家长式领导对企业员工亲组织非伦理行为的影响*
——中介调节作用分析

□ 李志勇 吴明证 徐慧聪

一、引言

21世纪以来，企业中频发有损组织及个人利益的非伦理行为，这些违背商业伦理的行为对社会、企业等造成了恶劣影响，如假疫苗、非标波纹管事件等。基于此，组织中员工的非伦理行为得到了研究者的广泛关注。已往对非伦理行为的研究主要聚焦在员工蓄意破坏、报复及谋取私利等方面[1]。然而，员工的非伦理行为还可能是出于保障或提升组织利益的目的而产生的，有学者把这种为了维护组织利益不惜违背社会伦理道德的行为称为亲组织非伦理行为（Unethical Pro-organizational Behavior, UPB）[2]，如过分夸大产品效能、有意掩饰产品副作用等。从表面上看，亲组织非伦理行为能为组织带来利益上的短暂提升，但实际上这种行为与社会伦理规范相对立，影响企业的信誉与形象，最终会危及企业的长期发展[3]。因此，有必要深入探讨企业中频发的亲组织非伦理行为的影响因素及作用机制。

社会认同理论认为，员工的亲组织非伦理行为往往取决于其对组织的认同程度[4]，而相关研究已证实领导者的领导方式影响员工的认同度，如变革型领导、服务型领导、伦理型领导、授权型领导等[5][6][7][8]。在具有中国特色的企业环境中，领导者的领导方式与我国的传统文化密切相关，表现为纪律严明、恩威并施、以人为本等特点，有学者将这种集我国国情和传统文化于一体的本土化领导方式称为家长式领导（Paternalistic Leadership）[9]。家长式领导表现为，企业员工对组织的认同度在家长式领导下得以加强[10]，较高的组织认同度有可能使得员工的亲组织非伦理行为得到发展。已有研究表明，家长式领导与亲组织非伦理行为关系密切，威权领导、仁慈领导和德行领导对亲组织非伦理行为均存在不同程度的影响[11]。因此，本文将基于我国企业环境探讨家长式领导与员工亲组织非伦理行为之间的复杂关系。

以往学者认为，员工亲组织非伦理行为的主要影响因素包括组织和个人两个层面。已有研究证实了员工的组织承诺水平能影响其在组织中的归属感，进而影响亲组织非伦理行为的发生[12]。员工的归属感大多是通过与领导者的良性互动[13]，即高质量的领导—成员交换（Leader-member Exchange，LMX）而产生的。家长式领导希望通过与员工建立良好的互动关系来彰显自己特有的领导品质，当员工感受到领导者为其带来利益时会出于回报而做出“利组织”的非伦理行为。研究还发现，员工能通过内在的道德推脱机制来缓解由亲组织非伦理行为带来的消极情绪体验[14]。家长式领导下的员工会因其内心冲突水平的不同而产生不同程度的非伦理行为，而这一冲突受到个体内在道德推脱机制的影响，即道德推脱水平高的个体更容易抑制内心冲突而做出更多的非伦理行为。

基于此，本研究以企业员工为研究对象，考察家长式领导与亲组织非伦理行为之间的关系；同时引入领导—成员交换、道德推脱两个变量来探讨家长式领导对员工亲组织非伦理行为的作用机制及边界条件。该研究可以丰富家长式领导的本土化研究，揭示员工亲组织非伦理行为的作用机制，为提升组织及个人利益提供新的研究思路。

二、 文献回顾与研究假设

（一） 家长式领导与亲组织非伦理行为

家长式领导在具有中国优良传统文化的企业背景中应运而生，是指以人治氛围为前提，表现出严格的纪律与威严、父亲般的关怀与仁慈、廉洁的品质与德行的领导方式[15]，即威权、仁慈及德行。研究发现，家长式领导对员工的行为产生了一定影响，如仁慈领导与德行领导为员工带来了高度的安全感和归属感，在一定程度上降低了员工的离职倾向，同时有助于激发员工在工作中的建言行为和亲组织行为[16][17]；而威权领导下的员工对组织的信任感较低，员工的工作绩效和积极生产行为有所减弱，同时引发了员工较多的沉默行为和偏差行为[18]。

亲组织非伦理行为在本质上有别于一般意义上的亲组织行为，它是指为了促进组织有效运作，而违背相关道德标准的故意行为，强调了员工行为的不道德性、亲组织性和有意性[19]。研究表明，家长式领导的三个维度对员工亲组织非伦理行为均产生一定的影响[20]。威权领导强调其权威不可侵犯，要求员工对其绝对地忠诚和服从，因此，员工为了避免受到惩罚，表达对领导的忠诚，从而做出较多的亲组织非伦理行[21]；仁慈领导对员工表现出较多的关怀和认可，善于与其构建良好的上下级关系，因此，员工会为了回报组织和领导，从而做出较多的亲组织非伦理行为[22]；德行领导表现出了较高的伦理操守和道德示范，员工对其表现出较高的敬意，同时，会学习和模仿领导的道德行为，从而抑制亲组织非伦理行为的发生[23]。综上，本研究提出假设。

H1：家长式领导与亲组织非伦理行为之间存在着相关关系。

（二）领导—成员交换的调节作用

领导—成员交换理论认为，组织中的领导和员工会根据各自的角色特点来建立一种独特的人际关系，斯堪杜拉（Scandura）等人把这种描述领导与员工之间交往关系的质量定义为领导—成员交换。当领导与员工发展出良好的互动关系，即高质量的领导—成员交换时，领导会更加信任员工，并将员工划分为“圈内人”，相反则视为“圈外人”。家长式领导受我国儒家文化的熏陶，具有典型的“人治”特点，领导者通常会根据员工的才能、性格等特点与自己建立不同的上下级关系，这与“圈内人”“圈外人”的划分不谋而合。这表明家长式领导与领导—成员交换之间有着密切的关系。实证研究发现，德行领导与仁慈领导均能为员工带来积极的情感体验，二者之间更有可能建立良好的上下级关系；而威权领导更加注重权威，与员工之间的心理距离较为疏远，因而二者之间的领导—成员交换质量相对较低[24]。

此外，研究还发现，领导—成员交换能够有效影响亲组织非伦理行为[25]，如“圈内”员工更愿意做出有利于组织的行为，即便这种行为违背了道德标准[26]。一项针对公务员群体的研究表明，领导—成员交换在家长式领导和亲组织非伦理行为之间起着调节的作用[27]。具体表现为，只有当领导—成员交换质量高时，威权领导对成员实施的权威才具有说服力，进而引发成员的亲组织非伦理行为；仁慈领导更加关注成员的实际利益而阻止其做出亲组织非伦理行为；德行领导对成员的道德品质提出了更高的要求，使亲组织非伦理行为得到抑制。该研究结果是否同样适用于公务员以外的群体还需要进一步验证。综上，本研究提出假设。

H2：领导—成员交换对家长式领导与亲组织非伦理行为的关系具有调节作用，即领导—成员交换质量越高，家长式领导对亲组织非伦理行为的影响越大。

（三）道德推脱的中介作用

认知失调理论认为，当个体的外在行为和内在认知相冲突时，自我会产生一套道德推脱机制来缓解内在失调，它是指个体在做出不道德行为后产生的特定认知倾向，这种认知倾向可以最大程度地减少自己的责任以及对受伤目标痛苦的认同[28]。以往研究表明，道德推脱与员工的亲组织非伦理行为有着密切的联系，道德推脱可以正向预测亲组织非伦理行为[29]，即高道德推脱水平的员工会通过内在的道德推脱机制重新解释亲组织非伦理行为的合理性，从而诱发更多的亲组织非伦理行为。

目前对于家长式领导与道德推脱关系的研究尚不完善，但已有研究发现，家长式领导与道德推脱之间存在着相关关系，且家长式领导的不同维度带来员工道德推脱意愿的差异性，如威权领导与道德推脱呈显著正相关，德行领导与道德推脱呈显著负相关，仁慈领导与道德推脱相关不显著[30][31]。具体来看，威权领导对员工实施独裁专制，员工为了避免受罚而从事亲组织非伦理行为，并且将这一行为推脱为领导者对其施加的压力；而德行领导的行为对员工的道德认知产生了潜移默化的影响，直接阻碍了员工内在道德推脱机制的形成，从而抑制了亲组织非伦理行为的产生。这表明，家长式领导的不同维度可能会提高或降低员工对自身不道德行为推脱的意愿，从而影响员工亲组织非伦理行为发生的可能性，即家长式领导可能会通过道德推脱的中介作用影响员工的亲组织非伦理行为。综上，本研究提出假设。

H3：道德推脱在家长式领导与亲组织非伦理行为之间起着中介作用,即家长式领导通过道德推脱的中介作用对亲组织非伦理行为产生影响。

当员工处于高质量的领导—成员交换时，他们倾向于借助责任推诿等道德推脱机制来摆脱内心冲突，从而产生更多的不道德行为。由此可以假设，领导—成员交换在家长式领导和亲组织非伦理行为之间的正向促进作用是由于家长式领导对道德推脱的正向预测效应的加强而引起的。因此在假设H1、H2、H3的基础上，本研究提出假设。

H4：领导—成员交换调节着家长式领导与亲组织非伦理行为的关系，而这一调节作用受到道德推脱的中介作用，即领导—成员交换对家长式领导与亲组织非伦理行为关系的调节效应是通过道德推脱的中介作用实现的。假设模型如图1。

图1 假设模型

三、 研究方法

（一）研究对象

研究对象为杭州、上海、北京等城市的企业员工，通过问卷星进行网上调查，收回有效问卷303份。其中，男性170人，女性133人；30岁以下192人，31～40岁105人，41岁以上6人；高中及以下学历27人，大专学历64人，大学本科学历183人，硕士及以上学历29人；工作年限5年以下者198人，6～15年者36人，16年以上者69人；一般工作人员228人，中层领导67人，高管8人。

（二） 研究工具

1.家长式领导问卷

采用郑伯埙等编制的家长式领导问卷[32]。该问卷包含三个分量表，分别为威权领导、仁慈领导和德行领导，共28个项目，采用李克特（Likert）五级计分，得分越高表明该领导方式倾向性越强。该量表在本研究中的内部一致性系数为0.90。

2.领导—成员交换量表

采用王辉、牛雄鹰等修订的领导—员工交换量表[33]。该量表包含16个项目，采用李克特五级计分，得分越高表明领导—成员交换关系越好。该量表在本研究中的内部一致性系数为0.96。

3.道德推脱量表

采用王兴超、杨继平修订的道德推脱量表[34]。该量表包含32个项目，采用李克特五级计分，得分越高表明道德推脱水平越高。该量表在本研究中的内部一致性系数为0.96。

4.亲组织非伦理行为问卷

采用吴明证、沈斌等修订的亲组织非伦理行为问卷[35]。该问卷包含11个项目，采用李克特五级计分，得分越高表明亲组织非伦理行为的倾向性越强。该问卷在本研究中的内部一致性系数为0.94。

（三）数据分析

本研究采用Amos21.0和SPSS19.0分别进行共同方法偏差检验、描述统计分析、相关分析和回归分析，采用海耶斯（Hayes）等提出的方法进行有中介的调节效应分析。

四、研究结果

（一）共同方法偏差检验

为了检验本研究可能存在的共同方法偏差，采用哈曼（Harman）的单因素检验法对数据进行统计检验。主成分分析发现，本研究所有项目共抽取13个因子，抽取的第一个因子只能解释总变异的27.18%，未超过40%的临界值。利用Amos21.0构建单因素模型，结果发现，模型拟合指标较差，相应的拟合指数为：x2/df=7.450，NFI=0.372，IFI=0.406，TLI=0.387，CFI=0.405，RMSEA=0.141。因此，本研究数据共同方法偏差不严重，适合进一步数据处理。

（二）描述统计和相关分析

采用皮尔逊（Pearson）积差相关探讨各变量之间的两两相关（见表1）。由表1可知，威权领导与LMX呈显著负相关，仁慈领导、德行领导与LMX呈显著正相关；威权领导与道德推脱、UPB呈显著正相关，仁慈领导、德行领导与道德推脱呈显著负相关，与UPB相关不显著；LMX与道德推脱呈显著负相关，与UPB相关不显著；道德推脱与UPB呈显著正相关。

表1 描述统计分析和相关分析结果

表2 LMX在威权领导与道德推脱、UPB关系间的调节效应分析结果

（三）调节作用分析

以性别、工作年限为控制变量，分别以威权领导、德行领导、仁慈领导为自变量，LMX为调节变量，道德推脱、UPB为因变量，采用分层回归探讨LMX在家长式领导与道德推脱、UPB关系间的调节效应，分析结果见表2、3（由于LMX对仁慈领导与道德推脱、UPB 的关系的调节效应均不存在，因此数据结果未呈现）。

由表2可知，当性别、工作年限、威权领导、LMX同时进入回归方程时，威权领导、LMX对道德推脱的直接预测作用显著，威权领导对UPB的直接预测作用显著；当威权领导×LMX进入回归方程后，威权领导、LMX对道德推脱的预测作用仍然显著，威权领导×LMX对道德推脱预测作用也显著，而威权领导、威权领导×LMX对UPB的预测作用均不显著。这表明，LMX调节威权领导与道德推脱的关系，并未调节威权领导与UPB 的关系。简单效应分析发现，威权领导对道德推脱的作用主要表现在较高 LMX 中（β=0.23，t=4.33，p=0.00），而未表现在较低LMX中（β=0.02，t=0.34，p=0.73）。

表3 LMX在德行领导与道德推脱、UPB关系间的调节效应分析结果

由表3可知，当性别、工作年限、德行领导、LMX同时进入回归方程时，德行领导对道德推脱的直接预测作用显著，德行领导对UPB的直接预测作用不显著；当德行领导×LMX进入回归方程后，德行领导对道德推脱的预测作用仍然显著，德行领导×LMX对道德推脱预测作用也显著，而德行领导、德行领导×LMX对UPB的预测作用均不显著。这表明，LMX调节着德行领导与道德推脱的关系，并未调节着德行领导与UPB 的关系。简单效应分析发现，德行领导对道德推脱的作用主要表现在较高LMX中（β=-0.27，t=-3.48，p=0.00），而未表现在较低LMX中（β=-0.12，t=-1.86，p=0.06）。

（四）中介作用分析

根据相关分析结果，以性别、工作年限为控制变量，采用三步回归探讨道德推脱在威权领导与UPB关系间的中介效应，中介效应分析结果见表4。

由表4可知，威权领导对道德推脱的预测作用显著，在控制了性别、工作年限后，威权领导对UPB的预测作用显著，当道德推脱进入回归方程后，威权领导对UPB的预测作用不再显著，而道德推脱对UPB的预测作用显著，这表明道德推脱在威权领导与UPB关系间起着完全中介作用。中介效应值为0.09， Bootstrap 95%的置信区间为[0.04，0.15]。

表4 道德推脱的中介效应分析结果

（五）有中介的调节作用分析

采用海耶斯（Hayes）等编制的SPSS宏程序PROCESS探讨家长式领导与UPB关系间有中介的调节模型，有中介的调节作用分析见表5、6（由于在仁慈领导与UPB 关系间不存在有中介的调节模型，因此数据结果也未呈现）。

表5 威权领导与UPB关系间有中介的调节作用分析结果

由表5可知，威权领导×LMX对道德推脱的预测作用显著，当道德推脱进入回归方程后，道德推脱对UPB预测作用显著，威权领导×LMX对UPB的预测作用不显著。这表明LMX调节着威权领导与UPB的关系，而这一调节效应是通过道德推脱的中介作用实现的，威权领导经由道德推脱对UPB的作用主要表现在较高LMX中（β=0.15，t=3.69，p=0.00），而未表现在较低LMX中（β=0.02，t=0.49，p=0.62）。

表6 德行领导与UPB关系间有中介的调节作用分析结果

由表6可知，德行领导×LMX对道德推脱的预测作用显著，当道德推脱进入回归方程后，道德推脱对UPB的预测作用显著，德行领导×LMX对UPB的预测作用不显著。这表明LMX调节着德行领导与UPB的关系，而这一调节效应是通过道德推脱的中介作用实现的，德行领导经由道德推脱对UPB的作用主要表现在较高LMX中（β=-0.19，t=-3.33，p=0.00），而在较低LMX中表现不明显（β=0.09，t=-2.01，p=0.04）。

五、讨论

（一）理论意义

第一，本研究考察了家长式领导对UPB的预测作用。结果表明，家长式领导中仅有威权领导对UPB具有直接预测作用，而仁慈领导、德行领导对UPB的预测作用不显著，这进一步说明家长式领导的三个维度对UPB的影响存在差异性。威权领导强调员工对其权威的服从，迫使员工借助不道德手段完成工作任务，而仁慈领导和德行领导为员工树立的正面形象使得员工更加积极地回报组织，做出更多有利于组织的行为，但这种亲组织行为很难直接上升到非伦理层面，可能还要借助其他因素的作用。因此，研究者应该关注威权领导给组织带来的消极影响，同时也需要重视仁慈领导、德行领导对UPB产生的间接作用，并找到相应的边界条件，如领导—成员交换、道德推脱等。综合而言，本文不仅进一步阐释了家长式领导理论在企业中的适用性，而且完善了亲组织非伦理行为的影响因素和形成机制的探索。

第二，本研究考察了领导—成员交换的调节作用。结果表明，领导—成员交换调节着威权领导、德行领导与道德推脱的关系，而对仁慈领导与道德推脱关系的调节作用并不显著。威权领导的权威在高质量的领导—成员交换中得到了员工更高的认同，员工自发地借助道德推脱机制来实施不道德行为，并把不道德行为归因为对领导者的忠诚。同时员工在良好的上下级关系中更为直观地效仿了德行领导的道德行为，抑制了道德推脱机制的形成，且这种抑制作用随领导者德行水平的提高而加强。而仁慈领导始终考虑到员工自身的利益，因而无论领导—成员交换质量的高低，员工都不会改变内心道德标准而引发道德推脱。该结果进一步揭示了家长式领导与道德推脱之间的复杂关系，启发研究者未来可以从组织领导和上下级关系等方面深入探讨道德推脱的产生机制。

第三，本研究考察了道德推脱的中介作用。结果表明，道德推脱仅在威权领导与UPB间发挥着中介作用，而在仁慈领导、德行领导与UPB之间并不存在。这可能是因为仁慈领导、德行领导不同于威权领导，他们为员工带来了实际的利益，也为组织带来了积极的生产效应，因此员工更有可能做出符合伦理道德的利组织行为，而不是亲组织非伦理行为。即使员工从事了非伦理行为，仁慈领导和德行领导也会凭借自身特点来抑制员工形成道德推脱机制[36]。该结果表明家长式领导的不同维度在道德推脱的作用下对UPB产生了差异性的影响，揭示了道德推脱对UPB的消极作用，同时启示研究者未来在探索组织情境中的非伦理行为时应格外重视威权领导的复杂作用机制。

第四，本研究考察了家长式领导与UPB关系间有中介的调节作用。结果表明，领导—成员交换调节着威权领导、德行领导与UPB的关系，而这一调节效应是通过道德推脱的中介作用实现的。具体来说，威权领导、德行领导经由道德推脱对UPB的影响主要表现在较高领导—成员交换中，而未表现在较低领导—成员交换中。高质量的领导—成员交换帮助威权领导和德行领导下的员工改变内在道德标准，促进或抑制道德推脱机制的形成，进而对UPB产生了不同影响。本研究从道德认知层面探讨家长式领导与UPB之间的复杂关系，同时将领导—成员交换这一可能的边界条件纳入研究框架，综合地去探究家长式领导在何种情境下以及通过何种机制来影响亲组织非伦理行为，这为今后的研究者提供了一条广阔的研究思路，丰富了有关UPB前因变量的研究成果，也为中国企业情境下的领导与成员如何共同维护组织利益以及有效防范UPB提供了一定参考价值。

（二） 实践意义

本研究对亲组织非伦理行为的影响因素及其作用机制进行了深入探索，这对于加强组织道德建设，提升企业公信力以及促进组织长期获益具有一定的启示和实践意义。

首先，家长式领导应及早意识到滥用权威的危害。威权领导的绝对权威会使员工丧失对价值观和道德标准的准确判断，从而做出服从于领导者的非伦理行为，而这种行为会破坏集体和个人的根本利益，最终不利于企业及个人的健康发展。因此，领导者应尽量减少独裁专制的作风，同时应树立“以德服人，公平公正”的领导理念，通过加强自身道德建设为员工呈现出一个德行优良的领导者形象，成为员工学习的道德模范，进而减少组织中非伦理行为的发生。

其次，领导者在处理自己与员工的关系时要把握好“度”，避免员工在工作情境中利用道德推脱而做出非伦理行为。领导者应意识到高质量的领导—成员交换关系可能会促使员工在实施亲组织非伦理行为时进入道德灰色区，从而调用一系列道德推脱机制完成非伦理行为[37]。因此，领导者在培养良好的领导—成员交换关系的同时要做到谨慎、适度，既要保障管理决策的公平公正，又要向员工传递正确的价值观导向，避免员工一味的“愚忠”行为，这对制止员工实施道德推脱，进而减少亲组织非伦理行为具有重要指导意义。

最后，领导者应加强对员工道德品质的培养。员工由于自身道德素养不足，往往会做出违背道德标准的亲组织非伦理行为。因此，领导者需及时制止员工在工作中表现出来的非伦理行为，从而降低企业为此而承担的信誉和经济损失。另外，企业的人事部门在进行人才聘用时，不仅要关注员工的知识与技能，还要对员工的人格、道德品质进行一系列的专业测评和考核，企业也可以定期为员工开展相关道德培训，从而提升员工的自身道德修养，从源头上杜绝员工非伦理行为的发生，为建设一支高品质、高要求的员工队伍奠定良好的基础。

未来的研究可以采用纵向追踪研究设计，通过多种测量方法收集数据，从领导者和员工多个角度揭示家长式领导与亲组织非伦理行为之间的复杂关系。