得信赖的助理（Trusted Assistants）”；与其余成员则保持有距离的一般关系，将其作为“雇佣来的帮手（Hired hands）”, 形成相对稳定的人际交互（Zalesny & Graen, 1987）。这种交互被称为领导成员交换关系，体现为员工与领导之间社会交换关系的“亲疏”。这种亲疏关系恰恰是下属体验领导风格的主要途径。同时，亲社会违规行为的可能性还与个人特性有关。比如，人们对待风险的主观倾向，是个体认知的外在体现（李劲松、王重鸣，1998），风险偏好是在某一特定情境下，个体面对某类风险时所表现出的稳定态度，它直接影响着员工产生亲社会违规行为的强度。由此，提出相应的研究模型（见图1）。

（一）授权型领导与亲社会性违规行为

授权型领导是在社会认知理论基础上发展而来的概念，它强调通过改变个体主观认知和思维方式来调整个体行为（Bandura, 1986）。亲社会性违规行为是一种富有争议的工作行为，它要求下属员工承担较高的风险，去完成出于利他动机的突破性行为（Morrison, 2006）。因此在组织环境中，下属员工是否愿意产生这类建设性偏差，在很大程度上取决于领导者的态度。

图1 研究模型

授权型领导者信任下属员工能够产生高绩效，主张强化下属员工对自身工作价值的认可，这对提高下属员工的工作动机和自我效能有显著作用（Ahearne et al., 2005）。领导者持续培养员工的决策参与，提高员工工作自由度，鼓励员工独立行动，给下属员工足够的空间（Arnold et al., 2000）。在这样的环境下，下属员工的工作热情更加高涨，工作参与程度提高，学会从自己的视角出发寻找改善现状的突破口，进而产生一些具有一定风险性的创新行为（Chen et al., 2011）。社会认知理论还指出，当个体感知到环境要求有益于自我价值实现时，就会将环境要求的外在动机内化为其内在动机，从而诱发主动性行为（Rigby et al., 1992）。领导者的授权行为体现了对下属员工的信任，强化了员工个体的存在感，满足了下属员工对于自我管理和自我实现的需求。这种信任关系提高了下属员工的责任感（Block, 1988），引导下属员工基于对组织目标的认同，主动采取改善组织运作效率、提高服务质量等利他性行为（吴志明、武欣，2007），这成为员工出于良好动机产生违规行为的心理基础。

相关研究结论表明，工作意义和工作自主性都对员工亲社会性违规行为有显著正向影响（Morrison, 2006）。当员工在工作决策事项上具有较高的自主空间或对工作意义有强烈认同感时，员工更容易实施亲社会性违规行为（Morrison, 2006）。授权型领导赋予了员工更多的自主决策权力，这就大大提高了他们的自由度，员工可以根据自我判断对工作方式方法进行决策（Leach et al., 2003），这是员工产生亲社会性违规行为的重要前提支持。授权型领导降低了员工的风险顾虑（Bass, 1985），广阔的自主决策空间和对员工绩效的高度信任为员工的亲社会性违规行为提供了极具包容性的客观保障。

尽管直接以授权型领导和亲社会性违规行为这两个变量为研究对象的成果尚不多见，但已有研究表明：领导者的授权行为减少了下属员工的工作干扰，提高了对下属员工工作行为的包容程度（Bass, 1985），使得他们能够全心投入到工作中，产生新思路、新方法，跳出现有框架的束缚解决问题（李跃等, 2011），这就使员工产生亲社会性违规行为成为可能。

H1 ：授权型领导对员工亲社会性违规行为有显著正向影响。

（二）领导成员交换关系的中介作用

根据社会认知理论的观点，下属员工对领导成员交换关系的判断极大程度上取决于对领导者行为表现的解读（Bandura, 2000）。要使员工感知到高水平的领导成员交换关系，领导者就有必要采取恰当的领导模式。授权型领导关注员工个体的价值发挥（Ahearne et al., 2005），频繁且深入的工作交流容易使下属员工对自己产生“圈内人”的认知，认为自己受到领导者的认可和关注，是领导者的得力助手和组织中的核心力量（Dansereau et al., 1975），与领导者之间存在高质量交换关系（Zalesny & Graen, 1987）。

H2：授权型领导对领导成员交换关系有显著正向影响。

“互惠原则”是社会交换理论研究的重要前提，当一方向另一方提供资源或信息支持时，另一方就会形成回馈帮助者的义务，以稳定双方的互惠社会关系（Gouldner, 1960）。在高质量的领导成员交换关系中，员工义务被扩散（Quenson, 2013），组织承诺（Nystrom, 1990）和责任感（Gerstner & Day, 1997）被提高。下属员工感到有必要为提高组织效率做出更多贡献（Tziner et al., 2010），容易诱发员工产生出于公民意愿的行为，以回馈自己与领导者之间的交换关系（Rockstuhl et al., 2012），这为下属员工产生亲社会性的违规行为构建了心理基础。在领导成员关系质量较高的对子中，领导者愿意将关键信息和重要资源与“圈内人”分享（Diane, 2004），以帮助下属提升工作能力。另一方面，领导者会对“圈内”下属可能产生的失误进行庇护（孙锐等, 2009; Wang et al., 2015），这就给员工打破常规提供了强大的保护。由此看来，领导者对下属员工的支持容易诱发下属的亲社会性违规行为。已有研究结论也证实，领导成员交换关系质量对员工建设性偏差有显著促进作用（Tziner et al., 2010），可对顾客关怀的亲社会性违规行为做正向预测（Mayer et al., 2007）。

H3：领导成员交换关系对员工亲社会性违规行为有显著正向影响。

授权型领导作为一种常见的领导类型，领导者对下属员工授权赋能的过程可以看作是一次自上而下的有益互动，强化下属员工的自我价值认知，对提高领导成员交换关系的质量起到正向影响作用（Gerstner & Day, 1997）。与此同时，下属员工为了维护和巩固与领导者之间的情绪纽带，必须主动采取行动予以回馈。领导者为下属员工提供的资源支持越多，下属员工与领导者增进关系的动机就越强，也就有必要向领导者回馈更多绩效（孙庆民，1994）。为了实现双方的心理契约，下属员工必须不断改进工作现状，故而容易出于改善工作效率、提升服务质量或其他利他动机产生打破制度的违规行为，且领导成员交换关系在这一作用链条中扮演了中介角色。

回顾现有相关研究，Wang和 Chen（2005）、Chan 和 Mak（2012）、Walumbwa, Mayer和Wang（2011）等人的研究都认为，在领导类型与员工绩效、员工行为的作用关系中，领导成员交换关系会起到部分中介或完全中介作用。如：领导成员交换关系完全中介了变革型领导对员工绩效和组织公民行为的作用关系（Wang et al., 2005）；领导成员交换关系在仁慈型领导和工作绩效间起到部分中介作用，在仁慈型领导和组织公民行为间起到完全中介作用（Chan & Mak, 2012）；领导成员交换关系在伦理型领导与员工绩效间表现了部分中介效用（Walumbwa et al., 2011）。

H4：领导成员交换关系在授权型领导对员工亲社会性违规行为的影响关系中起中介作用。

（三）风险偏好的调节作用

亲社会性违规行为是下属员工出于互惠动机而产生的回馈行为，但由于受到现实制度的限制，这种良性动机的改进行为却成为事实违规行为（Warren, 2003），极有可能不为领导者所接受，不但不能实现互惠目标，反而遭受处罚，存在相当的风险。研究表明，个体做出风险决策很大程度上受到其风险偏好的影响（Rohrmann, 2005）。风险偏好水平高的员工倾向于主动寻找风险（苏倩倩等，2011），对成功的欲望较为强烈，对行为后果的风险容忍度更高（MaClelland, 1965）。当这类员工感受到上级领导的信任和关注时，会主动采取行动进一步拉近双方交换关系，更容易产生亲社会性违规行为（Vardaman et al., 2012；Morrison, 2006）。反之，风险偏好水平较低的员工规避风险（苏倩倩等, 2011），他们通常会高估负面后果产生的可能性（Pratt, 1964），不愿意冒险违反组织规定。这类员工会更为谨慎地对待领导者对自己的信任（Shin & Zhou, 2003），采用保守的行为方式维护双方的交换关系。即便发现改善现状、获取成就的可能性，但考虑到该行为风险水平较高，存在一定的失败几率，其产生亲社会性违规行为的可能性也较小（Vardaman et al., 2012; Morrison, 2006）。

H5：员工风险偏好在领导成员交换关系对员工亲社会性违规行为的影响中表现正向调节作用。员工风险偏好越高，领导成员交换关系对员工亲社会性违规行为的影响就越强。

在以上论述中，本文假定：（1）领导成员交换关系在授权型领导与员工亲社会性违规行为之间起着中介的作用；（2）员工的风险偏好水平会强化领导成员交换关系对员工亲社会性违规行为的正向影响（调节第二阶段的影响），但并不会影响授权型领导与员工亲社会性违规行为之间的正向关系（不调节第一阶段的影响）。根据这些假定，我们可以进一步推论，员工的风险偏好水平越高，授权型领导通过领导成员交换关系进而对员工亲社会性违规行为产生的正向影响（间接效应）就越高。即：员工的风险偏好水平越高，领导成员交换关系在授权型领导与员工亲社会性违规行为之间所起的中介效应就越强。

H6：员工的风险偏好水平越高，领导成员交换关系在授权型领导与员工亲社会性违规行为之间所起的中介效应就越强。

二、 研究设计

（一）研究样本与程序

本次数据调查共发放问卷350份，回收312份，问卷回收率为89.14%。样本来源包括内蒙古、黑龙江、吉林、辽宁、北京、河北、天津、山东、陕西、上海、浙江、江苏、湖北、四川、重庆、云南、贵州、福建、广西、广东、海南等多省市。本次调查对象为服务类型岗位的员工（如：客户经理、业务代表、窗口服务人员等），样本量较大的企业包括：工商银行、建设银行、阳光保险集团、生命人寿保险、新华人寿保险等。此外，德勤会计师事务所、招商银行、中国移动等企业的少量员工也参与了本次调研。

问卷回收后，作者依据以下3个标准对问卷进行筛选和剔除：（1）问卷填写时间过短（少于3分钟）或过长（长于10分钟）；（2）存在明显胡乱填写行为的（如：人口统计变量存在前后矛盾、反向记分题项与正向记分题项存在矛盾、问卷通篇选择同一选项等）；（3）问卷存在缺漏项。筛选后共获得有效问卷267份，问卷有效率为85.58%。在最终有效问卷中，互联网平台问卷与纸质版问卷的比例约为4：5。

（二）研究工具

本研究全部题项均由英文版量表译制而来，并以里克特五级量表的形式进行测量。

1.授权型领导。本文选取Ahearne, Mathieu和Rapp （2005）所开发的4维度测量量表。该量表共包含12个题项，分别测量领导者强化员工工作价值、培养员工决策参与、对员工高绩效信任和提高员工工作自由度的水平。强化工作价值包含3个题项，子量表信度达到0.76；培养决策参与包含3个题项，子量表维度达到0.92；高绩效信任维度包含3个题项，子量表信度达到0.90；提高工作自由度包含3个题项，子量表信度达到0.86。

2.领导成员交换关系。Graen和Uhl-Bien（1995）以Scandura和Graen（1984）所开发的LMX-7量表为基础，对其表述形式进行改编，形成里克特五级量表形式的LMX-7。本文采用Graen和Uhl-Bien（1995）所改编的这一量表进行测量。该量表共包含7个题项，信度达到0.80。为了保持本次调查全部题项语言表述风格的一致性，本文将原量表中的疑问句全部翻译为陈述句，由被试者依同意程度选填。

3.亲社会性违规行为。本文采用Dahling, Chau, Maye和Gregory（2012）所开发的亲社会性违规量表，该量表共包含3个维度，13个题项。其中，效率导向维度包含5个题项，子量表信度达到0.87；帮助同事维度包含4个题项，子量表信度达到0.91；顾客关怀维度包含4个题项，子量表信度达到0.86。

4.风险偏好。本文选取Ibarra和Andrews（1993）开发的单维度量表作为研究工具。该量表共包含5个题项，在组织情境中测量员工对工作相关风险的偏好程度。该量表信度达到0.86。

三、研究结果

（一）共同方法偏差检验

鉴于本研究的各变量设置于同一量表中，并由被调研对象者在同一时间段中填写，这将有可能导致所获取的数据存在共同方法偏差（Common Method variance, CMV）的问题。鉴于此，本研究采用Harman的单因素检验法对此进行验证。具体操作过程为：利用SPSS对所有构念的测量测项统一进行为探索性因子分析，若未旋转之前所抽取的最大的因子方差解释率超过50%，则表明CMV较高，存在共同方法偏差；反之，则表明不存在共同方法偏差。本文采用SPSS21.0进行以上分析，分析结果显示：共萃取出7个初始特征值大于1的因子，其中，最大的因子方差解释率为35.29%，小于50%；同时，7个的累积方差解释率为66.07%，这说明不存在能够解释绝大部分的变异量的单一的因子，亦即本研究不存在共同方法偏差。

（二）各变量描述性统计及相关分析

表1列出了本研究主要变量及控制变量之间的相关关系及其显著水平。数据显示，授权型领导与员工亲社会性违规行为显著正向相关（r＝0.29，p＜0.01），与领导成员交换关系也存在显著正相关关系（r＝0.47；p＜0.01）。领导成员交换关系（r＝0.32，p＜0.01）、风险偏好（r＝0.57；p＜0.01）也分别与员工亲社会性违规行为有显著正向影响。

表1 各变量的描述统计与相关系数表

由于性别、企业性质为无序的类别变量，故而将其转化为虚拟变量纳入模型。其中，企业性质共包含4个类别，需转化为3个虚拟变量，分别为D-国有企业、D-民营企业和D-外资企业。由数据结果可得，性别、学历、年龄、企业性质等变量也表现会对研究变量产生显著影响，说明应当将上述变量作为控制变量纳入模型，排除可能对模型产生干扰的无关因素。以上结果与本文所提出的研究假设基本一致，可进行进一步检验。

（三）假设检验

表2展示了授权型领导对亲社会性违规行为的影响效果。本研究主要运用多元回归分析完成假设检验。首先建立零模型M1-0，仅对全部控制变量（性别、学历、年龄和企业性质）进行线性回归，获得控制变量对结果变量的影响水平。随后建立模型M1-1，对性别等变量加以控制，加入授权型领导进行回归分析，可得授权型领导对亲社会性违规行为有显著影响（M1-1，β=0.28，p＜0.01）。

建立零模型M2-0，仅对全部控制变量（性别、学历、年龄和企业性质）进行线性回归，获得控制变量对领导成员交换关系的影响水平。随后建立模型M2-1，控制性别等变量，加入授权型领导进行分析，可得授权型领导对领导成员交换关系有显著正向影响（M2-1，β=0.51，p＜0.01）。

在模型M1-0的基础上建立模型M1-2，控制性别等变量，加入领导成员交换关系进行分析，可得领导成员交换关系对亲社会性违规行为有显著正向影响（M1-2，β=0.29，p＜0.01）。随后建立模型M1-3，控制性别等变量，并逐步加入自变量和中介变量进行回归。由数据结果可得，授权型领导对亲社会性违规行为有显著正向影响（M1-1，β1＝0.28，p＜0.01）。加入中介变量后，自变量系数减小、显著性降低但仍然显著（M1-3，β1＝0.17，p＜0.05），且中介变量显著（M1-3，β2＝0.21，p＜0.01）。可以推断，领导成员交换关系发挥了部分中介作用。

根据数据汇报结果，方差膨胀因子（VIF）均远小于10，符合多重共线性诊断的指标要求，各变量之间不存在多重共线性。

综上所述：假设H1得到了支持，即授权型领导对员工亲社会性违规行为有显著正向影响。假设H2得到了验证，即授权型领导对领导成员交换关系有显著正向影响。假设H3得到了验证，即领导成员交换关系对员工亲社会性违规行为有显著正向影响。假设H4得到了部分支持，即领导成员交换关系在授权型领导对亲社会性违规行为的影响关系中发挥了部分中介作用。

表2 模型检验结果

表2展示了风险偏好的调节作用。本研究采用逐步分层回归的方法检验风险偏好的调节作用。在模型M1-0和M1-2的基础上建立模型M1-4和模型M1-5，分别将中介变量和调节变量引入方程，最后生成中介变量与调节变量的交互项引入方程。由数据结果可得，中介变量和调节变量都分别在逐层回归的各层表现显著。在M1-5中，加入交互项后ΔR2＝0.02，ΔF表现显著，交互项在方程中也表现了正向显著性（M1-5，β=0.14；p＜0.01）。即风险偏好对模型有一定贡献，表现了调节作用。因此，假设H5得到了验证，即风险偏好在领导成员交换关系和亲社会性违规行为之间起到正向调节作用。

本文根据Edwards和Lambert（2007）的建议，利用拔靴法（bootstrapping method），分析在不同的风险偏好水平下，领导成员交换关系在授权型领导和亲社会性违规行为之间所起的中介作用，分析结果列在表3所示。由表3可知，领导成员交换关系对亲社会性违规行为的正向影响在风险偏好水平较高时更强（β=0.32），而在风险偏好水平较低时则更弱（β=0.06），且这两个影响系数之间存在显著的差异（Δβ= 0.25, p ＜0.01）。因此，风险偏好会强化领导成员交换关系对于亲社会性违规行为的正向影响，进一步支持了假设5。同时，从表3可以看出，授权型领导对亲社会性违规行为的间接作用（以风险偏好为中介）在风险偏好水平较高时更强（β=0.20），而在风险偏好水平较低时则更弱（β=0.04），且两者之间亦存在显著差异（Δβ= 0.16, p ＜0.01）。因此，假设6也得到了数据的支持，即员工的风险偏好水平强化了领导成员交换关系在授权型领导和亲社会性违规行为之间所起的中介作用。

（四）补充研究

尽管本文在以上主研究中对因变量亲社会性违规行为的三个维度（效率导向、帮助同事和顾客关怀）进行汇聚，以其整体均值作为该变量的最终值进行层级回归分析，然而鉴于这三个维度的行为内容和行为对象存在一定的差异，因此本文另外设计了补充研究，分别检验亲社会性违规行为三个维度在本理论框架中的具体作用效果。分析结果具体如表4、表5和表6所示。

由表2、表4、表5和表6可知，领导成员交换关系在授权型领导和亲社会性违规行为（M1-3，β=0.21，p＜0.01）、授权型领导和效率导向（M3-5，β=0.24，p＜0.01）、授权型领导和帮助同事（M4-5，β=0.20，p＜0.01）、授权型领导和顾客关怀（M5-5，β=0.17，p＜0.01）的关系中均起到显著的部分中介作用；同时，员工的风险偏好对领导成员交换关系和亲社会性违规行为（M1-5，β=0.14；p＜0.01）、领导成员交换关系和效率导向（M3-7，β=0.18，p＜0.01）、领导成员交换关系和帮助同事（M4-7，β=0.15，p＜0.01）、领导成员交换关系和顾客关怀（M5-7，β=0.15，p＜0.01）的关系均有显著的正向调节作用。然而，由以上的作用系数可知，领导成员交换关系的部分中介作用和风险偏好的正向调节效应在四个模型中都没有出现明显的差异。这说明尽管亲社会性违规行为的效率导向、帮助同事和顾客关怀三个维度的侧重点有所不同，但其在本理论框架中的作用效果并没有出现明显的差异，也进一步说明了本文的主研究中以三个维度的整体均值作为亲社会性违规行为的最终观测值，是具有较高的合理性的。

图 1 调节效应图

表3 有调节的中介效应

表4 亲社会性违规行为——效率导向维度层级回归分析

表5 亲社会性违规行为——帮助同事维度层级回归分析

五、研究结论与建议

（一）研究结论

分析结果表明，授权型领导与员工亲社会性违规行为有显著正相关关系。同时，授权型领导各子维度分别与亲社会性违规行为存在显著正相关关系，授权型领导与亲社会性违规行为的各子维度之间也表现了显著的正相关关系。这一结论一方面印证了Dahling等（2012）、Vardaman（2012）等研究的结论：具有高工作自主性或感受到高工作要求的员工容易产生亲社会性违规行为。另一方面也拓展了这一结论，即强化员工对自身工作价值的理解以及体现对员工产生高绩效的信任也会促使他们产生亲社会性违规行为。

此外，授权型领导对领导成员交换关系存在显著正向影响，且领导成员交换关系与员工亲社会性违规行为也存在显著的正相关关系。领导成员交换关系在其中表现了中介作用。Wang等（2005）、Walumbwa等（2011）等研究都提出：领导成员交换关系在领导类型与员工绩效、行为的关系中扮演了中介角色，这一逻辑链条与本文所得出的结论颇为相似。在分层回归过程中，加入中介变量后降低了自变量的系数绝对值，且自变量系数仍处于显著水平，表明了领导成员交换关系在自变量和因变量的作用链条中充当部分中介作用。

风险偏好在中介变量与结果变量的影响关系中表现正向调节作用，即员工风险偏好水平越高，领导成员交换关系对亲社会性违规行为的作用就越强烈。反之，风险偏好水平越低，上述关系就越微弱。这可以得到Morrison（2006）研究结论的支持，也在一定程度上验证了Vardaman等（2012）提出的理论模型，即：个人风险偏好对亲社会性违规行为有显著正向影响。本文将风险偏好引入作为调节变量，是对原有研究的一次尝试性拓展。

（二）管理建议

亲社会性违规行为是一种合情合理但非法的“擦边球”，我国管理实践中尤为常见。本文的研究重点是探索员工亲社会性违规行为的前因变量，从而使企业掌握员工行为管理的主动权。

（1）管理者授权的前提是“明令禁止”区域的清晰界定。在日常管理中，领导者需要根据组织管理的风格采用恰当的授权行为促进或者抑制员工的亲社会性违规行为。如果领导者希望员工勇于尝试，打破常规，寻找更高效的工作方式或产出更优质的服务，就可以加大授权力度，鼓励下属员工参与领导决策，基于下属更多的自由裁量权，帮助员工做好心理建设，并为下属提供更多的信息和资料支持，使其有足够的突破现有局限。更为重要的是，领导者需要更清晰界定：制度的哪些方面是需要进一步优化的领域，哪些方面属于“道德底线”或管理铁律而不能“越轨”，减少亲社会性行为的“违规”范围。当然，如果领导者希望下属员工严格遵守组织规定，适当缩小授权范围，明确员工工作自由度的界限，“明令禁止”区域扩大，不鼓励员工挑战现有的“规矩”。

表6 亲社会性违规行为——顾客关怀维度层级回归分析

（2）管理好“圈内人”的违规行为。领导者以领导成员交换关系为中介对亲社会性违规行为产生影响，领导成员交换关系对亲社会性违规行为产生正向影响。简言之，上下级之间的亲疏关系影响着亲社会性违规行为，与上级互动更多，受到更多的“信赖”，违规后得到更多的宽容，这些因素都使得“圈内人”更容易发生“善意”的违规行为。对良性违规持宽容态度的领导者可以拉近与下属员工之间的关系，培养下属工作能力，建立下属对自己的信任和支持，提高下属的忠诚度和责任感，进而诱发下属员工为了改善工作质量、帮助同事或提高服务质量，甚至冒险去违反规定。但值得注意的是，正是这种“圈内”和“圈外”人员对违规风险的评估以及违规后果的不同感受，可能破坏了对规章制度执行的一致性。也就是说，如果管理者不能管好与之较为亲近的下属的“违规”行为，将引发诸多不公平感，规章制度的严肃性难以维系。

（三）研究贡献

第一，亲社会性违规行为是一个新兴的概念，尚未得到理论界的广泛关注。在国外的相关研究中，实证研究较少，理论模型构建也未得到充分验证。在国内，相关领域处于几乎空白的状态。本文从授权型领导和领导成员交换关系的视角切入，得出了上述两个变量均与员工亲社会性违规行为有显著正相关关系，是对已有实证研究结论的一次丰富，也是对理论构建模型的一次验证。

第二，关于领导成员交换关系所扮演的中介角色已经有较为丰富的研究，如Chan和Mak（2012）就证明了在仁慈领导与下属绩效的关系中，领导成员交换关系表现了中介作用，Wang等（2005）验证了在变革型领导与下属绩效、组织公民行为的关系中，领导成员交换关系表现了中介作用。Walumbwa等（2011）验证了在伦理型领导与员工绩效关系中，领导成员交换关系也扮演了中介作用。本文验证了这一逻辑链条，即领导者的领导行为会通过领导成员交换关系来作用下属员工的行为方式。这丰富了这一领域中国情境下的研究样本，也是对领导者管理方式的作用路径进行的一次进一步剖析，指出领导成员交换关系也有带来某些负面影响的可能。

第三，在亲社会性违规行为的研究领域，个体对风险的认知和偏好通常以自变量的角色出现，并产生或推测会对亲社会性违规行为产生正向影响。本文在丰富了亲社会性违规行为前因变量的基础上，将代表个体特质的风险偏好引入模型，探索其调节作用，是一次有依据的尝试。这也为领导者甄选和管理员工提供了更多的切入视角。

（四）研究局限

本研究从设计到实施过程中一直力求严谨，但仍存在一些有待修正的局限性：第一，由于本研究通过滚雪球的方式进行问卷数据调查和收集，因此能够获得的样本多数来自于企业中层领导者及以下，样本的年龄、学历等方面也出现了部分选项的集中，这可能在一定成都上会影响数据分析结果的普适性和代表性。第二，本文所研究主要变量是亲社会性违规行为，这一变量虽是处于良好的主观意愿，但仍包含了负项的行为结果，可能导致被试产生心理防御。因此不能绝对排除部门被试在填写问卷使有意隐瞒真实情况，以表现较低的违规水平。第三，受条件制约，本研究未能实现跨时间纵向研究。但本文所研究的变量在不同时间点上有可能表现出不同的水平，若能采用纵向研究就更能保证数据结论的缜密性。

（五）研究展望

第一，进一步厘清亲社会性违规行为的内涵和结构。目前研究普遍采取的定义为：个体为提升组织及其利益相关者的福祉而自发采取的，违反组织强制性规则的偏差行为。事实上，企业情境中还存在着个体为避免其既有利益受到损害而故意采取的违规行为。从这种行为的心理学视角和事实结果来看，该行为也应纳入到亲社会性违规行为的研究范畴中。未来可进一步剖析亲社会性违规行为所包含的内容并对其进行更精确的定义。此外，本研究主要以在服务类型岗位上任职的员工为样本进行测量，对非服务类型的员工来讲，亲社会性违规行为还是否应当包含“顾客关怀”这一维度，还有待探讨。亲社会性违规行为应当包含哪些维度，如何划分维度才能使这一概念在企业中具有普适测量意义，是未来研究的重要方向。第二，发展亲社会性违规行为在中国文化情景中的测量工具。本文采用的量表是西方学者开发的量表，考虑到东西方文化存在一定差异，因而在中国情境中加以适用能否使量表效度达到最大，还需要更多的检验。目前，亲社会性违规行为的研究量表仍十分欠缺，后续研究可以通过访谈等方法，落脚于我国企业环境，开发出一套在中国适用的亲社会性违规行为量表，对原有理论和测量加以丰富。第三，进一步探索亲社会性违规行为的前因变量。目前学术界对亲社会性违规行为的研究尚不丰富，对其前因变量的研究也主要集中在在个人特质、工作特性、他人亲社会性违规行为水平的影响三方面。本文虽然对前因变量的研究进行了一定的探索，但从模型的解释力度来看，主要模型的解释力度在13%-41%，处于中等偏上水平（Donald, 2010），这说明还存在着其他有意义的前因变量在影响员工亲社会性违规行为，可以探索的空间巨大。亲社会性违规行为作为组织内个体行为，不仅会受到个人特质的影响，还会受到组织情境（如；伦理氛围、信任氛围、组织官僚等）的影响，Vardaman等（2012）的研究也提出了这方面的理论模型假设，尚未得到实证检验，这也是未来研究的一大切入点。第四，丰富中介变量和调节变量的探索。本文以领导成员交换关系为中介，授权型领导行为会以员工对上下级交换关系的评价为媒介影响其亲社会性违规行为的水平。但影响个体行为的机制十分复杂，存在的中介变量也十分繁多，未来研究可以从中介变量的角度切入，丰富领导行为与员工亲社会性违规行为这一链条的内在机理研究。本文验证了风险偏好的调节作用，在相关文献中Vardaman等（2012）还提出员工核心自我评价会影响亲社会性违规行为的水平。除此之外，个体的其他个体特征（如；责任感、外向性等）是否能在因果链条中发挥调节作用也可以作为未来的一大研究方向。

参考文献

1.何立、李锐、凌文辁：《组织内亲社会性违规行为研究现状与展望》，载《外国经济与管理》，2013年第6期，第43-51页。

2.李劲松、王重鸣：《风险偏好类型与风险判断模式的实验分析》，载《人类工效学》，1998年第3期，第17-21页。

3.李跃、冯永春、黄荣芳：《授权型领导对员工创造力的影响作用研究》，载《现代管理科学》，2011年第8期，第114-116页。

4.刘永芳、毕玉芳、王怀勇：《情绪和任务框架对自我和预期他人决策时风险偏好的影响》，载《心理学报》，2010年第3期，第317-324页。

5.苏倩倩、钱白云、郑全全：《成就目标启动对风险偏好的调节作用》，载《应用心理学》， 2011年第1期，第77-82页。

6.孙庆民：《社会交换资源理论评述》，载《湖南师范大学社会科学学报》，1994年第6期，第117-120页

7.孙锐、石金涛、张体勤：《中国企业领导成员交换， 团队成员交换，组织创新气氛与员工创新行为关系实证研究》，载《管理工程学报》，2009年第4期，第109-115页。

8.吴明隆：《问卷统计分析实务——SPSS操作与应用》，重庆大学出版社，2010年版。

9.吴志明、武欣：《变革型领导，组织公民行为与心理授权关系研究》，载《管理科学学报》，2007年第5期，第56-62页。

10. Arnold J A, Arad S, Rhoades J A, et al. The empowering leadership questionnaire: The construction and validation of a new scale for measuring leader behaviors. Journal of Organizational Behavior, 2000, 21 (5): 249-269.

11.Ahearne M, Mathieu J, Rapp A. To empower or not to empower your sales force? An empirical examination of the influence of leadership empowerment behavior on customer satisfaction and performance. Journal of Applied Psychology, 2005, 90(5): 945-961.

12.Bandura A. Social foundations of thought and action. Englewood Cliffs, NJ, 1986.

13.Block P. The empowered manager. San Francisco, CA: Jossey-Bass, 1988.

14.Bass B M. Leadership and performance beyond expectations. 1985.

15.Chan S C H, Mak W. Benevolent leadership and follower performance: The mediating role of leader-member exchange (LMX). Asia Pacific Journal of Management, 2012, 29(2): 285-301.

16.Chen G, Sharma P N, Edinger S K, et al. Motivating and demotivating forces in teams: cross-level influences of empowering leadership and relationship conflict. Journal of Applied Psychology, 2011, 96(3): 541-555.

17.Dahling J J, Chau S L, Mayer D M, et al. Breaking rules for the right reasons? An investigation of pro-social rule breaking. Journal of Organizational Behavior, 2012, 33(1): 21-42.

18.Dansereau F, Graen G, Haga W J. A vertical dyad linkage approach to leadership within formal organizations: A longitudinal investigation of the role making process. Organizational Behavior and Human Performance, 1975, 13(1): 46-78.

19.Diane R. Relationships among leader-member exchange quality, satisfaction with organizational communication, and creativity in entertainment organizations. Alliant International University, Los Angeles, 2004.

20. Gerstner C R, Day D V. Meta-Analytic review of leader-member exchange theory: Correlates and construct issues. Journal of Applied Psychology, 1997, 82(6): 827-843.

21.Gouldner A W. The norm of reciprocity: A preliminary statement. American Sociological Review, 1960,15(4): 161-178.

22.Graen G. Role-making processes within complex organizations. Handbook of Industrial and Organizational Psychology, 1976:1201-1245.

23.Graen G B, Uhl-Bien M. Relationship-based approach to leadership: Development of leader-member exchange (LMX) theory of leadership over 25 years: Applying a multi-level multi-domain perspective. The Leadership Quarterly, 1995, 6(2): 219-247.

24.Huang Y, Xixi Lu, Xi W. The effects of transformational leadership onemployee’s pro-social rule breaking. Canadian Social Science, 2014, 10(1): 128-134.

25.Ibarra H, Andrews S B. Power, social influence, and sense making: Effects of network centrality and proximity on employee perceptions. Administrative Science Quarterly, 1993,24(5): 277-303.

26.Johnson E J, Tversky A. Affect, generalization, and the perception of risk. Journal of Personality and Social Psychology, 1983, 45(1): 20.

27.Leach D J, Wall T D, Jackson P R. The effect of empowerment on job knowledge: An empirical test involving operators of complex technology. Journal of Occupational and Organizational Psychology, 2003, 76(1): 27-52.

28.Manz C C, Sims H P. Self-management as a substitute for leadership: A social learning theory perspective. Academy of Management Review, 1980, 5(3): 361-367.

29.Manz C C. Self-leadership: Toward an expanded theory of self-influence processes in organizations. Academy of Management Review, 1986, 11(3): 585-600.

30. Manz C C, Sims Jr H P. Leading workers to lead themselves: The external leadership of self-managing work teams. Administrative Science Quarterly, 1987,15(2): 106-129.

31.Manz C C, Sims H P. Superleadership: Beyond the myth of heroic leadership. Organizational Dynamics, 1991, 19(4): 18-35.

32.Mayer D M, Caldwell J, Ford R C, et al. Should I serve my customer or my supervisor? A relational perspective on pro-social rule breaking//67th Annual Meeting of the Academy of Management, Philadelphia, PA. 2007.

33.McClelland D C. N achievement and entrepreneurship: A longitudinal study. Journal of personality and Social Psychology, 1965, 1(4): 389.

34.Meertens R M, Lion R. The effects of risk-taking tendency on risk choice and pre-and post-decisional information selection. Journal of Risk Research, 2011, 14(6): 647-656.

35.Morrison E W. Doing the job well: An investigation of pro-social rule breaking. Journal of Management, 2006, 32(1): 5-28.

36.Nystrom P C. Vertical exchanges and organizational commitments of American business managers. Group & Organization Management, 1990, 15(3): 296-312.

37.Pennings J M E, Smidts A. Assessing the construct validity of risk attitude. Management Science, 2000, 46(10): 1337-1348.

38.Pratt J W.Risk Aversion in the Small and in the Large. Econometrica, 1964, 32(2): 1-2.

39.Quenson Y. The Relationship Between Ethical Leadership And Individual -Directed Organizational Citizenship Behaviour: The Morderationg Effect Of Leadermember exchange. Hong Kong Baptist University Hong Kong, 2013.

40. Rigby C S, Patrick B C, Ryan R M. Beyond the intrinsic-extrinsic dichotomy: Self-determination in motivation and learning. Motivation and Emotion, 1992, 16(2): 165-185.

41.Rockstuhl T, Dulebohn J H, Ang S, et al. Leader-member exchange (LMX) and culture: A meta-analysis of correlates of LMX across 23 countries. Journal of Applied Psychology, 2012, 97(6): 1097-1112.

42.Rohrmann B. Risk attitude scales: concepts, questionnaires, utilizations . Project report. Online access http://www. rohrmannresearch. net/pdfs/rohrmann-rasreport. pdf, 2005.

43.Sims H P, Manz C C. Company of heroes: Unleashing the power of selfleadership. John Wiley & Sons, 1996.

44.Shin S J, Zhou J. Transformational leadership, conservation, and creativity: Evidence from Korea. Academy of Management Journal, 2003, 46(6): 703-714.

45.Srivastava A, Bartol K M, Locke E A. Empowering leadership in management teams: Effects on knowledge sharing, efficacy, and performance. Academy of Management Journal, 2006, 49(6): 1239-1251.

46.Tversky A, Kahneman D. Rational choice and the framing of decisions. Journal of business, 1986: S251-S278.

47.Tziner A, Fein E C, Sharoni G, et al. Constructive Deviance, Leader-Member Exchange, and Confidence in Appraisal: How Do They Interrelate, if at All?. Revista de Psicología del Trabajo y de las Organizaciones, 2010, 26(2): 95-100.

48.Vardaman J M, Gondo M B, Allen D G. Ethical climate and pro-social rule breaking in the workplace. Human Resource Management Review, 2014, 24(1): 108-118.

49.Vecchio R P, Justin J E, Pearce C L. Empowering leadership: An examination of mediating mechanisms within a hierarchical structure. The Leadership Quarterly, 2010, 21(3): 530-542.

50. Walumbwa F O, Mayer D M, Wang P, et al. Linking ethical leadership to employee performance: The roles of leader-member exchange, self-efficacy, and organizational identification. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 2011, 115(2): 204-213.

51.Wang H, Law K S, Hackett R D, et al. Leader-member exchange as a mediator of the relationship between transformational leadership and followers' performance and organizational citizenship behavior. Academy of Management Journal, 2005, 48(3): 420-432.

52.Wang X H F, Fang Y, Qureshi I, et al. Understanding employee innovative behavior: Integrating the social network and leader-member exchange perspectives. Journal of Organizational Behavior, 2015, online publication.

53.Warren D E. Constructive and Destructive Deviance in Organizations. Academy of Management Review, 2003, 28(4): 622-632.

54.Zalesny M D, Graen G B. Exchange theory in leadership research. Handbook of Leadership, 1987: 714-727.

■ 责编/王震 Tel: 010-88383907 E-mail: hrdwangz@126.com

The Impact of Empowering Leadership on Pro-Social Rule Breaking

He Yanzhen and Zhang Rui
（School of Management, Xiamen University）

Abstract:Pro-social rule breaking behavior is a very common individual behavior in workplace, which means that people brakes rules based on positive motivation. This phenomenon may result in efficiency improvement or cost decrease, but also likely to have a negative consequence such as the lower of organizational justice or organizational commitment decrease. Therefore, it is quite important for leaders to master the mechanism of pro-social rule breaking behavior in order to realize effective staff management.Pro-social rule breaking behavior hasn’t caught any attention till recently.This paper is meaningful not only in practice, but also in the theoretical field.This study was carried out in Chinese cultural condition using mature scales as instruments. The samples came from service positions in corporations and 267 valid questionnaires were collected. The conclusions are:1.Empowering leadership is positively related to pro-social rule breaking behavior. 2.Leader-member exchange mediates the relationship between empowering leadership and pro-social rule breaking.3.Risk taking moderate the relationship between leader-member exchange and pro-social rule breaking.

Key Words:Pro-social Rule Breaking Behavior;Empowering Leadership;Leadermember Exchange