辱虐管理、绩效归因与下属偏差行为研究

肖增瑞 郭东杰

内容提要：现有研究往往把辱虐管理视作一个单维概念，本文在严谨的理论分析基础上区分显性辱虐管理与隐性辱虐管理，剖析其对下属职场偏差行为的不同影响，并探讨绩效归因的调节作用。通过问卷调查收集来自237位企业员工的数据，使用层次回归分析对研究假设进行检验。实证结果显示，显性辱虐管理对下属个体偏差行为有正向影响，绩效归因的调节效应不显著；显性辱虐管理对下属组织偏差行为有负向影响，绩效归因越强则该作用越强；隐性辱虐管理对下属个体偏差行为和组织偏差行为都有正向影响，绩效归因越强则这两个作用越弱。

一、问题提出

主管与下属的互动方式受到了管理者和学术界的高度关注，其中最重要的一个议题即是辱虐管理[1]。现有研究广泛探讨了辱虐管理对下属情绪耗竭[2]、组织自尊[3]、建言行为[4]、职场偏差行为[5]、组织公民行为[6]和离职意愿[7]等方面的影响。然而，这些研究往往把辱虐管理视作一个单维概念，忽略了辱虐管理可能存在的丰富内涵、细致维度及其相应的前因和后果[1,8]。少量研究意识到了辱虐管理的多维结构，但未能就此深入剖析各个维度的不同影响，对各个维度的划分标准也缺乏共识[9]。在整合前人理论探索和实证分析的基础上，本文将区分显性辱虐管理和隐性辱虐管理两个维度，并深入剖析其不同内涵和影响。

下属的职场偏差行为是辱虐管理的一个典型后果，得到了广泛的理论探讨和实证检验[5,10-11]。这些研究普遍认为辱虐管理会增加下属的个体偏差行为和组织偏差行为。然而，显性辱虐管理和隐性辱虐管理在行为表现上存在较大差异，对下属的认知和情绪会有不同作用，因而可能对下属职场偏差行为产生不同影响[8,12]。此外，现有研究发现辱虐管理的作用还可能受到下属的消极互动信念[10]、权力距离[11]和归因导向[13]等因素的调节。为了更细致深入地刻画辱虐管理与下属职场偏差行为之间的关系，本文将对比分析显性辱虐管理和隐性辱虐管理对下属个体偏差行为和组织偏差行为的不同影响，并探讨绩效归因在这些关系中的调节效应。

二、理论分析与假设提出

(一)辱虐管理的多维分析

辱虐管理被定义为“下属感知到的、主管持续表现出的、言语或非言语、不包含身体接触的敌对行为”[14]。辱虐管理有许多不同的表现形式，如公开批评、粗鲁对待、大声呵斥、威权压力、冷漠忽视和利益剥夺等[10]。辱虐管理既包含恶意的羞辱,也包含冷漠的忽视[14]，不仅有辱虐和不辱虐的简单区分，还可能包含着更多细致的维度，而不同维度又与不同的前因和后果相关联[8]。然而，现有研究大多只关注了更引人瞩目的羞辱行为，而忽视了隐蔽性更强的冷漠行为，对二者间的联系与区别缺乏深入的理论探索。

在实证研究中，泰珀(Tepper，2000)[14]的测量量表得到了后续研究者的广泛采用，其包含15个条款，分别描述了15种典型的辱虐管理行为。通过对前人研究数据进行再分析，米切尔和安布罗斯(Mitchell & Ambrose,2007)发现了积极-攻击性辱虐和消极-攻击性辱虐两个因子，并认为只有积极-攻击性辱虐行为才能体现辱虐管理的内涵[10]。此外，罗德韦尔等(Rodwell et al.，2014)提出了辱虐管理的个人攻击、任务攻击和孤立三个维度[15]；伯顿等(Burton et al.，2014)提出了辱虐管理的内部、外部和关系三个维度[16]；哈维等(Harvey et al.，2015)提出了辱虐管理的愤怒、义愤和不安全三个维度[17]。然而这些研究虽然意识到了辱虐管理的多维结构，但都未能准确把握不同类型辱虐管理自身的本质差异，比如愤怒、义愤和不安全是从下属的情绪反应进行的划分，不够客观科学。

在米切尔和安布罗斯(2007)的研究中，积极-攻击性辱虐行为因子中各个条款的关键词包括“嘲笑”“说我愚蠢”“令我难堪”“负面评价”“说我无能”等，属于直接而不加掩饰的羞辱行为；消极-攻击性辱虐行为因子中各个条款的关键词包括“不尊重隐私”“不会表扬”“推卸责任”“违背承诺”“撒谎”等，属于隐蔽性较强的冷漠行为[10]。借鉴该研究成果，本文从辱虐管理的表现形式进行维度划分，识别了显性辱虐管理和隐性辱虐管理两个维度：显性辱虐管理是主管公开地羞辱下属的管理行为，隐性辱虐管理则是主管冷漠地对待下属的管理行为。这两个维度彼此间不存在交叉重叠，也不会与下属的认知因素相混淆，比现有的各种维度结构更为客观清晰。

(二)辱虐管理对下属职场偏差行为的影响

职场偏差行为是“员工自主地违反组织规范从而威胁组织或其成员利益的行为”[18]。根据行为指向不同，职场偏差行为可以划分为个体偏差行为和组织偏差行为两种[19]。个体偏差行为是针对组织中其他个体的不当行为，比如取笑、歧视、辱骂他人等；组织偏差行为则是针对组织的不当行为，比如迟到、怠工或盗窃等。职场偏差行为是组织中广泛存在且危害性极强的现象，可能导致组织财产损失、工作效率下降、组织氛围恶化、员工离职率升高等恶劣后果[11,20]。为了减少职场偏差行为，现有研究从组织不公平[6]、缺乏组织支持[10]、遭受组织承诺违背[20]以及工作不安全感[21]等不同角度对其前因展开了广泛的探索，取得了丰富的成果。其中，辱虐管理对下属职场偏差行为的影响也得到了大量研究。比如，米切尔和安布罗斯(2007)发现，辱虐管理会促进针对管理者的偏差行为、针对组织的偏差行为和针对其他员工的偏差行为，而这些关系受到了消极互惠信念的正向调节[10]；王等人(Wang et al.，2012)同样证实了辱虐管理对职场偏差行为的正向影响，并发现了互动公平在其中的中介作用和权力距离在其中的调节作用[11]；米歇尔等(Michel et al.，2016)则发现了职场消极情感在其中的中介作用和攻击性信念在其中的调节作用[5]。然而，这些研究均把辱虐管理视作一个单维概念，忽视了不同类型的辱虐管理对下属认知和情绪的不同影响，不够细致准确。同时，这些研究无一例外地认为辱虐管理会增加下属的职场偏差行为，即使考虑了各种情境因素的调节作用，也仅是关系强度上的差异；而在管理实践中，辱虐管理是可能减少下属职场偏差行为的，在理论上却还缺乏足够的重视。

显性辱虐管理是主管公开地羞辱下属的管理行为，比如公开地嘲笑、批评、辱骂[10,14]，不仅会引发下属的紧张、羞愧、压抑、愤怒等负面情绪[1,8]，还会打击下属的自尊[3]，导致下属产生无助感和挫折感[2,4]，损害主管和下属之间的心理契约[5]。遭遇显性辱虐管理的下属可能会奋起反击，实施针对主管的言语或人身攻击行为[10]；直接反抗主管可能会招致更多的批评或被辞退等严重后果。根据攻击转移理论，下属还可能会转而把这些负面情绪发泄到其他组织成员身上[22]。同时，主管的显性辱虐管理方式还可能会建立一种不良的行为榜样，使下属在与其他组织成员互动时更多地采取不良的行为方式[13]。因此，显性辱虐管理可能会增加影响下属的个体偏差行为。另一方面，显性辱虐管理也向下属传达了任务非常重要、必须争分夺秒、错误不可容忍、能力亟待提升等关键信息[1,23]。为了满足主管的要求，避免未来的辱虐管理，下属可能会更加兢兢业业，不敢轻易迟到早退、懒惰松懈、假公济私等[4,21]。因此,显性辱虐管理可能会减少下属的组织偏差行为。综上所述，提出以下两个研究假设：

H1a：显性辱虐管理与下属个体偏差行为正相关。

H1b：显性辱虐管理与下属组织偏差行为负相关。

隐性辱虐管理是指主管冷漠地对待下属的管理行为,比如不尊重下属的付出、违背自己的承诺、推卸自己的责任等[10,14]。当下属的付出得不到肯定和相应的回报，他们的工作意义感[4]、组织认同感[6,9]以及组织公平感[23]就会受到严重的损害。与显性辱虐管理相似，隐性辱虐管理也会激发下属的不满和愤怒[11,20]、导致情绪耗竭[2]、损害主管和下属之间的心理契约[5]、树立不良的行为榜样[13]等。因此，隐性辱虐管理可能会增加下属的个体偏差行为。与显性辱虐管理不同的是，隐性辱虐管理向下属传递的是付出得不到回报、主管不值得卖命等信息[11,12]。为了取得心理上的平衡，下属会倾向于减少自己的付出，甚至是通过盗窃组织财物等方式取得补偿[5-6,10]。因此，隐性辱虐管理可能会增加下属的组织偏差行为。综上所述，提出以下两个研究假设：

H2a：隐性辱虐管理与下属个体偏差行为正相关。

H2b：隐性辱虐管理与下属组织偏差行为正相关。

(三)绩效归因的调节效应

下属会把主管的辱虐管理行为归结于绩效动机或敌意动机，他们的反应方式受到其归因倾向的影响[8]。比如，现有研究发现，下属的绩效归因越强，辱虐管理对下属创造性的负向影响越小；敌意归因越强，辱虐管理对下属创造性的负向影响越大[13]。由于下属归因一般是绩效归因或敌意归因其中之一，实证分析也显示绩效归因和敌意归因强烈负相关，对各种关系所产生的调节效应也是截然相反的[13,24,25]。因此，本文选择聚焦于绩效归因一个变量。

绩效归因指下属认为主管采取辱虐管理是为了提升他们的工作绩效[13]。当下属认为主管的辱虐管理行为主要是出于提醒自己犯下的错误、激励自己更努力工作、帮助自己提升等绩效相关的动机时，下属产生的消极情绪就会大大减少，也不太可能会因此采取报复行为[2,16]；相反，下属会更多地认同主管对自己的鞭策，从而减少自己的迟到早退、懒惰松懈、假公济私等组织偏差行为[12,24]。与之相对的是，当下属认为主管的辱虐管理是出于故意使自己难堪、伤害自己感情、占自己便宜等敌意相关的动机时，下属也就更可能会陷入消极情绪之中，失去工作的乐趣和意义，从而更多地实施个体偏差行为和组织偏差行为[3,17]。因此，提出以下四个研究假设：

H3a：绩效归因越强，显性辱虐管理对下属个体偏差行为的正向影响越弱。

H3b：绩效归因越强，显性辱虐管理对下属组织偏差行为的负向影响越强。

H4a：绩效归因越强，隐性辱虐管理对下属个体偏差行为的正向影响越弱。

H4b：绩效归因越强，隐性辱虐管理对下属组织偏差行为的正向影响越弱。

本文的理论框架与研究假设汇总如图1所示。

图1 理论框架与研究假设

三、研究设计

(一)测量工具

本文的所有变量均采用成熟量表进行测量，由于测量条款源于英文文献，需要通过回译程序来保证条款语义的准确性。本文在研究中邀请了四名相关研究领域的博士研究生，其中两人将条款翻译为中文，另外两人将中文翻译回英文，然后四人一起讨论原文与译文之间的差异，逐步修正了条款的表达。

(1)辱虐管理。如前所述，米切尔和安布罗斯(2007)[10]发现泰珀(2000)[14]的量表中包含两个因子，其中5个条款落在第一个因子，5个条款落在第二个因子，还有5个条款在任一个因子上的荷载都不足0.5。本文采用第一个因子的5个条款测量显性辱虐管理，代表条款如“我的主管嘲笑我”，克朗巴哈系数(Cronbach’s α)为0.832；采用第二个因子的5个条款测量隐性辱虐管理，代表条款如“我的主管不会表扬我为工作付出的大量努力”，克朗巴哈系数为0.802。使用李克特(Likert)5级量表进行测量(1=从不，5=经常)。

(2)绩效归因。绩效归因采用刘等人(Liu et al.，2012)[13]开发的测量量表，包含1条指导语和5个条款。指导语为：“辱虐管理是指主管对下属持续表现出的、言语或非言语、不包含身体接触的敌对行为，比如公开批评、大声呵斥和冷漠忽视等，你认为你的主管的辱虐管理行为在多大程度上是由下列原因导致的？”代表条款如“想要促使我更努力工作”，克朗巴哈系数为0.868。使用李克特5级量表进行测量(1=完全不同意，5=完全同意)。

(3)职场偏差行为。职场偏差行为采用本内特和罗宾逊(Bennett & Robinson，2000)[19]开发的测量量表。个体偏差行为包含7个条款，代表条款如“我在工作中取笑他人”，克朗巴哈系数为0.850；组织偏差行为包含12个条款，代表条款如“有意地放慢工作速度”，克朗巴哈系数为0.903。使用李克特5级量表进行测量(1=从不，5=经常)。

(4)控制变量。现有研究发现，年龄、性别和教育程度可能会对员工的职场偏差行为产生影响[10-11,21],为了排除这些变量对所研究变量之间关系的影响,本研究选择性别、年龄和教育程度作为控制变量。

(二)样本选择与数据收集

由于调研过程需要得到企业内部人员的配合，在企业样本的选取上课题组主要遵循方便抽样原则，利用研究者的社会关系从广州、深圳、杭州和上海四个城市选择了13家企业进行调查；在个体样本的选取上尽量做到随机抽样，由各企业办公室协助组织，在其研发部门根据员工编号抽取被访者。所调查企业均为纺织服装、食品加工、塑料制品、电子设备等制造业企业，被调查者均为普通研发人员。本文采用纸质问卷方式进行调查，为打消被调查者的顾虑，在开始调查之前向受访者详细说明了调研的目的并承诺调查结果将做匿名处理且仅用于学术研究。共发放调查问卷265份，剔除填写不完整、答案呈现明显规律性等问卷后获得有效问卷237份，有效回收率为89.4%。其中，113人为女性(47.7%)，124人为男性(52.3%)；24人不大于25岁(10.1%)，117人介于26～35岁(49.4%)，70人介于36～45岁(29.5%)，26人不小于46岁(11.0%)；23人最高学历为大专(9.7%)，116人最高学历为本科(48.9%)，81人最高学历为硕士研究生(34.2%)，17人最高学历为博士研究生(7.2%)。

四、数据分析与假设检验

(一)效度检验与相关性分析

本文采用验证性因子分析进行效度分析。首先，进行模型比较，不同测量模型拟合指标如表1所示。四个测量模型中五因子模型的各项拟合指标均优于其他模型，且满足模型拟合度的基本要求。然后，选定五因子模型进行分析，各条款的因子荷载及效度分析结果如表2所示。由表2可知，各条款的因子荷载大多达到或接近0.7，各变量的组合信度(CR)都达到0.8，平均抽取方差(AVE)都达到或接近0.5。由此可见，该研究模型具有良好的收敛效度和建构效度。

表1 测量模型验证性因子分析的结果

表2 测量条款与信度效度检验

表2(续)

各变量的均值、标准差、皮尔森(Pearson)相关系数以及平均抽取方差的正的平方根如表3所示。由表3可见，显性辱虐管理与隐性辱虐管理显著正相关(r=0.312,p<0.01)，与个体偏差行为显著正相关(r=0.277,p<0.01)，与组织偏差行为之间的相关性不显著(r=-0.057,p>0.05)；隐性辱虐管理与个体偏差行为显著正相关(r=0.409,p<0.01)，与组织偏差行为显著正相关(r=0.365,p<0.01)。同时，绩效归因与显性辱虐管理之间的相关性不显著(r=0.108,p>0.05)，与隐性辱虐管理显著负相关(r=-0.295,p<0.01)，与个体偏差行为显著负相关(r=-0.253,p<0.01)，与组织偏差行为显著负相关(r=-0.261,p<0.01)。此外，各变量AVE的正的平方根均大于对应的相关系数的绝对值，表明各变量之间具有良好的区分效度。

表3 均值、标准差、相关系数和区分效度

(二)假设检验

本文采用层次回归分析检验变量间的相互关系。首先，以个体偏差行为为因变量，依次加入控制变量、自变量和调节变量、交互项，构造模型1、模型2、模型3三个回归模型；然后，以组织偏差行为为因变量，依次加入控制变量、自变量和调节变量、交互项，构造模型4、模型5、模型6三个回归模型，回归结果汇总如表4所示。其中，交互项由自变量和调节变量相乘得到。为了减小变量间共线性的影响，对各个变量进行了中心化处理。回归结果显示，各变量的膨胀因子(VIFs)均介于1～4之间，说明共线性问题不严重。

由模型1可知，性别对个体偏差行为的影响不显著(β=0.090,p>0.05)，年龄对个体偏差行为的影响不显著(β=0.118,p>0.05)，学历对个体偏差行为的影响不显著(β=-0.045,p>0.05)。由模型2可知，显性辱虐管理对个体偏差行为有显著的正向影响(β=0.210,p<0.01)，H1a得到验证；隐性辱虐管理对个体偏差行为有显著的正向影响(β=0.290,p<0.001)，H2a得到验证；绩效归因对个体偏差行为有显著的负向影响(β=-0.188,p<0.001)。由模型3可知，绩效归因对显性辱虐管理与个体偏差行为之间关系的调节效应不显著(β=-0.003,p>0.05)，H3a没有得到验证；绩效归因对隐性辱虐管理与个体偏差行为之间关系有显著的负向调节效应(β=-0.153,p<0.05)，H4a得到验证。

表4 回归分析结果

表4(续)

为了更清晰地展示绩效归因的调节效应，以“均值±标准差”把样本分为低绩效归因组和高绩效归因组，两组样本各自的回归结果如图2和图3所示。由图2可见，低绩效归因组中，显性辱虐管理正向影响个体偏差行为(β=0.207,p<0.01)；高绩效归因组中，显性辱虐管理也正向影响个体偏差行为(β=0.201,p<0.01)，组间差异不显著。由图3可见，低绩效归因组中，隐性辱虐管理正向影响个体偏差行为(β=0.451,p<0.001)；高绩效归因组中，隐性辱虐管理也正向影响个体偏差行为(β=0.142,p<0.05)；高绩效归因组中隐性辱虐管理对个体偏差行为的正向影响更小，组间差异显著。

图2 绩效归因在显性辱虐管理与个体偏差行为之间关系的调节作用

图3 绩效归因在隐性辱虐管理与个体偏差行为之间关系的调节作用

由模型4可知，性别对组织偏差行为的影响不显著(β=0.015,p>0.05)，年龄对组织偏差行为有显著的正向影响(β=0.246,p<0.001)，学历对组织偏差行有显著的负向影响(β=-0.173,p<0.01)。由模型5可知，显性辱虐管理对组织偏差行为有显著的负向影响(β=-0.164,p<0.01)，H1b得到验证；隐性辱虐管理对组织偏差行为有显著的正向影响(β=0.358,p<0.001)，H2b得到支持；绩效归因对组织偏差行为的影响不显著(β=-0.090,p>0.05)。由模型6可知，绩效归因对显性辱虐管理与组织偏差行为之间关系的有显著的负向调节作用(β=-0.162,p<0.05)，H3b得到支持；绩效归因对隐性辱虐管理与组织偏差行为之间关系有显著的负向调节作用(β=-0.129,p<0.05)，H4b得到验证。

如前所述进行分组操作，低绩效归因组和高绩效归因组的回归结果如图4和图5所示。由图4可见，低绩效归因组中，显性辱虐管理对组织偏差行为的影响不显著(β=-0.024,p>0.05)；高绩效归因组中，显性辱虐管理负向影响组织偏差行为(β=-0.325,p<0.001)；高绩效归因组中显性辱虐管理对组织偏差行为的负向影响更大，组间差异显著。由图5可见，低绩效归因组中，隐性辱虐管理正向影响组织偏差行为(β=0.455,p<0.001)；高绩效归因组中，隐性辱虐管理也正向影响组织偏差行为(β=0.216,p<0.001)；高绩效归因组中隐性辱虐管理对组织偏差行为的正向影响更小，组间差异显著。

图4 绩效归因在显性辱虐管理与组织偏差行为之间关系的调节作用

图5 绩效归因在隐性辱虐管理与组织偏差行为之间关系的调节作用

五、结论与讨论

(一)研究结论

其一，辱虐管理划分为显性辱虐管理和隐性辱虐管理两个维度是合理的。本研究在充分的理论分析基础上识别了显性辱虐管理和隐性辱虐管理两个维度，在效度分析中发现了这两个维度具有良好的区分效度，在回归分析中证明了二者对下属职场偏差行为有不同的影响、受到绩效归因的调节作用也不尽相同。

其二，显性辱虐管理和隐性辱虐管理对下属职场偏差行为有不同影响。本研究发现显性辱虐管理对下属个体偏差行为有正向影响，对下属组织偏差行为有负向影响，而隐性辱虐管理对下属个体偏差行为和组织偏差行为都有正向影响。

其三，下属越倾向于绩效归因，越能积极地应对辱虐管理。本研究发现下属的绩效归因越强，显性辱虐管理对下属组织偏差行为的负向影响越强，而隐性辱虐管理对下属个体偏差行为和组织偏差行为的正向影响越弱；此外，下属的绩效归因可以直接减少其个体偏差行为。

(二)理论贡献与实践启发

本文的理论贡献如下：其一，本研究区分了辱虐管理的两个维度，并证明了显性辱虐管理和隐性辱虐管理的不同影响，丰富了相关理论[8-9]，具有开拓性价值。其二，现有研究往往只关注辱虐管理的消极影响，本研究在继承这些成果的基础上，发现了显性辱虐管理减少下属组织偏差行为的积极后果，完善了相关理论[5,10]，具有修正性价值。其三，本研究发现了绩效归因在不同类型的辱虐管理和职场偏差行为之间关系的调节作用，整合了相关理论[13,25]，具有补缺性价值。

基于本文的结论，可以得到以下实践启发。其一，辱虐管理整体上会增加下属的职场偏差行为，给企业带来不利后果；在管理实践中，既要通过任前培训等方式提升领导者的管理理念和管理方式，也要通过制度设计引导领导者减少辱虐管理行为，还要在选拔领导者时对其管理方式多加考察。其二，隐性辱虐管理比显性辱虐管理的危害性更大，显性辱虐管理在特定情况下还可能减少下属的组织偏差行为；在管理实践中，既要更加注重减少领导者的隐性辱虐管理行为，又要辩证地认识到显性辱虐管理的积极作用，审慎地采取一定的严厉措施促使下属更努力工作。其三，下属越倾向于绩效归因越可能积极地应对辱虐管理；要注意针对下属的不同归因倾向选择相应的管理方式，更要注重使下属理解领导者辱虐管理的良苦用心。

(三)研究局限与未来展望

本研究主要存在三个方面的局限和拓展空间。其一，采用了横断面研究设计，辱虐管理和职场偏差行为的数据在同一时间点采集，削弱了因果推断的效力。将研究假设建立在严谨的理论演绎基础上，在一定程度上弥补了这一不足。未来研究可以考虑采用纵向研究设计或准实验设计，以更好地保障研究结论的因果效力。其二，采用了自我汇报式的问卷调查，而辱虐管理和职场偏差行为都涉及职场中的阴暗面，被调查者可能出于各种顾虑而虚假汇报，影响了研究数据的准确性。本研究通过匿名调查并向被调查者承诺问卷结果仅用于学术研究，在一定程度上缓解了这一问题。未来研究可以考虑使用第三者评价或档案资料来测量相关变量，提高数据的准确性。其三，本研究发现了显性辱虐管理会减少下属组织偏差行为的积极影响，那它是否存在其他积极影响？隐性辱虐管理是否也存在某些积极影响？未来研究可以尝试从下属的创造性偏差行为、自主学习行为和建言行为等方面切入。