仁慈型领导对员工工作偏离行为的双刃剑效应研究

苏宗伟 李 欢 杜 娟

(上海外国语大学国际工商管理学院)

1 研究背景

所谓仁慈是指人们天生善良的哲学信念，即个体有义务利用自身的仁爱和慈善天性来帮助他人[1]。仁慈型领导，即强调领导应注重关怀与照顾下属，以此赢得来自下属的尊重与服从[2]。仁慈型领导以施恩的方式对待下属[3]，并表现出对下属生活及家人的关心[2]，这种角色内外的关怀能够产生互惠交流，反过来又可为组织创造可观的效益。

仁慈型领导由于具有潜在的积极作用，已越来越受到理论界和实践界的关注。有关研究表明，仁慈型领导对下属的积极影响包括提升工作满意度、加强任务绩效、提高情感承诺以及组织公民行为，甚至降低离职倾向等[4，5]。由此，学界开始呼吁亟需提升领导的仁慈度。然而，既有研究对仁慈型领导有效性的理解还较为有限，学者们发现仁慈型领导的积极效应的同时，也开始关注其是否存在消极影响。例如，李锐等[6]首次提出仁慈型领导具有阴暗面，指出仁慈型领导由于能够促进员工的亲社会性规则违背，激发员工为实现群体福祉而打破组织规则，从而会引出一系列不道德问题。此外，也有学者发现仁慈型领导下的员工更容易诱发工作场所的欺骗行为[7]。虽然这些研究已经证实仁慈型领导正向影响员工不道德行为，但仁慈型领导对员工工作偏离行为的影响研究还知之不多。在组织情境中，工作偏离行为会严重影响组织发展。例如，工作偏离行为被普遍认为会危害组织和员工的福利[8]。由此，有必要检验仁慈型领导与工作偏离行为的关系。从表面上而言，在工作和非工作领域关心下属的仁慈型领导似乎与工作偏离行为没有直接正向联系，甚至这种对下属的关心可能促进高质量的领导成员交换，从而抑制工作偏离行为。但从概念上而言，仁慈型领导不按照公平原则分配资源的行为可能会引起员工的不满[2]，保护下属免受惩罚的行为甚至会导致工作偏离行为。鉴于此，有必要从中介机制上进一步探究这种矛盾关系，尤其是在新生代员工已成为职场中坚力量的背景下。

在进行本研究前，本课题组成员对15家企业的部门领导及其直接下属进行了访谈，访谈内容包括“您认为领导应该对下属仁慈吗”“您认为领导的仁慈行为是否存在弊端”，以及“您认为领导应该对什么样的员工施行仁慈行文”等问题(1)由于篇幅有限，有关初步访谈内容及结果暂略，有兴趣的读者可联系笔者。。访谈结果发现：领导的仁慈行为会得到员工一定程度的回报，使员工产生积极的工作行为，但仁慈行为也会放任员工，导致员工一些不良行为的发生。鉴于领导对员工的影响因员工的不同而异，因此，本研究认为，仁慈型领导对员工工作偏离行为的影响可能存在双刃剑效应，并存在不同的边界条件。

综上所述，本研究将通过整合道德推脱理论和社会交换理论，探讨仁慈型领导与工作偏离行为的关系，深入研究以下两种不同的中介机制。首先，基于社会交换理论，仁慈型领导由于关爱员工而提升领导成员交换关系(leader member exchange，LMX)，从而抑制员工的工作偏离行为；其次，基于道德推脱理论，仁慈型领导可能会引起员工的道德推脱，随后激发员工的工作偏离行为。此外，考虑到这两条影响路径可能存在的边界条件，本研究还将进一步验证仁慈型领导的双刃剑效应如何在互惠信念和员工道德认同的作用下扬长避短。本研究的理论模型见图1。

2 理论基础和研究假设

2.1 仁慈型领导对员工工作偏离行为的影响

工作偏离行为是员工违反工作规范的期望，伤害同事、主管或组织本身的不道德行为[9]。根据LIU等[10]的观点，工作偏离行为是由工作环境中存在不公平现象或缺乏支持所引起。例如，在工作中个人可能由于管理者的滥权行为而产生工作偏离行为[11]。而严格公平的薪酬制度能够使员工感到组织对他们的肯定以及对其努力的回报，从而有效降低工作偏离行为[8]。

一般而言，仁慈型领导会表现出对下属个人或家庭福祉的个性化关怀[2, 12]。例如，在工作中，仁慈型领导会为员工提供帮助，指导职业发展，避免在公共场合使下属难堪，甚至包容下属在工作中的严重失误；在工作之外，仁慈型领导也会为下属提供帮助，乃至关心其个人生活。这类仁慈行为会提高员工心理上对领导或组织的负债感，激发员工通过努力工作给予真诚回报而为组织带来积极效应[2]。例如,张新安等[13]发现，仁慈型领导促进合作性的冲突处理，抑制竞争性的冲突处理，最终提高团队绩效。基于社会认同理论，沈伊默等[14]认为，仁慈型领导对员工的关心能够提高内部身份感知，促进更高的创新行为；朱其权等[5]从团队层次的视角验证了仁慈型领导对变革情感承诺有显著正向影响。鉴于此，本研究认为，下属基于感激之情能与仁慈型领导建立高质量的LMX[15]，这有利于促进员工绩效以及抑制工作偏离行为。

但有研究也指出，当仁慈型领导行为真正付诸实践时，也可能产生不良后果[2]。例如：迟美娜[16]证实了领导的过度仁慈会导致员工责任下降，并降低建言行为；李锐等[6]认为，仁慈型领导为员工营造安全氛围，使他们不忌惮进行非道德行为；李锡元等[7]指出，在存在绩效压力的背景下，仁慈型领导会更加诱使员工采取职场欺骗行为。基于此，本研究认为，仁慈型领导按照需求情况而不是公平标准为下属分配资源，可能造成员工的不公平感而产生工作偏离行为[2, 10]。此外，对于已经犯错的下属不进行惩罚有可能导致下属不在乎犯错，以致提高员工的工作偏离行为倾向[17]。

2.2 路径1：仁慈型领导的积极作用

2.2.1领导成员交换(LMX)的中介作用

根据社会交换理论，仁慈型领导可以产生高质量的LMX。首先，仁慈型领导善待下属的直接结果是在同下属交往中产生了互惠，而互惠能够维系良好的LMX[2]。其次，领导对员工表现出个性化关怀，能使员工感受到自己与领导之间的良好关系，使员工更信任领导[15]。另外，当下属犯错时，仁慈型领导往往会避免进行惩罚，反而倾向于了解员工工作方面的问题和需求，帮助他们摆脱工作困境。这些行为都有助于领导将员工视为圈内人，同时激发员工报答领导的意愿[18]。

另外，具有高质量LMX的领导者与下属拥有高质量的互动，促进领导者更全面、更具建设性地与员工分享建议[19]，并在分析过程中学习领导者的优良品质[20]，从而提升自己的行为水准。此外，高质量的LMX会让下属感受到领导对自己的支持并使其产生互惠感[15]，促使下属想方设法不辜负领导的期望。当员工意识到领导不愿意员工产生工作偏离行为时，员工就会降低这种行为倾向[10]。同时，这种高质量的LMX也能够提高员工对领导的忠诚度，并对领导的仁慈行为产生强烈的感激之情，增加员工的报恩行为和组织承诺，进而减少员工的工作偏离行为[12, 15]。由此，提出以下假设：

假设1仁慈型领导通过LMX负向影响员工工作偏离行为。

2.2.2互惠信念的调节作用

互惠信念长期以来被学者用来描述员工行为背后的动机，以及员工积极态度的形成机制，并用以解释领导和员工互动中对员工社会交换认可程度的影响[21]。基于社会交换理论，由于个体对交换关系中互惠性的认可程度不同，这种互动并不总是以交换的方式发生。如果个人认可交换关系中的互惠，那么个人将与交换伙伴发展高质量的社会交换关系[22]；反之，则不会。具有强烈积极互惠信念的个体会试图通过互惠与交换方建立和维持长期的高质量关系[22, 23]。如前文所述，领导的仁慈行为会激发下属为组织贡献更多的利益，随着时间的推移，这种领导成员交换质量会不断提高，这是因为交换双方都带来了宝贵的交换资源[23]。同时，由于下属从社会交换中获得利益，从而会激励其进行更多的社会交换，并从交换伙伴那里获得长期收益[16]。具有强烈的积极互惠信念的员工认为不断地回报是对仁慈型领导所给予恩惠的适当回应；反之，互惠信念水平较低的员工可能感觉不到回报的义务，即使其能从仁慈型领导处获取资源或收益。由此，提出以下假设：

假设2互惠信念在仁慈型领导对领导成员交换的正向影响中起调节作用。当互惠信念较高时，仁慈型领导对LMX的正向影响关系会增强；当互惠信念较低时，仁慈型领导对LMX的正向影响关系会减弱。

假设3通过领导成员交换，仁慈型领导对员工工作偏离行为的负向间接影响对于互惠信念较高的个体更强，而对于互惠信念较低的个体更弱。

2.3 路径2：仁慈型领导的消极作用

2.3.1道德推脱的中介作用

根据道德推脱理论，道德推脱是指将个体的内部道德标准与个体的行为脱离，防止其在做出不道德行为后感到自责。例如，通过与他人更不道德的行为作比较而让自身的行为看似合乎道德准则(有利比较)，甚至把不道德行为的责任归因于他人(责任归因)[24]。现有相关研究表明，个体倾向于将其行为的责任归于组织中有权势的个体，或者更喜欢通过集体决策来分散责任[25]。这些研究都表明，领导以及团队的情境可能对道德推脱产生影响，从而影响员工的工作偏离行为。仁慈型领导避免当众批评下属甚至在下属犯严重错误时保护下属，虽然可能提高员工的团队认同，但也会促使员工将工作中犯错时的责任转移到整个团队，甚至会归咎于自己的领导(责任归因)。此外，员工观察到组织中领导不会惩罚自己同事的工作偏离行为，如果员工认为自己的不道德行为相比于其他同事的行为更容易接受，也会产生道德推脱机制(有利比较)[24]。

由于道德推脱通过自我调节能够有选择的激活，防止个体做出不道德行为而产生内疚感[24]，这可能会激发员工在工作中产生不道德行为[26]。如前所述，个体可以通过将不道德的行为与更有害的行为相比较，以使原来看起来不可接受的行为更易接受。例如，员工与比自己工作表现更差的员工比较后，认为自己的工作表现是可以接受的(有利比较)，从而促进工作偏离。此外，个体也可能通过将一种不道德行为的主要责任归咎于领导而减轻自己的不道德责任[27]。又如，当下属在工作中犯有严重错误时，仁慈型领导会避免员工受到批评而保护他们，员工则倾向于把自己错误的责任转移给领导，并不担心继续犯错，甚至犯更严重的错误。由此，提出以下假设：

假设4仁慈型领导通过道德推脱正向影响员工工作偏离行为。

2.3.2道德认同的调节作用

道德认同被定义为一种可以激励道德行为和态度的自我调节机制。根据AQUINO等[28]的观点，道德认同包括两个因素：象征(人们对行为的反思程度)和内化(道德特质是自我概念的核心程度)。较高道德认同的个体具有较高的道德标准，其会进行道德自我调节以缓解仁慈型领导对道德推脱的影响[26,29]。

如上所述，在仁慈型领导带领的团队中，员工可能更容易产生道德推脱。但如果员工拥有较高的道德认同，会考虑道德推脱带来的工作不道德行为后果是否影响他人，从而抑制道德推脱的产生；反之，如果员工道德认同较低，个人较低的道德标准就更易认可这些“看似道德”的正当理由。基于上述证据，那些具有较高道德认同的员工可以激发自我调节的过程，促使其在违反道德标准时谴责自己[24]，因此，员工的道德推脱较低[29]。相比之下，具有较低道德认同感的员工在进行自我道德辩护时不容易产生内疚。由此，提出以下假设：

假设5道德认同在仁慈型领导对道德推脱的正向影响中起调节作用。当道德认同较高时，仁慈型领导对员工道德推脱的正向影响关系会减弱；当道德认同较低时，仁慈型领导对员工道德推脱的正向影响关系会增强。

假设6通过道德推脱，仁慈型领导对员工工作偏离行为的正向间接影响对于道德认同较高的人更弱，而对于道德认同较低的人更强。

根据上述分析逻辑，本研究认为互惠信念和道德认同调节仁慈型领导对工作偏离行为的间接影响。具体而言：由路径1可知，互惠信念调节了仁慈型领导对工作偏离行为的负向间接影响；由路径2可知，道德认同调节了仁慈型领导对工作偏离行为的正向间接影响(见图1)。在此分析框架下，本研究认为仁慈型领导对工作偏离行为的间接影响将同时取决于互惠信念和道德认同。由此，提出以下假设：

假设7互惠信念与道德认同同时调节仁慈型领导对工作偏离行为的间接影响。在互惠信念较高且道德认同较高时，仁慈型领导对工作偏离行为有显著负向间接影响；在互惠信念较低且道德认同较低时，仁慈型领导对工作偏离行为有显著正向间接影响。

3 研究方法

3.1 研究1：情境实验

研究1采用被试相互间的情境实验来验证仁慈型领导对员工工作偏离行为的影响，以此来检验道德推脱以及员工互惠信念的中介作用。参考文献[6]的方法，该情境实验将仁慈型领导分成高和低两个水平，以建立实验组与对照组。

3.1.1实验设计

(1)实验情境开发具体步骤如下：①情境设计。参考文献[6]的实验情境，设计了符合本研究的仁慈型领导情境：描述了一个虚拟人物“小王”所在公司及个人工作信息，并通过实验设计多步法来确定情境是否符合要求。②实验操纵设计。对于仁慈型领导的设计脚本主要参考樊丽景等[2]对仁慈型领导的描述以及文献[6]开发的脚本而编制(2)限于篇幅，具体情境描述和具体变量的操作脚本暂略，有需要的读者请与笔者联系。。③操作性检验。招募了54名某高校学生(均有校外实习经历)，随机分成两组(实验组29人，控制组25人)，其中，实验组阅读“高仁慈”领导风格情境材料，控制组阅读“低仁慈”领导风格情境材料。阅读完成后请两组被试就情境的仁慈型领导水平进行评价。

(2)变量测量本次情境实验中，有关变量的测量均采用Likert 6点量表，1～6表示从“非常不同意”到“非常同意”。具体如下：①道德推脱。由于该变量的测量谈及道德敏感性提问，不宜直接提出，因此，本研究参照文献[30]的做法，通过被试对“小王”在工作中的不道德行为的评判倾向来衡量他们的道德推脱程度。有关测量量表改编自PATERSON等[31]设计的工作不道德行为量表，包括3个题项，如“在这个领导下，您认为小王在上班时间有多大可能处理私事”等。本研究中，该量表的Cronbach’sα值为0.77。②LMX。该变量的测量采用改编自赵可汗等[32]开发的LMX量表，原量表共7个题项，经方差最大旋转法的主成分分析后，根据文献[28]的建议删除因子载荷小于0.5的题项后，剩余6个题项，如“李经理十分了解小王在工作方面的问题与需求”等。本研究中，该量表的Cronbach’sα值为0.92。③工作偏离行为。由于工作偏离行为涉及到道德敏感性问题，不便直接提问[33]，因此，该变量的测量采用改编自文献[31]的工作不道德行为量表。在被试回答问题时，先设计一个“如果我是小王”的情境，这一做法与文献[30]的做法类似。具体题项如“如果我是小王，我也有可能在上班时间处理私事”等。本研究中，该量表的Cronbach’sα值为0.85。

(3)注意力检验本研究使用“指定选项题目方法”进行注意力检验，将“您在本次实验中是否认真作答，如果您是认真作答，本题请选择‘有点不同意’”这一题项插入有关测量量表中。

3.1.2实验的主要流程及结构

本研究共招募170个具有工作经验的被试者，随机平均分成两组。在实验开始前，研究人员会告诉被试本次实验没有好坏、对错之分，且采用完全匿名的方式，仅作科研使用。最后删除注意力检验不达标的样本后，得到155个样本。 其中，性别方面，男性占52.9%；年龄方面，20～30岁占71%；学历方面，本科占27.7%、硕士占31.6%。

课题组成员在实验组中，为被试提供了关于“高仁慈型领导”的情境阅读材料；在控制组中提供了关于“低仁慈型领导”的情境阅读材料。然后，请被试者将自身融入到该情境中，并回答关于道德推脱、领导成员交换以及工作偏离行为的问题。

3.1.3实验结果

(1)实验操纵检验在删除了注意力检验不达标的样本后获得实验组25人样本和控制组22人样本。结果显示，高仁慈型领导风格组的平均评分(M=5.26，SD=0.83)显著高于低仁慈型领导风格组(M=2.32，SD=1.12，t(38)=-10.10，p<0.001)。由此表明，该情境材料能够引起仁慈型领导感知变化，可作为本次实验材料。

(2)验证性因子分析使用R 3.6.3软件进行验证性因子分析以评估道德推脱、LMX和工作偏离行为的区分效度。结果显示，三因子模型拟合较好(χ2/df=1.77，CFI=0.969，TLI=0.958，RMSEA=0.070，SRMR=0.057)，且比其他替代模型有更好地拟合效果(265.66≤Δχ2(2≤Δdf≤3)≤428.49，p<0.001)，这说明研究1中各变量具有较高的区分效度。

(3)描述性统计分析研究1中各变量的描述性统计及相关系数分析结果见表1。由表1可知，仁慈型领导与道德推脱呈正相关(γ=0.57，p<0.01)，与LMX显著正相关(γ=0.59，p<0.01)。道德推脱与员工偏离行为显著正相关(γ=0.31，p<0.01)，LMX与员工偏离行为呈显著负相关(γ=-0.16，p<0.05)。

表1 变量均值、标准差和相关系数(N=155)

(4)研究假设检验为检验道德推脱、LMX在仁慈型领导与员工偏离行为之间的中介作用机制，本研究使用SPSS软件中的Process插件进行中介效应分析(见表2)。本研究选择Bootstrap进行重抽样回归，重复抽样次数为5 000，置信区间水平设定为95%，Bootstrap检验的LMX的置信区间为[-0.50，-0.08]，表明LMX的中介效应显著，且中介效应值表示-0.28。由此，假设1得到支持。道德推脱的置信区间为[0.21，0.55]，说明道德推脱的中介效应显著，且中介效应值表示0.38。由此，假设4得到支持。

表2 研究1的假设检验结果(N=155)

研究1的结果表明，仁慈型领导对员工的工作偏离行为存在双刃剑效应。通过道德推脱路径，仁慈型领导能够激发员工产生工作偏离行为；通过LMX路径，仁慈型领导则能够抑制员工产生工作偏离行为，这同本研究的假设预期一致。情境实验的优点在于可以检验因果关系。但正如李锐等[6]指出，情境实验也存在一些局限性：①虽然内部效度较高，但外部效度不足；②模拟的实验情境与被试者现实工作情境存在一定的差异。此外，就研究1而言，还存在如下不足：①测量的虽是员工的工作偏离行为倾向，但却并非实际发生的工作偏离行为；②未考虑领导在团队层面和边界条件的影响。针对上述问题，本研究将通过研究2进行问卷调查，对前文提出的研究假设开展进一步检验，以提高研究结果的外部效度。

3.2 研究2：问卷调查

3.2.1研究样本

在研究2中，有关调研数据来源于四川省、江苏省、福建省及上海市的多家盈利性企业，涉及地产、通信、咨询、制造业等多个行业，且样本的人口统计学特征和背景呈现多元化特点。由于本研究是在团队层面进行的，因此，要求各企业参与调研的部门至少有3名员工参加。由于受到疫情防控的影响，相关问卷调查只能在线利用即时通讯工具微信进行。

在被调研企业的人力资源管理部门的协助下，课题组联系到各部门的领导并发送有关微信工作群的二维码。由各部门的领导本着自愿参与的原则向部门员工告知调研事宜。在有关被试(部门员工)成功加入问卷调研微信群后，对每个员工备注其所在企业、部门以及数字编码，以此识别员工所在的企业和团队，同时保证问卷调研的匿名性。为了避免共同方法偏差，本次调研分3个时间阶段进行。每个被编号被试通过与其微信编号相同的问卷序列号来匹配3个时间阶段的调查问卷。具体如下：①阶段1，调研和测量内容包括仁慈型领导、道德推脱、互惠信念和控制变量，总共发放问卷929份，回收问卷893份。②阶段2，调研和测量内容包括道德脱离和LMX，总共发放问卷893份，回收问卷832份。③阶段3，调研和测量内容包括工作偏离行为，总共发放问卷832份，回收726份，最终问卷回收率为78%。在剔除了少于3个成员的团队后，共获得660名成员，共173个团队的有效问卷，问卷回收有效率为71%。在有效样本中，性别方面，男性占47.1%、女性占52.9%；年龄方面，25岁以下占17.7%、25～35岁占65.2%；教育程度方面，本科及以下占78.9%、硕士研究生及以上占20.6%；工作年限方面，3年以下占34.4%、3～5年占22.2%、6年及以上占43.3%；平均团队人数为3.82(SD=1.81)。

3.2.2变量测量

变量测量量表均为国外成熟量表，通过翻译和反向翻译程序将量表翻译成中文。除非另有声明，测量量表大都采用Likert 6点评分法，从1～6表示从“非常不同意”到“非常同意”。

(1)仁慈型领导该量表的测量采用郑伯壎等[34]编制的量表，共11个题项，如“我的上司会非常认真照顾和他相处了很久的下属”等。由于仁慈型领导是团队层面的变量，使用rwg、ICC(1)和ICC(2)指标来度量是否具有足够的组内一致性和组间异质性。仁慈型领导的ICC(1)和ICC(2)分别为0.39(大于0.05)和0.71(大于0.50)。各个仁慈型领导团队的rwg(j)平均值为0.71(大于0.70)。各指标表明仁慈型领导是一个团队层面构念，因此，适合进行多层回归分析。本研究中，该量表的Cronbach’sα值为0.93(2)工作偏离行为该量表的测量采用BENNETT等[35]编制的量表，采用Likert 7点评分法，从1～7表示由“从不”到“每天”，共12个题项，如“我在未经允许的情况下上班迟到”等。本研究中，该量表的Cronbach’sα值为0.85。

(3)道德推脱该量表的测量采用MOORE等[36]编制的量表，共8个题项，如“如果人们只是在做一个领导吩咐他们做的事，他们就不应该为做有问题的事而负责”等。本研究中，该量表的Cronbach’sα值为0.83。

(4)领导成员交换该量表的测量采用赵可汗等[32]编制的量表，共7个题项，如“我很清楚我们团队领导是否满意我的工作表现”等。本研究中，该量表的Cronbach ’sα值为0.86。

(5)道德认同该量表的测量采用AQUINO等[30]编制的量表，共10个题项，如“我强烈渴望拥有这些性格特征”等。本研究中，该量表的Cronbach’sα值为0.87。

(6)互惠信念该量表的测量采用EISENBERGER等[22]编制的量表，共10个题项，如“如果有人对我提供帮助，我觉得有义务以某种方式回报他们”等。本研究中，该量表的Cronbach’sα值为0.91。

(7)控制变量鉴于已有研究证明男性更倾向于不道德行为，以及HOLLINGER等[37]认为员工的任期较短更有可能产生工作偏离行为。另外，团队规模和职位类别也可能会对本研究的结果带来影响。由此，本研究中，将性别、教育程度、年龄、工作年限等作为控制变量。此外，由于工作特征与工作行为有关，因此，本研究也将其列为控制变量。该变量的测量采用VEN等[38]编制的量表(采用Likert 6点计分，1～6表示从“非常少”到“非常多”。)，共17个题项，如“您的部门中工作需要多少技术知识”等。本研究中，该量表的Cronbach’sα值为0.78。

3.2.3实证研究结果

(1)验证性因子分析通过R 3.6.3软件对本研究中6个关键变量的区分效度进行分析评估，分析结果见表3。由表3可知，假设的六因子模型比其他替代模型有更好的拟合效果(χ2/df=3.28，CFI=0.918，TLI=0.907，RMSEA=0.059，SRMR=0.044)，这说明本研究中各变量具有较高的区分效度。

表3 验证性因子分析结果(N=660，173个团队)

(2)描述性统计分析主要变量的均值、标准差以及相关系数见表4。由表4可知，仁慈型领导分别与道德推脱(γ=0.17，p<0.01)、领导成员交换(γ=0.46，p<0.01)显著正相关；道德推脱与工作偏离行为显著正相关(γ=0.35，p<0.01)；领导成员交换与员工偏离行为显著负相关(γ=-0.15，p<0.01)；道德认同与道德推脱显著负相关(γ=-0.22，p<0.01)；积极互惠信念与LMX显著正相关(γ=0.33，p<0.01)。以上结果与前文提出的研究假设关系一致，表明相关研究假设得到初步支持。

表4 变量均值、标准差和相关系数(N=660)

(3)中介效应假设检验本研究建立无预测因子的零模型，以评估工作偏离行为在组间的变异程度。工作偏离行为的ICC(1)为0.34(大于0.06)，表明员工工作偏离行为有34%的差异是由团队引起的，适合进行多层线性回归分析。使用R 3.6.3软件进行多层线性回归，有关结果见表5。由表5可知，仁慈型领导与LMX显著正相关(模型2，β=0.32，p<0.001)；仁慈型领导与道德推脱显著正相关(模型4，β=0.17，p<0.001)；LMX与工作偏离行为显著负相关(模型6，β=-0.17，p<0.001)；道德推脱与工作偏离行为显著正相关(模型7，β=0.27，p<0.001)。研究2使用蒙特卡洛模拟进行中介检验，并将模拟次数设置为20 000次，结果显示仁慈型领导通过领导成员交换对工作偏离行为的间接效应不包括0(95% CI[-0.08，-0.03])。由此，假设1得到支持。仁慈型领导通过道德推脱对工作偏离行为的间接效应不包括0(95% CI[0.02，0.07])。由此，假设4得到支持。

表5 中介作用多层回归分析(N=660，173个团队)

(4)调节效应和被调节的中介效应检验首先，将自变量和调节变量进行中心化处理；然后，构建交乘项(见表6)。表6中，由模型2可知，互惠信念对仁慈型领导与领导成员交换之间的关系具有显著调节作用(β=0.12，p<0.01)，因此，假设2得到支持；由模型4可知，道德认同对仁慈型领导与道德推脱之间的关系具有显著调节作用(β=-0.11，p<0.01)，因此，假设5得到支持。

表6 调节作用多层回归分析(N=660，173个团队)

为了直观显示互惠信念与道德认同的调节作用，本研究绘制了交互作用图(见图2和图3)。由图2可知，当下属的互惠信念较高时，仁慈型领导与领导成员交换之间的正向关系较强；而当下属的互惠信念较低时，仁慈型领导与领导成员交换之间的正向关系较弱。由图3可知，当下属的道德认同较高时，仁慈型领导与道德推脱之间的正向关系较弱；反之，当下属的道德认同较低时，仁慈型领导与道德推脱之间的正向关系较强。

本研究使用高于和低于互惠信念均值的一个标准差来操作互惠信念的高低水平，有关结果见表7。由表7可知，在互惠信念高的条件下，仁慈型领导通过领导成员交换对工作偏离行为有显著的负向间接影响(M=-0.07，95%的置信区间不包括0[-0.11，-0.04])；在互惠信念低的条件下，仁慈型领导通过领导成员对工作偏离行为有显著的负向间接影响(M=-0.04，95%的置信区间不包括0[-0.06，-0.02])。此外，在高低程度的互惠信念下存在显著差异(Δ=-0.03，95%的置信区间不包括0：[-0.07，-0.01])。由此，假设3得到支持。即随着个人互惠信念的提高，仁慈型领导通过LMX对员工工作偏离行为的负向间接影响变得更强。

表7 较高和较低的互惠信念水平上通过领导成员交换而产生的间接影响

进一步，本研究使用高于和低于道德认同一个标准差的蒙特卡罗模拟法来检验道德认同的有调节的中介作用，有关结果见表8。由表8可知，在道德认同高的条件下，仁慈型领导通过道德推脱对工作偏离行为产生的正向间接影响不显著(M=0.03，95%的置信区间包括0[-0.00，0.06])；而在道德认同低的条件下，仁慈型领导通过道德推脱对工作偏离行为有显著地正向间接影响(M=0.07，95%的置信区间不包括0[0.04，0.11])。此外，在高低程度的道德认同下存在显著差异(Δ=-0.04，95%的置信区间不包括0[-0.08，-0.01])。由此，假设6得到支持。

表8 较高和较低的道德认同水平上通过道德推脱而产生的间接影响

最后，本研究进行多重被调节的中介蒙特卡洛模拟检验(见表9)。由表9可知，在互惠信念高且道德认同高的条件下，仁慈型领导对工作偏离行为的负向间接效应显著(90%的置信区间不包括0[-0.081，-0.005])；在互惠信念低且道德认同低的条件下，仁慈型领导对工作偏离行为的正向间接效应显著(90%的置信区间不包括0[0.003，0.07])。由此，假设7得到支持。

表9 较高和较低的互惠信念、道德认同水平上的多重中介间接影响

4 结语

本研究主要得到以下结论：①LMX和道德推脱在仁慈型领导与员工工作偏离行为的关系中发挥着中介作用，即仁慈型领导能通过建立高质量的LMX感进而抑制员工的工作偏离行为。②仁慈型领导通过增强员工的道德推脱，从而促进员工的工作偏离行为。③互惠信念正向调节了仁慈型领导与领导成员交换的关系，即高互惠信念会促进仁慈型领导对领导成员交换的正向影响。④道德认同负向调节了仁慈型领导与道德推脱的关系，即高道德认同会减缓仁慈型领导对道德推脱的正向影响。⑤互惠信念与道德认同在仁慈型领导影响工作偏离行为的间接效应中发挥多调节作用，当互惠信念与道德认同都高时，仁慈型领导会降低工作偏离行为；当互惠信念与道德认同都低时，仁慈型领导会增高工作偏离行为。这些结论揭示了仁慈型领导阴暗面的形成机制，为组织降低工作偏离行为提供了理论依据。

本研究的理论贡献在于：①拓展了仁慈型领导的影响后果及其作用机制的研究。基于社会交换理论，本研究采用情境实验发现仁慈型领导通过领导成员交换对员工的工作偏离行为负向影响，并采用问卷调查验证了仁慈型领导作为团队风格与工作偏离行为的负向间接关系。从而通过情境实验和问卷调查两种方法，揭示了仁慈型领导与工作偏离行为之间关系的“黑箱”，提供了仅由截面数据无法证明的仁慈型领导与员工的工作偏离行为之间黑箱机制的因果关系。②基于道德推脱理论，提出全新视角解释仁慈型领导存在潜在不良后果的矛盾观点。以往研究主要强调仁慈型领导在组织中发挥的积极作用，通常是基于社会交换、社会认同等理论来解释各变量间的关系[4,14]。本研究则通过两个子研究发现道德推脱中介了仁慈型领导对工作偏离行为的正向影响，为揭示仁慈型领导与工作偏离行为的关系提供新的理论视角。③丰富了仁慈型领导影响的边界条件。鉴于仁慈型领导在组织有效性的研究存在不同观点[2,4,6]，本研究引入互惠信念和道德认同作为调节变量，从理论上说明仁慈型领导何时以及为何正向或负向影响工作偏离行为，有助于理清仁慈型领导对工作偏离行为的作用机理。

本研究的实践启示如下：①领导者通常向员工表现出仁慈，以树立令人满意的形象，并赋予跟随者展示的权力。然而，这种尝试取决于两个条件，即领导者表现出的仁慈程度以及追随者的态度。但当领导为避免批评惩罚下属而展现仁慈时，却可能会诱导员工进一步犯更大的错误。由此，根据本研究的结果可知，管理人员可以对下属表现出仁慈，但必须保持适当的水平。②领导者应该在与下属工作相处的过程中，了解员工的互惠信念水平。与具有较高互惠信念的员工相比，领导应该避免对互惠信念水平较低的员工过度仁慈。这是因为较低互惠信念水平的员工并不会因此产生强烈的LMX，这反而可能会通过道德推脱路径增强他们的工作偏离行为。③领导者应根据员工的道德认同水平的不同，采取不同的行为，而不是以相同的方式对待所有下属。与具有较高道德认同的下属相比，应避免对道德认同较低的员工过分仁慈。例如当员工犯错时，还是应适当给予批评。此外，在招聘员工时，领导者必须重视员工是否拥有更高的道德认同感。

本研究也存在一些局限性：①仅在中国组织情境下收集的数据，这可能限制了研究结果的普适性。由于仁慈型领导在中西方环境下会有一定的区别，因此，除中国外，一些亚洲国家也非常重视仁慈型领导。由此，未来研究可从多个国家收集样本以提高研究的外部有效性。②在研究2中，通过直接测量员工一年中工作偏离行为的频率来衡量员工在工作中的不道德水平。但员工偏离行为的最终平均值相对较低(均值=1.60，标准差=0.71)。这可能是由于测量问题包括道德敏感性问题并涉及被试的隐私，从而导致不真实回答。在测量实际不道德行为时，还有一种方法是使用他人评价。在未来的研究中，可以尝试由领导来评价员工过去一年的非道德行为，以更进一步验证有关研究假设。