内部审计师的亲组织非伦理行为：基于双重认同视角
2018-11-09王汉瑛邢红卫
王汉瑛，田 虹，邢红卫
1 山西财经大学 会计学院，太原 030006
2 吉林大学 商学院，长春 130012
3 山西大学 管理与决策研究所，太原 030006
引言
国际内部审计师协会将内部审计界定为企业的“第三道防线”。然而，近年来频发的企业丑闻中，内部审计师经常会偏离原有的角色定位，参与亲组织非伦理行为，从而导致内部审计失败，引发严重的组织欺诈。2015年9月德国大众爆发“尾气门”事件，为达成环保合规，该公司在柴油汽车上安装作弊软件，使尾气排放测试中的污染物含量降低了5～35倍。据美国环保局调查显示，这起举世震惊的舞弊案潜藏已久，早在2009年内部审计师就已对相关情况有所察觉，然而为应对盲目战略扩张带来的不断攀升的成本压力，他们选择隐而不宣，这导致在长达7年的时间里有多达10余款柴油车涉嫌违规。
有别于传统的工作场所非伦理行为，员工参与亲组织非伦理行为的意图是维护组织利益。然而事与愿违的是，该行为不仅会对外部利益相关者造成伤害，也会对组织造成严重的潜在负面影响[1]。并且，由于内部审计师所涉工作范围极广，除财务审计外，还承担经营审计、信息安全审计、生存能力和灾难恢复审计、管理审计、风险管理等职责[2]，所以其亲组织非伦理行为会对组织造成全面影响。尤其是在全球经济和金融一体化的环境下，若跨国企业集团和金融机构中的内部审计师参与亲组织非伦理行为，更容易引发跨区域的连锁反应。为遏制员工参与亲组织非伦理行为，国内外学者对其影响因素进行了广泛探讨，但都是针对普通员工展开的研究。事实上鉴于其职业特点，内部审计师与普通员工面临的亲组织非伦理行为决策困境迥然不同，这将导致相应行为的成因及治理措施也大相径庭。因此，只有结合职业情景去解析其决策困境，进而深入挖掘行为的根源和机制，才能有针对性地提出纠正方案，从而端本正源，最终提升内部审计的治理效率。
1相关研究评述
亲组织非伦理行为是从非伦理行为中延伸出的一个具有内在矛盾性的概念。UMPHRESS et al.[3]将其定义为旨在促进组织或组织成员效率，但违反核心价值观、道德观念、法律、社会准则的行为。可见，首先，亲组织非伦理行为被框定为一种不道德行为，这是它的本质；其次，行为的初衷是促进组织或组织成员利益，这是它区别于其他非伦理行为的特点；最后，在此初衷之外，该行为是否还包括惠及自身的意图，并不构成界定亲组织非伦理行为的必要条件，即亲组织非伦理行为可以含有、也可不含自利目的[4]。已有研究主要采用个体-情景互动模型，大致从个体与组织互动和个体与他人互动两方面对亲组织非伦理行为的影响因素进行研究。
个体与组织互动方面的研究主要采用社会交换视角，以积极因素-消极后果为范式，探讨员工的组织认同和组织承诺对亲组织非伦理行为的推进作用。UMPHRESS et al.[5]研究发现，高度的组织认同可以激励员工“不择手段”地为组织利益服务，而当员工拥有强烈的积极互惠主义观念时，这种激励作用更强；UMPHRESS et al.[3]认为组织认同和积极社会交换关系诱导员工参与亲组织非伦理行为的机制是中和化过程，该过程中员工忽视、掩饰甚至摒弃了道德责任。延续这两篇开创性研究，CHEN et al.[6]将中和化过程具体为道德推脱，并验证了当组织面临激烈的市场竞争时，具有高度组织认同的员工更容易通过亲组织非伦理行为帮助组织赢得竞争。与组织认同的概念类似，组织承诺也体现了员工与组织间的亲密关系。已有研究证实整体的组织承诺和分维度的情感承诺与亲组织非伦理行为的正向关系[7-8]。
个体与他人互动方面，已有研究主要从领导与成员交换视角，将个体层面的态度变量和领导力层面的情景变量纳入同一框架。MIAO et al.[9]和李根强[10]证实伦理领导与亲组织非伦理行为呈倒U形关系；EFFELSBERG et al.[7]认为变革型领导可以唤醒下属的组织自尊感、自我效能感，从而提升其参与亲组织非伦理行为的意愿。在此基础上，GRAHAM et al.[11]加入信息沟通方式的作用，发现受框架作用的影响，若变革型领导采用消极的语言沟通，更易诱导员工参与亲组织非伦理行为。此外，近年来开始有研究关注中国情景的作用，林英晖等[4]验证了差序式领导对圈内人和圈外人的亲组织非伦理行为均有促进作用；张永军等[12]关注家长式领导，研究发现威权领导和仁慈领导与亲组织非伦理行为的正向关系以及德行领导与亲组织非伦理行为的倒U形关系。
综上所述，已有研究存在一些不足。①无论个体与组织互动还是与他人互动的研究都只针对普通员工，缺乏对专业员工的关注。然而随着职业情景的变化，互动对象和互动过程也会相应发生改变，并最终导致决策困境和决策程序的变更。②已有研究多关注亲组织非伦理行为决策中的理性认知因素，如道德推脱和自我效能感等，而忽略了情绪的作用。然而亲组织非伦理行为这种“亦正亦邪”的行为涉及更为复杂的伦理困境，从而更易触发激烈的情绪反应。③虽然有少量研究开始关注中国文化的影响，但大多数研究依然是在西方情景中展开。然而伦理决策不仅是个人选择问题，更反映了当前的社会文化问题[13]。鉴于此，首先，本研究从内部审计师的职业特点出发，发掘其频繁经历的组织认同与职业认同(双重认同)冲突，从而界定其面临的亲组织非伦理行为决策困境；其次，回溯困境背后的文化因素及其主导下的心理决策程序，从而挖掘其行为的根源；再次，界定双重认同与亲组织非伦理行为的直接效应和联合效应；最后，在此基础上识别双重认同与亲组织非伦理行为间的理性(认知)和感性(情绪)机制。
2理论分析和研究假设
2.1双重认同对亲组织非伦理行为的直接效应
社会认同理论是由TAJFEL et al.[14]提出的。社会认同是指个体从其所属群体中抽离出知识、价值观、情感，并将其融入形成自我概念的过程。根据社会认同理论，社会认同包含去人格化和自我类化两个基本的子程序。通过去人格化，个体丧失个人身份，保留社会身份，从而使看待问题的视角从“我”变成“我们”；通过自我类化，个体将自己归属于某一特定的社会群体，从而将世界区分为“我们”和“他们”。基于社会认同理论，组织认同是指个体以所属组织成员的身份来定义自身的程度。当具有较高的组织认同时，人们会将某组织的成员作为自我概念的一部分。与组织认同相对应，职业认同是指个体根据其职业特点和属性来定义自身的程度。当具有较高的职业认同时，人们会将某领域专业人士作为自我概念的一部分[15]。
已有关于组织认同和职业认同的研究主要关注普通员工，较少关注在特定专业领域具有一定技术专长的专业员工。与普通员工不同，作为专业员工的内部审计师很容易同时与所在组织和职业建立心理契约，从而兼具一定的组织认同和职业认同。HEKMAN et al.[16]认为，具有双重认同是专业员工与普通员工的显著区别之一。专业员工与组织和职业的社会交换过程取决于他们的组织认同和职业认同程度[17]。已有研究普遍赞同，组织认同可以推进一系列的亲组织行为，从正面的角色外行为到负面的亲组织非伦理行为尽皆囊括[18]。尽管尚未有研究直接探讨职业认同与亲组织非伦理行为的关系，但职业认同在规范员工行为方面的积极作用已得到了学者们的充分肯定。BAUER[19]发现，外部审计师的职业认同可以降低客户对职业判断的干扰，增加审计师的职业怀疑；VOUGH[20]认为，员工的职业认同与其对自我的期望密切相关，职业认同越高，个体的理想化自我越接近于完美的职业原型，它将约束和限制个体为组织“做贡献”的程度。根据以上分析，本研究提出假设。
H1组织认同越高，内部审计师的亲组织非伦理行为倾向越高。
H2职业认同越高，内部审计师的亲组织非伦理行为倾向越低。
2.2双重认同对亲组织非伦理行为的联合效应
与律师、工程师、医生等专业员工相比，内部审计师天然的职业设定决定了他们更容易经历双重认同冲突。认同冲突是指，当组织与职业具有矛盾的目标和价值观，同时具有两种身份的个体需要参与不相容的行为时所经历的冲突[21]。具体而言，内部审计师既是组织的监督者，又是组织的内部人。作为监督者，职业准则要求其审查和监督组织，以确保合适的风险管理和内部控制；而作为内部人，组织又会暗示其以组织利益最大化为原则行事。在亲组织非伦理行为决策中，职业目标与组织目标冲突，选择维护组织利益势必违背职业准则，而选择遵循职业准则又会损害组织利益。此时，内部审计师的社会认同过程发生障碍，面对两个“我们”，个体很难抉择牺牲一个群体的利益来维护另一个群体的利益，从而陷入进退两难的亲组织非伦理行为决策困境。
考虑认同冲突，将双重认同割裂开来去静态地研究内部审计师的亲组织非伦理行为决策并不妥当，因为一种认同的定向效应很可能受另一种认同的干扰，所以考虑双重认同的联合效应更为必要。已有关于联合效应的研究通常采用调节或交互效应模型在二维平面内展开。然而，此类模型只关注调节或交互变量对主效应的加强或减弱关系，无法真正揭示变量间的联动[22]，因而也很难呈现内部审计师在亲组织非伦理行为决策困境中的心理冲突和博弈。事实上，双重认同的内在互动过程非常复杂、生动，在与组织认同共同作用时，职业认同并非只起到简单的“添加剂”或“附属物”的作用[23]。鉴于此，本研究采用响应面模型分析双重认同对亲组织非伦理行为的联合效应。该模型涉及双重认同的一致性比较，可以呈现变量间的三维立体关系，从而对以下问题提供详尽解答：①双重认同的差异程度如何影响亲组织非伦理行为；②双重认同相等时，随着认同水平的变化，亲组织非伦理行为如何变化[24]。本研究从3个角度就双重认同对亲组织非伦理行为的联合效应进行分析。
从自我一致性角度，在面临多重认同时，个体的自我定位将与最核心的社会认同保持一致[25]。具体而言，认同通过内化和外化两个过程影响个体行为[26]。当组织认同高于职业认同时，首先内部审计师会将组织目标内化为核心自我概念，然后通过亲组织非伦理行为将其展现出来；并且双重认同的差值越大，这种核心自我概念越明确，其参与亲组织非伦理行为的倾向越大。当组织认同低于职业认同时，首先内部审计师会将职业目标内化为核心自我概念，然后通过捍卫职业准则和价值观的行为展现出来；并且双重认同的差值越大，这种核心自我概念越明确，其参与亲组织非伦理行为的倾向越小。当内部审计师的双重认同相等时，其核心自我概念难以明确，导致他们参与亲组织非伦理行为的意愿既不像第1种情形那么强烈，也不像第2种情形那么微弱。由于此时双重认同具有大小相等、方向相反的作用力，所以认同水平的高低对内部审计师的亲组织非伦理行为决策不存在显著影响。
从社会交换角度，双重认同的比较将决定员工所感知的与组织或职业的关系距离，而关系距离的远近最终决定员工与组织和职业之间的互惠关系，即关系距离越近(远)，互惠关系越强(弱)[21]。其原因在于，①潜意识中员工认为其从关系距离较远的群体中获取的未来收益将远低于预期；②关系距离可以显著增加个体与组织之间的不信任感[27]。而且由于专业员工往往缺乏足够的时间和资源同时满足背离的组织和职业目标，所以他们常常要在与组织和职业保持孰强孰弱的互惠关系中进行权衡。因此，当组织认同高于职业认同时，内部审计师感知到与组织的关系距离更近，从而更注重与组织间的积极互惠，导致其参与亲组织非伦理行为的意愿较高；并且双重认同的差值越大，与组织间的积极互惠越强，亲组织非伦理行为倾向越高。当组织认同低于职业认同时，内部审计师感知到与职业的关系距离更近，从而更注重与职业间的积极互惠，导致其参与亲组织非伦理行为的意愿较低；并且双重认同的差值越大，与职业间的积极互惠越强，亲组织非伦理行为倾向越低。当双重认同相等时，内部审计师感知到的与组织和职业的关系距离相等，导致其参与亲组织非伦理行为的意愿介于前两种情况之间；并且同等程度的积极互惠关系导致无论认同水平高低，行为人都会在服务于组织利益还是服务于职业目标之间徘徊，认同水平的高低对于亲组织非伦理行为倾向不会造成显著影响。
从社会排斥角度，站在社会群体立场，每个群体都倾向于保留为群体目标做出贡献的成员，同时排斥不作为或妨碍群体目标的成员[28]。而站在群体成员立场，他们会本能地避免被社会群体排斥，并且在意识到排斥风险时会更积极地为该群体做贡献[29]。因此，当组织认同高于职业认同时，内部审计师更担心被所属组织排斥，从而更容易参与亲组织非伦理行为；并且双重认同的差值越大，越担心被组织排斥，从而越容易参与亲组织非伦理行为。当组织认同低于职业认同时，内部审计师更担心被职业群体排斥，从而更不容易参与亲组织非伦理行为；并且双重认同的差值越大，越担心被职业排斥，从而越不容易参与亲组织非伦理行为。当双重认同相等时，专业员工既担心被所在组织排斥，又担心被所在职业排斥，其亲组织非伦理行为倾向会介于组织认同高于职业认同与低于职业认同之间；并且无论认同水平高低，内部审计师都会同等担忧被两个对立的社会群体排斥，因此差异化的认同水平上，内部审计师的亲组织非伦理行为倾向是相似的。
反观文化情景，本研究对联合效应进行更深入的解释。一方面，尽管封建政治体系已经消亡，但儒家的忠君思想依然深入人心。曾子曾经说过，“夫子之道，忠恕而已矣”。《左转》中有言，“失忠与敬，何以事君”。延伸到现代组织中，君臣关系已然不复存在，取而代之的是下属对组织以及作为组织代表的管理者的忠诚[30]。当组织认同高于职业认同时，站在“内部人”的立场上，内部审计师更倾向于“尽忠”，此时他很可能会沦为组织的“保护者”，选择为组织的不当行为遮掩，做出亲组织非伦理行为；且二者差值越大，越容易偏向“保护者”角色，从而具有更高的亲组织非伦理行为倾向。另一方面，职业认同与儒家伦理中的“义”的作用几无二致。“义”是指正义、道义，它指导人们区分对错。孔子说过，“君子喻于义，小人喻于利”。孟子的“义”论中提及：“生，亦我所欲也；义，亦我所欲也；二者不可兼得，舍生取义者也。”当组织认同低于职业认同时，作为组织的监督者，内部审计师更倾向于“守义”，此时他会选择维护职业价值观、规范和信仰，不愿参与亲组织非伦理行为；且二者差值越大，越容易偏向监督者角色，从而具有更低的亲组织非伦理行为倾向。而当双重认同相等时，内部审计师在“尽忠”与“守义”之间踯躅，最终导致参与亲组织非伦理行为的倾向介于组织认同高于职业认同与低于职业认同之间；且无论认同水平高低，平衡的作用力将导致无差别的亲组织非伦理行为倾向。根据以上分析，本研究提出假设。
H3当组织认同高于职业认同时，内部审计师的亲组织非伦理行为倾向较高；且双重认同差值越大，该倾向越高。当组织认同低于职业认同时，该倾向较低；且双重认同差值越大，该倾向越低。当组织认同等于职业认同时，该倾向介于二者之间。
H4组织认同等于职业认同时，认同水平的高低对内部审计师的亲组织非伦理行为倾向没有显著影响。
2.3道德推脱的中介作用
社会心理学的研究已经证实，人性一般是努力向善的，大多数道德违规者并非天生的“坏人”，他们在很大程度上拥有符合社会规范的自律机制[31]，因此大多数非伦理行为的发生是由于违规者通过道德推脱使自律机制失灵。道德推脱理论(moral disengagement theory)是BANDURA et al.[32]提出的，该理论认为，道德推脱是个体在面临伦理困境时，运用合理化的程序为自己的非伦理行为找借口，使其在做出非伦理行为的同时不会受到自我谴责。可见，道德推脱是一个“自欺欺人”的认知过程，它给予不道德行为看似合乎逻辑的解释，从而帮助个体逃避或扭曲现实，最终退缩到一个“理想化的道德世界”。已有研究已普遍证实了道德推脱对亲组织非伦理行为的推动作用[33]。
BANDURA[34]界定了8种道德推脱机制，包括道德辩护、委婉标签、有利比较、责任转移、责任分散、无视或扭曲结果、去人性化和责备归因。从自我一致性角度，当组织认同更高时，亲组织非伦理行为可以被自我辩解为“表忠心”，甚至是公而忘私、利他主义的体现(道德辩护)，这种观点被EFFELSBERG et al.[7]称为忠诚的代理人观。而当职业认同更高时，专业员工对管理者的接纳程度最差，甚至可能故意唱反调[35]，因而不屑于去进行诸如“表忠心”之类的道德推脱。从社会交换角度，当组织认同更高时，秉承与组织积极互惠的原则，行为人可以为其不当行为找借口，如“为组织做贡献的人才配获取收益”(委婉标签)。而当职业认同更高时，行为人更注重与职业之间的积极互惠，即他们更看重职业团体内的横向交流和发展。从社会排斥角度，组织认同更高的行为人倾向于提出理由，即“如果不去做这种行为，我很可能直接面临失去晋升机会甚至失业，而如果去做这种行为，却不一定会造成直接伤害”(有利比较、无视或扭曲结果)。他们也可以通过转移或分散责任的方式弱化其在亲组织非伦理行为中所扮演的角色，如“激烈的竞争环境迫使我不得不为了企业生存而适度调控财务报表”“如果不去做这种行为，我会被组织视为无用的人，所以组织更应当为我的行为负责”。而职业认同更高的内部审计师具有较高的职业使命感和清晰的职业愿景，相比组织内的职位保留和晋升机会，行为人更担心失去在行业内发展的机会。据此，本研究提出假设。
H5组织认同与职业认同的联合效应通过道德推脱的中介作用影响内部审计师的亲组织非伦理行为倾向。
2.4预期内疚的中介作用
越来越多的研究表明，伦理行为和非伦理行为不只是理性推理的函数。在伦理困境中，对与错的冲突不可避免地会引发激烈的情绪反应。WEISS et al.[36]提出情感事件理论，该理论认为，工作场所事件很容易触发员工的情感和情绪反应，进而直接影响其后续工作行为，包括组织公民行为、反生产行为、助人行为和保留努力等[37]，这些工作场所事件被称为情感事件。然而，已有研究主要关注一般冲突情景诱发的基本情绪，而对特定冲突情景——伦理困境中的道德情绪却缺乏关注。与基本情绪不同，道德情绪是指与社会福利相关的情绪，而基本情绪只是与评估主体自身福利相关的情绪[38]。当陷入伦理困境的个体预期会做出非伦理行为时，预期内疚是一种常见的道德情绪回应。预期内疚也称事前内疚，它与事后的反应性内疚相对，是指个体事先担心自身行为可能错误的一种不愉快的情绪反应[39]。
作为一种自我意识情绪，内疚情绪往往与个体的认同构建紧密相关。职业认同越高，专业员工越能够识别并重视亲组织非伦理行为的非伦理后果，从而越容易产生负罪感；而组织认同越高，员工越能够识别并重视该行为中的亲组织意图，从而越容易减缓其内疚感[3,5]。从自我一致性角度，内疚情绪更多地强调遵循自我标准而非社会标准，当个体行为与自我标准不一致时，即个体未能满足其感知到的“角色”要求时，会触发预期内疚[39]。从社会交换角度，JOHNSON et al.[40]认为，重要关系的失败容易引发内疚和羞耻等负面的道德情绪，但羞耻情绪主要产生在错误行为被公开曝光之后；BIRNBERG[41]认为，个体认为自身的“无能”会对群体和群体内其他成员造成困扰或妨碍，这是个体在未能达到群体目标时产生内疚感的主要原因。从社会排斥角度，已有研究认为，当个体将某项错误行为进行外部归因，即归因于自身不可控或控制度差的因素时，其内疚感会减轻[42]。当内部审计师担心被所属组织排斥时，很可能将亲组织非伦理行为归因于感知的压力等外部因素，导致内疚感较弱。据此，本研究提出假设。
H6组织认同与职业认同的联合效应通过预期内疚的中介作用影响内部审计师的亲组织非伦理行为倾向。
3研究设计
3.1参与者和步骤
参照FAROOQ et al.[43]研究的做法，采用便利抽样法由团队成员借助私人关系网络收集数据。被调研的39家企业分布于长春、北京和西安等9个东、中、西部城市，项目组在被调研的企业设有联络人，最终样本均为专业的内部审计师。由于来自同一数据源的截面数据受同源偏差的影响较大，所以借鉴LIN et al.[44]的做法，采用多波段研究方法分两次收集数据，两次调查的时间间隔为4周，该方法也被认为更利于检验因果关系。调研工作在2017年4月至9月完成。在时点1，对286位内部审计师进行调查，要求被试填写有关组织认同、职业认同、道德推脱、预期内疚、社会赞许性以及人口统计学的相关题项。在时点2，要求被试阅读4个虚拟场景并填写有关亲组织非伦理行为倾向的题项。除控制变量外，研究所用量表均采用Likert 7点评分法，在亲组织非伦理行为倾向问卷中，1为做出相同行为的概率非常低，7为做出相同行为的概率非常高；在组织认同、职业认同、道德推脱、预期内疚、社会赞许性问卷中，1为非常不同意，7为非常同意。
向所有参与人承诺调研结果仅用于学术研究，会严格匿名。在删除无效问卷后，最终成功匹配两时点的问卷量为212份，问卷回收率为74.126%。
从样本分布情况看，国有企业为24家，民营企业为15家，涉及金融、物流、科技、煤炭、制造业等行业。从性别看，男性占40.094%，女性占59.906%。从年龄看，20岁及以下的占4.717%，21岁～29岁的占33.962%，30岁～39岁的占37.736%，40岁及以上的占23.585%。从学历看，大专及以下学历的占33.491%，本科学历的占53.302%，硕士研究生及以上学历的占13.207%。从任期看，小于1年的占13.208%，2年～5年的占36.792%，6年～9年的占28.302%，10年以上的占21.698%。总体看，样本分布以女性居多，年龄结构合理，学历主要集中在本科学历，任期分布均匀，大致符合财会和审计类工作的分布特征。
3.2变量测量
(1)组织认同(OI)。借鉴MAEL et al.[15]开发的成熟量表测量组织认同，包含5个题项，分别为“当有人批评我的公司时，我感觉这是一种人身侮辱”“我很感兴趣他人对我的公司的看法”“当谈论到我的公司时，我通常说的是‘我们’，而不是‘他们’”“我公司的成功也是我的成功”“当有人赞颂我的公司时，感觉就像是赞美我个人”。本研究中该量表的α值为0.890。
(2)职业认同(PI)。运用响应面分析技术时自变量需满足两个条件，即来源于相同的概念阈、采用相同量尺的测量工具[45]。本研究涉及的两个自变量均属认同范畴，且均采用Likert 7点评分法，满足这两个条件。而且，为了更好地进行变量间的一致性比较，本研究借鉴GARCIA-FALIRES et al.[37]的做法，将组织认同量表改述为获取职业认同量表，同样包含5个题项，分别为“当有人批评内部审计工作或内部审计师时，我感觉这是一种人身侮辱”“我很感兴趣他人对内部审计的看法”“当谈论到内部审计师时，我通常说的是'‘我们’，而不是‘他们’”“内部审计这一职业的成功也是我的成功”“当有人赞颂内部审计师时，感觉就像是赞美我个人”。本研究中该量表的α值为0.913。
(3)道德推脱(MD)。已有研究对于道德推脱的测量一般用成熟量表，或采用开放性问题收集初始信息，然后由专家对初始信息进行分析和编码[46]。考虑成本效益原则，本研究采用CHEN et al.[6]的量表测量道德推脱，包含3个题项，分别为“为了保护公司利益，隐瞒潜在的有害信息是可以的”“为了保护公司利益，不完全诚实是可以的”“为了保护公司利益，误导别人是可以的”。本研究中该量表的α值为0.822。
(4)预期内疚(AG)。采用ROSEMAN et al.[47]的成熟量表测量预期内疚，要求被试回答：“如果你将为保护组织利益而做出有悖职业道德的行为，你会产生以下感知的程度”，回答选项包含10个，分别为“我会感觉到紧张”“我会感觉到懊悔”“我会认为我是在犯错误”“我会认为我不应该那么做”“我会想撤销我所做的一切”“我会想要惩罚我自己”“我会想要道歉”“我会想避开别人的关注”“我会想弥补我所做错的事”“我会想要得到原谅”。本研究中该量表的α值为0.937。
(5)亲组织非伦理行为倾向(Upb)。已有研究普遍采用的亲组织非伦理行为倾向问卷来自UMPHRESS et al.[5]的研究，但该问卷针对普通员工，不完全适用于内部审计师。为此本研究借鉴TIAN et al.[1]和RECKERS et al.[48]的研究，编制针对内部审计师的4个亲组织非伦理行为决策场景，要求被试在阅读相关场景之后假设置身其中，回答做出相同行为的概率，场景包括未入账负债的重要性问题(财务审计)、高级销售主管重置计算机日期将销售额提前(信息审计)、乳酪饼干铅含量轻微超标(经营审计)和海外子公司员工面临不安全工作环境(管理审计)，本研究中该量表的α值为0.855。
(6)社会赞许性。在行为研究中，尤其是在自我报告的、涉及伦理行为和非伦理行为的敏感性问题中，社会赞许性被认为是最重要的系统性误差之一。本研究采用由FISCHER et al.[49]精简的包含6个题项的Marlowe-Crowne量表测量社会赞许性，分别为“当我不能按照自己的方法做事时，我会感觉愤恨”(反向题项)、“有时我非常嫉妒别人的好运”(反向题项)、“我从未特别讨厌过任何人”“有时即使知道权威人士是对的，我也喜欢反抗他们”(反向题项)、“我总是很有礼貌，甚至对那些我很讨厌的人”和“有时在别人向我求助时我会恼怒”(反向题项)。本研究中该量表的α值为0.884。
(7)其他控制变量。①本研究参照TIAN et al.[1]的做法，将性别、年龄、学历(以2个哑变量区分3个学历层次)和任期这些个体层面变量作为控制变量。②尽管已有研究很少将组织层面的变量作为控制变量，但组织背景和组织特征等往往会显著影响其面临的监管和舆论压力等，从而可能影响内部审计师的亲组织非伦理行为决策。鉴于此，本研究将行业、是否国企和是否上市这些重要的组织因素进行控制。此外，与西方国家不同，中国存在党政合一的政治格局，在国有企业中党组织通过“双向进入、交叉任职”的方式参与公司治理，在民营企业中也在逐渐加强党组织建设，党组织参与治理是否抑制内部审计师的亲组织非伦理行为是在中国特色的公司治理中需要特别考虑的问题。因此，本研究将企业中是否有党组织和内部审计师是否党员也作为控制变量加入分析。
4实证分析
4.1描述性统计和相关分析
表1给出主要变量的描述性统计分析和相关分析结果。由表1可知，社会赞许性与亲组织非伦理行为倾向之间具有显著的负相关关系，r=-0.140,p<0.050，说明社会赞许性对于涉及伦理问题的回答确实产生了一定影响。
4.2测量模型的比较
表1描述性统计和相关分析结果Table 1Results for Descriptive Statistics and Correlation Analysis
注：**为p<0.050，***为p<0.010，下同。
表2验证性因子分析结果Table 2Results for Confirmatory Factor Analysis
注：零模型中所有变量之间没有关系，单因子模型为将所有变量合为一个潜在因子，2因子模型为职业认同、组织认同+预期内疚+道德推脱+亲组织非伦理行为倾向，3因子模型1为职业认同、道德推脱、组织认同+预期内疚+亲组织非伦理行为倾向，3因子模型2为职业认同、预期内疚、组织认同+道德推脱+亲组织非伦理行为倾向，4因子模型1为职业认同、道德推脱、亲组织非伦理行为倾向、组织认同+预期内疚，4因子模型2为组织认同、职业认同、道德推脱、预期内疚+亲组织非伦理行为倾向，4因子模型3为职业认同、道德推脱、预期内疚、组织认同+亲组织非伦理行为倾向，4因子模型4为组织认同、职业认同、预期内疚、道德推脱+亲组织非伦理行为倾向，5因子模型为本研究所用模型，加入潜因子模型为加入社会赞许性。
4.3同源偏差检验
表3Harman单因素检验结果Table 3Results for Harman′s Single-factor Test
4.4假设检验
(1)多项式回归和响应面分析
为预测并生动刻画两个自变量对因变量的联合影响，EDWARDS et al.[52]的研究提出多项式回归和响应面分析技术，本研究采用的多项式回归方程为
(1)
其中，i为内部审计师，j为控制变量，Coni,j为i内部审计师的j控制变量，n为控制变量个数，β0为截距项，β1～β5为各变量系数，βj为控制变量系数，εi为残差项。
运用Spss 19.0进行分层次多项式回归，结果见表4，模型1探讨组织认同、职业认同以及二者的交互项和平方项与中介变量道德推脱的关系；模型2探讨组织认同、职业认同以及二者的交互项和平方项与中介变量预期内疚的关系；模型3检验组织认同和职业认同与亲组织非伦理行为倾向的关系；模型4在模型3的基础上加入组织认同与职业认同的交互项和二者的平方项，检验交互项和平方项对亲组织非伦理行为倾向的影响；模型5在模型4的基础上加入道德推脱，检验中介变量道德推脱对亲组织非伦理行为倾向的影响，模型6在模型4的基础上加入预期内疚，检验中介变量预期内疚对亲组织非伦理行为倾向的影响，初步验证中介效应是否存在；模型7在模型4的基础上同时加入道德推脱和预期内疚，用于观察两个中介变量对亲组织非伦理行为倾向的共同作用。
由表4模型3可知，组织认同对亲组织非伦理行为倾向具有显著的正向影响，β=0.734,p<0.010，H1得到验证；职业认同对亲组织非伦理行为倾向具有显著的负向影响，β=-0.427,p<0.010，H2得到验证。模型4回归结果表明，在加入交互项和平方项后，模型的解释力具有显著改善，ΔR2=0.046，ΔF=5.930，p<0.010；组织认同与职业认同的交互项对亲组织非伦理行为倾向具有显著影响，β=-0.210,p<0.010；职业认同的平方项对亲组织非伦理行为倾向具有显著影响，β=-0.204,p<0.050，说明可能存在非线性关系。
表4多项式回归分析结果Table 4Results for Polynomial Regression
注：*为p<0.100，下同。
本研究构造响应面，以三维图形刻画组织认同和职业认同与亲组织非伦理行为倾向之间的关系。当双重认同完全匹配(OI=PI)时，(1)式变形为
(2)
当双重认同完全不匹配(OI=-PI)时，(1)式变形为
(3)
参照郭靖等[53]的做法，为呈现主要变量间的三维关系，本研究用不包含控制变量的回归结果计算响应面分析的参数，定义α1=β1+β2，α2=β3+β4+β5，α3=β1-β2，α4=β3-β4+β5，α1为OI=PI时响应面的斜率，α2为OI=PI时响应面的曲率，α3为OI=-PI时响应面的斜率，α4为OI=-PI时响应面的曲率。运用Matlab 8.2进行响应面分析，结果见表5。
表5响应面分析结果Table 5Results for Response Surface Analysis
双重认同与亲组织非伦理行为倾向的响应面见图1，该响应面中，α1=0.296,p<0.010；α2=-0.298,p<0.050；α3=1.241,p<0.010；α4=0.172,p<0.100。沿着OI=-PI存在凸形响应面，即呈现U形曲线。然而由于抛物线的对称轴(OI=-3.608)在研究的取值区间左侧，所以在取值区间内该曲线是单调递增的，其平面图见图2，H3得到验证。沿着OI=PI存在凹形响应面，即呈现倒U形曲线，其平面图见图3，H4没有得到验证。可能的原因是，虽然此时双重认同水平相等，但随着认同绝对值的变化，二者对决策影响的权重出现差异。当双重认同水平均较高时，高度的职业认同会向员工传达清晰、坚定、较难被扭转的职业理念。从自我一致性角度，职业理念更易被内化为相对核心的自我概念。从社会交换角度，内部审计师更可能倾向于服务职业目标。从社会排斥角度，决策者非常明确何种行为会带来“转行”的风险。而当双重认同水平均较低时，一方面，职业认同所传达的职业理念模糊不清，约束力较为疲软；另一方面，与所属组织相比，职业群体是一个较为松散的实体，它向内部审计师施加的压力弱于组织。从自我一致性角度，组织目标更易被内化为相对核心的自我概念。从社会交换角度，内部审计师更可能倾向于服务组织利益。从社会排斥角度，内部审计师在更大概率上会担忧从原单位“离职”的风险。因此，在认同水平逐渐增大的过程中，最初组织认同在决策中所占权重较大，因此会主导最终决策，导致亲组织非伦理行为倾向随着认同水平的增大而增大；达到某一点后，职业认同开始占据主导，导致亲组织非伦理行为倾向随着认同水平的增大而减少，最终认同水平与亲组织非伦理行为倾向间呈倒U形关系。
本研究进一步探讨双重认同与道德推脱和预期内疚的关系，采用的多项式回归方程为
(4)
其中，γ0为截距项，γ1～γ5为各变量系数，γj为控制变量系数，μi为残差项。
图1双重认同与亲组织非伦理行为倾向的响应面Figure 1Response Surface of Dual Identification on Upb
0点左侧OI
OI∈[-2.068,1.671]PI∈[-2.223,1.777]图3双重认同一致性匹配的亲组织非伦理行为倾向Figure 3Upb When OI Congruence in PI
由表4和表5可知，在双重认同与道德推脱的响应面中，沿着OI=PI存在凹形响应面，α1=0.134, n.s.；α2=-0.246,p<0.050。沿着OI=-PI存在凹形响应面，α3=0.738,p<0.010；α4=-0.229,p<0.050。但在取值区间内是单调递增的，其响应面图的形状与图1几乎一致。在双重认同与预期内疚的响应面中，沿着OI=PI呈现线性关系，α1=-0.082, n.s.；α2=0.083, n.s.。沿着OI=-PI呈现线性关系，α3=-0.780,p<0.010；α4=0.040, n.s.。可见当双重认同相等时，认同水平的大小并不影响预期内疚的高低。
(2)中介效应分析
由于传统的中介效应分析方法(逐步回归法和Sobel法等)只能检验单一自变量通过中介变量对因变量产生的影响，所以并不适用于本研究涉及两个自变量的中介效应检验。因此，本研究借鉴COLE et al.[54]的做法，首先，检验中介变量在模型中的预测意义；其次，以中介变量为因变量，以组织认同、职业认同以及二者的平方项和交互项为自变量进行回归，将得出的回归系数与对应变量的原始数据加权相加构造块变量(block variable)；最后，建立以块变量为自变量的中介效应模型，由于变量违背正态分布假设，所以采用Bootstrap法进行参数估计，Bootstrap运算采用的软件为Mplus 7.0。
首先，分析道德推脱的中介效应。由表4的模型5可知，道德推脱进入方程后，对亲组织非伦理行为倾向具有显著正向影响，β=0.164,p<0.050；表6给出块变量对亲组织非伦理行为倾向的直接效应和间接效应。由表6可知，Bootstrap的5 000次计算结果表明，块变量对亲组织非伦理行为倾向的直接效应显著，r=1.635，99%置信区间为[1.155,2.115]；块变量通过道德推脱对亲组织非伦理行为倾向的间接效应也显著，r=0.204，95%置信区间为[0.026,0.443]。说明部分中介效应存在，H5得到验证。
其次，分析预期内疚的中介效应。由表4的模型6可知，预期内疚进入方程后，对亲组织非伦理行为倾向具有显著负向影响，β=-0.197,p<0.050；由表6可知，Bootstrap的5 000次计算结果表明，块变量对亲组织非伦理行为倾向的直接效应显著，r=-1.568，99%置信区间为[-1.994，-1.141]；块变量通过预期内疚对亲组织非伦理行为倾向的间接效应也显著，r=-0.189，95%置信区间为[-0.418，-0.001]。说明部分中介效应存在，H6得到验证。
4.5进一步检验
尽管本研究采用的亲组织非伦理行为场景呈现出较高的内部一致性信度，然而在不同场景中内部审计师面临的伦理困境依然具有差异性，从而可能导致差异性的联合效应。不同亲组织非伦理行为场景的多项式回归和响应面分析结果分别见表7和表8。场景1中，①加入组织认同和职业认同的平方项和二者的交互项后，模型解释力显著提高，模型9的ΔR2=0.062,ΔF=6.708,p<0.010，同时职业认同的平方项和组织认同与职业认同的交互项显著，初步说明存在非线性关系。②沿着OI=PI存在凹形响应面，α1=0.401,p<0.010；α2=-0.487,p<0.010。沿着OI=-PI存在正向线性关系，α3=1.302,p<0.010；α4=0.177, n.s.。同理，场景2中，沿着OI=PI响应面的斜率和曲率均不显著，沿着OI=-PI存在正向线性关系。场景3中，沿着OI=PI存在凹形响应面，沿着OI=-PI存在正向线性关系。场景4中，沿着OI=PI存在凹形响应面，沿着OI=-PI存在凸型响应面，但由于极值点的横坐标为负，所以在研究区间内是单调递增的。综上所述，在4个场景中，OI=-PI线上的单调递增关系是稳定的，而OI=PI线上的关系是不稳定的，特例发生在场景2中，此时当双重认同相等时，认同水平的高低并不会影响亲组织非伦理行为倾向。可能的原因是，一方面，与场景3和场景4相比，场景2不涉及过于敏感的伦理问题；另一方面，场景2的伦理问题虽然与财务报表有一定关联，但关联并不像场景1那么直接，因而也不像场景1那么容易引起财务工作者的警觉。以上原因导致内部审计师在此情景中没有展现出激烈的伦理冲突。
5结论
5.1研究结果
内部审计师面临的亲组织非伦理行为决策困境是：如果参与亲组织非伦理行为，会违背职业道德和公益使命；如果不参与亲组织非伦理行为，则可能面临不顾组织利益的谴责。在这种“忠义两难全”的情景中，内部审计师是选择“尽忠”还是“守义”，针对这个问题，本研究得到富有启发性的研究结果。
(1)组织认同越高或职业认同越低，内部审计师的亲组织非伦理行为倾向越高。当组织认同高于职业认同且双重认同差值越大时，该倾向越高。当组织认同低于职业认同且双重认同差值越大时，该倾向越低。当双重认同相等时，该倾向介于二者之间。并且，当双重认同相等时，认同水平与亲组织非伦理行为倾向呈倒U形关系。因此，基本上职业认同会起到遏制亲组织非伦理行为的积极作用，而组织认同会起到推进亲组织非伦理行为的消极作用，特例出现在双重认同水平相等的情景中，此情景中，中度的组织认同(职业认同)而非高组织认同(低职业认同)更易导向亲组织非伦理行为。
表6基于块变量法的中介效应分析Table 6Mediating Effects Based on Block Variable Approach
表7不同亲组织非伦理行为场景的多项式回归结果Table 7Results for Polynomial Regression of Different Unethical Pro-organizational Behavior Scenarios
表8不同亲组织非伦理行为场景的响应面分析结果Table 8Results for Response Surface Analysis of Different Unethical Pro-organizational Behavior Scenarios
(2)道德推脱是双重认同促进内部审计师亲组织非伦理行为的认知机制，该结果揭示了理性分析程序中“非理性”的一面，即人们有时运用审慎的认知推理程序，不是为了正面解决问题，而是为了逃避或扭曲现实。
(3)预期内疚是双重认同遏制内部审计师亲组织非伦理行为的情绪机制，该结果揭示了当负面情绪是一种前瞻性的道德情绪时，也可发挥正面作用。
5.2理论贡献
(1)本研究结合职业情景研究内部审计师的亲组织非伦理行为，使社会心理学和商业伦理学在审计领域得到了延展和深化。
(2)本研究将参与还是不参与亲组织非伦理行为的具体伦理困境上升到“尽忠”还是“守义”的文化困境，从而深入解读个体决策背后的社会心理过程。将儒家伦理和西方成熟理论与现实伦理问题结合的研究方法具有三方面的优势：①有助于嫁接西方理论，发展解决中国现实伦理问题的本土化伦理理论；②有助于东西方思想的碰撞、交流和融合，从而使东方传统哲学得到国际化的发展；③通过现实问题反思传统哲学，可以发现传统哲学存在的问题。本研究揭示出传统儒家伦理存在的一个问题是：孔子说，“见利思义，见危授命”，这里的“利”强调的是自身利益(私利)，而非组织利益(公利)。可见，“义”论当中总是申述不能为私利而舍“义”，而忽略了强调不能为公利而舍“义”。这就导致对“不义”的界定存在模糊性，使个体在执行“义”的过程中可能产生误判，即为公利而舍“义”并不算“不义”。
(3)本研究提出双路径模型，识别出认知(道德推脱)和情绪(预期内疚)在双重认同与亲组织非伦理行为之间的中介机制，拓展了伦理决策的理论框架。
5.3治理启示
(1)习总书记在十九大报告中强调，要坚定文化自信。本研究认为，要坚定文化自信，首先要保证传统优秀文化被正确的解读和传承。当民众对文化有误读时，文化自信不但难以发挥积极作用，反而容易使个体陷入伦理决策困境。当个体在“尽忠”还是“守义”中抉择时，他们忽略了儒学是以“义”为先的[55]。当其他伦理规范与“义”冲突时，理所当然地应当选择“守义”而摒弃其他。为保证文化的正确传承，宋儒欧阳修提出，“为道必求知古”，以“教化传仁义”的过程中应当注重通晓真正的经典。
(2)鉴于高度的职业认同在遏制内部审计师亲组织非伦理行为、减少道德推脱、激活预期内疚方面所起到的积极作用，培育内部审计师对职业的高度(而非中度)认同感非常重要。可采取的措施包括：在职业准入和考核中纳入对职业认同的考量，建立完善的职业声誉机制，培育长期视野，开展频繁、高效的职业培训和交流。
(3)着眼于提升职业认同的同时还应当对组织认同予以关注。内部审计师需要明确其应当遵循的是“超规范”，因此只符合组织规范而不满足社会规范的行为只是“愚忠”的表现。
(4)从认知和情绪层面双管齐下，抑制道德推脱(晓之以理)，并激活预期内疚(动之以情)，能更有效地启动内部审计师的自律机制。并且由于道德推脱是一种事前释罪，预期内疚也是一种前瞻性情绪，所以可以利用它们做好事前预防而非事后补救。
5.4研究局限和展望
(1)鉴于收集真实的非伦理行为数据比较困难，且数据的真实性和可靠性存疑，所以本研究基于虚拟场景测量亲组织非伦理行为。然而以虚拟场景为基础的研究依然存在一些固有缺陷，比如被试在虚拟场景中投射其反应的能力受限，并且难以触发与真实场景强度相当的认知和情绪体验。
(2)为控制启动效应，本研究借鉴CHEN et al.[6]的做法，在第1阶段收集自变量和中介变量的数据，在第2阶段收集因变量的数据。此方法导致我们无法根据具体的亲组织非伦理行为场景测量被试的道德推脱和预期内疚水平。
(3)组织认同是一个从低阶到高阶(工作小组-科系-部门-组织)的嵌套连续，本研究只关注了最高阶的组织认同，未来研究还可深入探讨低阶认同之间的冲突和互动关系。
(4)源于UMPHRESS et al.[3]对亲组织非伦理行为的定义，相关研究通常是将组织与管理者作为利益共同体来考虑，忽略了二者之间的代理问题。事实上，员工的组织认同和领导认同在严格意义上是两个不同的概念，同时亲组织非伦理行为和亲领导非伦理行为也不应完全混同。近期有研究单独界定亲领导非伦理行为[56]，未来研究可加以借鉴，进行更细致的分析。
(5)考虑研究主题的聚焦，本研究并未考虑同事对亲组织非伦理行为的影响。同事既可能对内部审计师产生潜移默化的影响，即产生“近朱者赤，近墨者黑”的效应，也可能产生投射作用，即“五十步笑百步”的效应。因此，同事对响应面的斜率和曲率产生的影响是值得未来研究深入探讨的命题。
