上级的辱虐管理与旁观者抵制行为的关系

/上级的辱虐管理与旁观者抵制行为的关系【摘要】目的：基于自我保护视角，分析上级的辱虐管理对于旁观者抵制上级的行为的作用机制及其边界条件。方法：以357名企业全职员工为被试，在问卷星平台上进行问卷调查。用辱虐管理问卷(ASS)、工作流动性问卷(JMS)、正性负性情绪量表-扩展版(PANAS-X)、下属抵制问卷(SRS)分别测量员工的替代性辱虐程度、工作流动性、对于未来愤怒情绪的预测、对上级的抵制行为。结果：上级的辱虐管理得分与旁观者抵制得分之间呈正向关联(B=0.48，P＜0.05)；上级的辱虐管理得分与旁观者工作流动性得分的交互项与旁观者愤怒情绪预测得分负向关联(B=-0.15，P＜0.01)；旁观者愤怒情绪预测得分与其抵制得分正向关联(B=0.17，P＜0.01)。上述变量同时进入回归方程后，上级辱虐管理得分与旁观者抵制行为得分的关联仍有统计学意义(B=0.40，P＜0.01)。结论：研究提示上级的辱虐管理可通过增强旁观者的愤怒情绪预测激化其抵制行为，而旁观者的高工作流动性可以减弱这种抵制作用。【关键词】旁观者；辱虐管理；工作流动性；愤怒情绪预测；抵制行为 辱虐管理(abusivesupervision)是指下属对主管持续表现出的语言或非语言性的敌意行为的感知，但并不包含身体接触[1]。已有研究表明，辱虐管理对于下属有严重的危害：上级的辱虐管理会降低员工的公平感、绩效水平和建言的可能性，增加离职倾向和偏差行为等[1-4]。上级的辱虐管理发生在工作场所，经常会有其他员工在场，那么上级的辱虐管理会引起旁观的同事怎样的感受与反应呢？Harris等将员工对于同事所经历的上级辱虐管理的观察或觉知界定为替代性辱虐管理(vicariousabusivesupervision)，其研究表明，上级的辱虐管理会持久地改变旁观者的认知模式，对其未来的生活带来负面的影响的[5-6]。 而趋利避害是人们的基本动机。基于自我保护理论，当下属观察到自己的同事受到上级的辱虐时，他们会认为上级的行为违背了道义公平的原则[13]，同时由于角色及地位的相似性，他们可能会担心自己在将来也会遭受上级的辱虐，因此旁观的下属可能采取抵制上级的行为，以达到自我保护的目的。基于以上分析，提出如下假设： 假设1：替代性辱虐管理对于下属抵制行为具有显著的预测作用。 上级对于下属的辱虐管理是组织中的主要压力事件之一，但当个人拥有较大的控制权，或者相信自己可以逃脱、避免或减轻负性刺激的影响时，个体感受到的压力就比较小[14]。与此观点相一致，Tepper的研究发现，辱虐管理对工作流动性低(即找到其他就业机会的可能性小)的下属危害更大[1]。也就是说，低工作流动性的下属认为自己很难摆脱上级的辱虐，从而体验到更多的情绪困扰和压力冲突。相反，高工作流动性的下属相信自己能够通过辞职彻底摆脱上级的控制，因此这样的下属感受到的辱虐管理危害程度相对小些。据此，本研究认为，目睹同事受到上级的辱虐时，工作流动性高的下属抵制上级的可能性较小。工作流动性高的下属通过辞职可以避免和上级发生更多的冲突，再就业可以使其看到职业发展的新希望，因此面对上级对同事的辱虐，不容易产生更多的愤怒预期。相反，工作流动性低的下属没有更好的就业选择，只能继续和上级相处在一起，为了使自己将来不受上级的辱虐，抵制上级的可能性较大。基于以上分析，提出如下假设： 假设2：工作流动性在替代性辱虐管理与下属抵制之间具有调节作用，即与高工作流动性相比，低工作流动性的下属目睹上级辱虐同事更容易产生抵制行为。 辱虐管理是一种存在于组织内的破坏性领导行为，以往的研究主要探讨了上级辱虐管理对于下属消极情绪的影响[7-8]。但从情绪研究的新进展来看，研究者越来越倾向于探讨具体情绪对于人们行为的影响，而不像过去那样仅仅从效价角度笼统地分析积极情绪或消极情绪的作用。因为即使同样是消极情绪，不同的情绪类型对于行为的影响也有很大的不同。例如，愤怒与恐惧同样都是消极情绪，但前者易于驱动人们产生主动性行为，但后者则容易使人们产生退缩行为[9]。近期有研究分析了上级辱虐管理对于下属即时情绪及其行为的影响[10-11]，但有学者认为人们对于未来情绪强度的预测要大于即时情绪的感受，即未来情绪预测对于人们行为的影响更大[12]。 Lazarus和Folkman认为：个体对压力情境的认知评价影响其情绪体验及应对策略的选择[15]。上级对于下属的辱虐管理是组织中的主要压力事件之一，下属对于这一事件的认知评估影响其情绪的产生及其应对方式的选择[15]。个体在不同的情绪状态下对具体情境的风险认知评估是不同[16]。例如，处于愤怒状态下的个体倾向于对情境做出乐观的风险评估，可能采取抵制或攻击上级的行为，以消除或降低自己未来可能面临的潜在威胁，达到自我保护的目的。研究表明，旁观的下属认为上级辱虐管理行为违背了道义公平原则，就会产生愤怒的情绪，从而对上级采取报复性攻击性行为[17]。还有学者认为，人们对于未来情绪强度的预测往往高于即时情绪[18]，旁观者在预测自己将来受到上级辱虐时的愤怒情绪要高于真实的辱虐发生时的即时性愤怒体验，因此愤怒情绪预测对于下属抵制上级的行为更有影响力。根据以上分析，提出如下假设： 假设3：愤怒情绪预测在替代性辱虐管理与下属的抵制之间起中介作用。 假设4：替代性辱虐管理、工作流动性、愤怒情绪预测和下属抵制构成了有中介的调节模型。 具体来说，与高工作流动性相比，低工作流动性的下属在目睹上级对同事的辱虐管理时更容易产生愤怒情绪预测，更可能产生抵制上级的行为。 综上所述，本研究拟分析下属观察到同事受到上级的辱虐管理时，预想自己将来也受到上级这样的辱虐时，愤怒的体验程度会怎样？这种对自身愤怒情绪的预测对于旁观者的行为反应会有怎样的作用？为了回答这些问题，本研究将着重探讨面对上级对同事的辱虐管理，旁观者的愤怒情绪预测对于其行为的影响作用及其边界条件。 1对象与方法 1.1对象 2019年10月9日-28日，使用“问卷星”平台，采用方便取样法，通过微信方式对河南、北京等地的企业在职员工发放问卷。被试所在企业类型包括国有企业、事业单位、非营利机构、中外合资企业、外企及民营企业。取样数量依照量表总条目数(本研究中总条目数为27)，1个条目对应5～10名被试的原则收集问卷，即样本量至少要达到135(27×5)以上。本研究一共回收376份数据问卷，剔除无效(包括答题时间过短，漏做题项过多及规律性作答等)的问卷19份，得到有效数据357份，有效回收率为95%。男性162例，女性195例；≤25岁124例，26～35岁199例，≥36岁34例；工作年限≤5年234例，≥6年123例；与上级相处年限≤5年者288例，≥6年者69例；学历大专及其以下学历148例，本科175例，硕士及以上34例；行业类型批发和零售业57例，食宿及服务活动42例，金融和保险业42例，行政单位35例，教育类31例，制造业和建筑业44例，信息和通讯业11例，文娱类14例，其他类型行业81例。研究通过河南大学大学教育科学学院伦理委员会审核，所有对象均知情同意。 1.2工具 1.2.1辱虐管理量表(AbusiveSupervisionScale，ASS)[19] 采用Tepper编制的辱虐管理量表，该量表受到国内学者的广泛认可，且在测量上级辱虐管理行为时被使用的次数最多。该量表在中国情境下具有较好的可靠性。该问卷是单维度量表，包括15个条目，将每个条目以“我看到我的上级对同事……”作为开头，以测量替代性辱虐的程度。采用1(非常不符合)～5(非常符合)五点计分。得分越高，表明旁观者目睹上级辱虐管理的频次越高。本研究中量表的α系数为0.93。 1.2.2正性负性情绪量表-扩展版(PositiveandNegativeAffectSchedule-ExpandedForm，PANASX)[21] 采用正性负性情绪量表-扩展版测量被试对于未来愤怒情绪的预想。该量表是在Watson等人编制的积极消极情绪量表的基础上改编的[20]。经检验该量表适合中国人群。本研究选择“生气的”、“有敌意的”和“感到恶心的”3个形容词测量被试看到同事被上级辱虐时，预想在未来日子里自己如果也被上级辱虐，自己的愤怒情绪状态会如何。采用1(非常不同意)～5(非常同意)五点计分。得分越高，表明被试对于未来的愤怒情绪预测越严重。本研究中愤怒维度α系数为0.93。 1.2.3工作流动性问卷(JobMobilityScale，JMS)[22] 由Wu等在Tepper量表的基础上改编，用于评估工作流动性，适合中国人群，具有良好的信效度。量表是单维度的，包含3个条目，例如，“如果我出去找别的工作，很多公司会考虑给我与现在类似或更高的薪水”。采用1(非常不符合)-5(非常符合)五点计分。得分越高，表明被试越容易在市场上找到工作。本研究中量表的α系数为0.88。 1.2.4下属的抵制(SubordinatesResistanceScale，SRS)[24-25] 用于评估下属对上级的抵制。问卷包含6个条目，在中国人群中具有良好的效度和信度[23]。采用1(非常不同意)-5(非常同意)五点计分。得分越高，表明对于上级的抵制作用越强。本研究中该量表的α系数为0.90。 1.3统计方法 使用SPSS24.0软件进行统计分析。计数资料用例数(百分比)表示，计量资料均符合正态分布，用(均数±标准差)表示。使用验证性因素分析法检验共同方法偏差问题；用Pearson积差相关法探索各变量之间的相关关系；用层次回归分析和Bootstrap检验法分析和验证辱虐管理、愤怒情绪预测、工作流动性及下属抵制4个变量构成的有中介的调节模型。 2结果 利用ASS、JMS、PANAS-X和SRS量表分别测量替代性辱虐管理、愤怒情绪预测、工作流动性及下属抵制四个变量的得分，并对四个变量的得分进行相关及回归分析，结果如下。 2.1共同方法偏差检验 共同方法偏差(commonmethodbiases)指的是由相同的测量环境、项目语境、数据来源或评分者以及项目本身的特征所造成的预测变量与结果变量之间人为的共变[25]。本研究采用验证性因素分析检验共同方法偏差的严重性。设定公因子数为1，将替代性辱虐管理、工作流动性、愤怒情绪预测以及下属抵制问卷的所有测量项目全部负荷于这一个共同因子。结果表明，拟合指数GFI、NFI、TLI和CFI均小于0.60，RMSEA等于0.25，据此认为，本研究不存在严重的共同方法偏差问题。 2.2相关分析 如表1所示，替代性辱虐管理、愤怒情绪预测、工作流动性及下属抵制四个变量的得分中两两之间均呈正相关关系(P＜0.01)。 2.3工作流动性得分的调节作用检验 采用层次回归的方法，检验工作流动性得分在替代性辱虐管理得分与愤怒情绪预测得分之间的调节作用。为了避免多重共线性问题，对替代性辱虐管理与工作流动性两个变量得分进行了中心化处理；为了避免人口学特征变量对结果变量造成混淆，将性别、年龄、工作年限、与上级相处年限、学历、工作单位和单位性质作为控制变量进入回归方程，结果见表2。替代性辱虐管理得分(B=0.46，P＜0.01)对愤怒情绪预测得分的主效应显著，假设l得到了支持。替代性辱虐管理得分与工作流动性得分的交互项与愤怒情绪预测的得分负向关联(B=-0.66，P＜0.01)，假设2得到验证。简单斜率分析的结果表明，在工作流动性得分低的条件下，替代性辱虐管理得分和愤怒情绪预测得分之间的正关联程度较强(B=0.21，t=9.15，P＜0.01)；在工作流动性得分高的条件下，替代性辱虐管理得分和愤怒情绪预测得分之间的正向关联程度较弱(B=0.12，t=6.23，P＜0.01)，但无论在高或低工作流动性得分情况下，替代性辱虐管理得分与愤怒情绪预测得分之间的正向关联性都有统计学意义，假设2得到支持。 2.4愤怒情绪预测得分的中介效应检验[26] 在控制了人口学统计变量之后，替代性辱虐管理得分与下属抵制得分(B=0.47，P＜0.01)和愤怒情绪预测得分(B=0.51，P＜0.05)正向关联；愤怒情绪预测得分与下属抵制得分正向关联(B=0.19，P＜0.01)；当替代性辱虐管理得分和愤怒情绪预测得分同时进入回归方程时，替代性辱虐管理得分与下属抵制得分的关联仍有统计学意义(B=0.37，P＜0.01)，但回归系数从0.47降到0.37，表明愤怒情绪预测得分在替代性辱虐管理得人与下属抵制得分之间起部分中介作用。假设3得到支持。研究结果的具体情况如表3所示。 此外，应用Process程序对愤怒情绪预测的中介作用进行Bootstrap检验。样本量设定为5000，置信区间设定为95%。间接效应的结果表明：95%CI(0.05～0.19)不包含0，证明愤怒情绪预测得分在替代性辱虐管理得分与下属抵制之间的中介效应有统计学意义，且效应值为0.12，假设3又一次得到验证。直接效应的检验结果表明：95%CI(0.32-0.59)不包含0，证明替代性辱虐管理得分与下属抵制得分间的关联作用有统计学意义，效应值为0.45，假设1又一次得到验证。 2.5有中介的调节模型检验[27] 替代性辱虐管理得分与下属抵制得分之间呈正向关联(B=0.48，t=10.07，P＜0.05)；替代性辱虐管理得分与工作流动性得分的交互项与愤怒情绪预测得分负向关联(B=-0.15，t=-3.40，P＜0.01)；愤怒情绪预测得分与下属抵制得分正向关联(B=0.17，t=3.14，P＜0.01)，替代性辱虐管理得分对下属抵制得分的影响仍有统计学意义(B=0.40，t=7.35，P＜0.01)。由以上的分析结果可知，工作流动性得分对于替代性辱虐管理得分和愤怒情绪预测得分之间的关系具有调节作用，而愤怒情绪预测得分中介了替代性辱虐与工作流动性交互作用的得分和下属抵制得分之间的关系，即有中介的调节模型得到支持，验证了假设4(表4)。 接下来采用Bootstrap分析，样本量设定为5000，置信区间设定为95%，进一步检验替代性辱虐管理、工作流动性、愤怒情绪预测和抵制上级4个变量得分之间是否构成有调节的中介模型。结果发现，在工作流动性得分高的条件下，愤怒情绪预测得分在替代性辱虐管理得分与下属抵制得分之间的中介效应有统计学意义(B=0.08，95%CI：0.03-0.14)；在工作流动性得分低的条件下，愤怒情绪预测得分在替代性辱虐管理得分与下属抵制得分之间的中介效应仍有统计学意义(B=0.15，95%CI：0.07～0.24)。但其效应值并不相同，证明4个变量得分之间构成的有中介的调节模型是成立的。表7呈现了有中介的调节的检验结果。 3讨论 根据问卷调查的数据分析结果，本研究提出的4个假设均得到了支持：愤怒情绪预测在替代性辱虐管理与下属抵制之间起部分中介作用，这一中介效应受到工作流动性的调节，即替代性辱虐管理、工作流动性、愤怒情绪预测与下属抵制4个变量间构成有中介的调节模型。具体来说，与高工作流动性相比，工作流动性低的员工在面对上级对于同事的辱虐管理时，愤怒情绪预测程度更高，具有更强烈的抵制上级的倾向。 本研究的理论贡献主要表现在如下几个方面： 首先，以往研究关注的焦点是直接遭受辱虐管理的下属的不同感受和行为反应[28-29]，本研究着重分析了上级辱虐管理对在场旁观的下属所造成的影响。研究结果表明，旁观者认为上级的辱虐管理违背了道义公平原则，而且对自己的未来也造成威胁，为了达到自我保护的目的，他们可能会抵制上级。正如前面所述，以往研究基于公平视角，剖析旁观者对于受虐同事的同情或帮助，以及对于施虐上级的攻击或报复行为。本研究基于自我保护视角，揭示了替代性辱虐管理的作用机制，丰富了辱虐管理的理论体系。 其次，已有研究分析了替代性辱虐管理对于下属员工的即时情绪的影响作用，即基于道义公平原则，上级对于下属的辱虐管理可能会激起下属的愤怒、恐惧等不同的具体情绪体验[30-31]。本研究的结果表明，旁观者除了对于上级辱虐行为会产生多种即时情绪反应外，未来的愤怒情绪预测对旁观者的行为决策也有重要的影响作用。本研究揭示了替代性辱虐管理与下属抵制之间的内在作用机制，是对情绪预测理论的一个重要补充[29]。为探讨未来情绪预测对于个体态度和行为的影响开启了一个新领域。 最后，Tepper等的研究结果表明，工作流动性缓冲了辱虐管理对下属的危害