魅力型领导对员工亲社会性规则违背行为的作用机制研究

ＤＯＩ编码：１０．３９６９／ｊ
．ｉｓｓｎ．１６７２ ８８４ｘ．２０２１．０５．００８魅力型领导对员工亲社会性规则违背行为的
作用机制研究
何雄涛１　林肇宏２
　徐雅君２　宁　南３　傅安国２
（１．华南理工大学工商管理学院；２．海南大学管理学院；３．
西南财经大学国际商学院） 摘要：基于社会交换理论，以内部人身份感知为中介变量，差错反感文化为调节变量，对来自１５家企业的３２４名员工的调研数据进行分析和检验，构建了魅力型领导对员工亲社会性规则违背行为（ＰＳＲＢ）的作用模型。

研究结果表明：魅力型领导对员工的ＰＳＲＢ有显著的正向影响；内部人身份感知在魅力型领导和ＰＳＲＢ之间起到完全的中介作用；差错反感文化对内部人身份感知和ＰＳＲＢ之间的关系具有负向调节作用；差错反感文化能调节内部人身份感知在魅力型领导和员工ＰＳＲＢ之间的中介作用，即差错反感文化程度越高，魅力型领导通过内部人身份感知对员工ＰＳＲＢ的间接关系越弱。

关键词：魅力型领导；内部人身份感知；差错反感文化；亲社会性规则违背中图法分类号：Ｃ９３　文献标志码：Ａ　文章编号：１６７２ ８８４Ｘ（２０２１）０５ ０７０４ ０８犜犺犲犕犲犮犺犪狀犻狊犿狅犳犆犺犪狉犻狊犿犪狋犻犮犔犲犪犱犲狉狊犺犻狆狅狀犈犿狆犾狅狔犲犲’狊犘狉狅狊狅犮犻犪犾犚狌犾犲犅狉犲犪犽犻狀犵
ＨＥＸｉｏｎｇｔａｏ１　ＬＩＮＺｈａｏｈｏｎｇ２
　ＸＵＹａｊｕｎ２　ＮＩＮＧＮａｎ３　ＦＵＡｎｇ
ｕｏ２
（１．ＳｏｕｔｈＣｈｉｎａＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙ，Ｇｕａｎｇｚｈｏｕ，Ｃｈｉｎａ；２．ＨａｉｎａｎＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｈａｉｋｏｕ，Ｃｈｉｎａ；３．ＳｏｕｔｈｗｅｓｔｅｒｎＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＦｉｎａｎｃｅａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｃｈｅｎｇｄｕ，Ｃｈｉｎａ）犃犫狊狋狉犪犮狋：Ｂａｓｅｄｏｎｔｈｅｓｏｃｉａｌｅｘｃｈａｎｇｅｔｈｅｏｒｙ，ｗｉｔｈｔｈｅｐｅｒｃｅｉｖｅｄｉｎｓｉｄｅｒｓｔａｔｕｓａｓｔｈｅｍｅｄｉａｔｏｒｖａｒｉａｂｌｅ，ｔｈｅｅｒｒｏｒａｖｅｒｓｉｏｎｃｕｌｔｕｒｅａｓｔｈｅｍｏｄｅｒａｔｅｖａｒｉａｂｌｅ，ｔｈｉｓｓｔｕｄｙｃ
ｏｎｓｔｒｕｃｔｓａｍｏｄｅｌｏｆｔｈｅｃｈａｒｉｓｍａｔｉｃｌｅａｄｅｒｓｈｉｐｏｎｔｈｅｅｍｐｌｏｙｅｅ’ｓｐｒｏ ｓｏｃｉａｌｒｕｌｅｂｒｅａｋｉｎｇ（ＰＳＲＢ）．Ｔｈｅｓｕｒｖｅｙｄａｔａｏｆ３２４ｅｍｐｌｏｙｅｅｓｆｒｏｍ１５ｃｏｍｐａｎｉｅｓｗｅｒｅａｎａｌｙ
ｚｅｄａｎｄｔｅｓｔｅｄ．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓｓｈｏｗｔｈａｔ：Ｃｈａｒｉｓｍａｔｉｃｌｅａｄｅｒ ｓｈｉｐｈａｓａｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔａｎｄｐｏｓｉｔｉｖｅｉｍｐａｃｔｏｎｅｍｐｌｏｙｅｅｓ’ＰＳＲＢ；ｐｅｒｃｅｉｖｅｄｉｎｓｉｄｅｒｓｔａｔｕｓｐｌａｙｓａｆｕｌｌｉｎ ｔｅｒｍｅｄｉａｒｙｒｏｌｅｂｅｔｗｅｅｎｃｈａｒｉｓｍａｔｉｃｌｅａｄｅｒｓｈｉｐａ
ｎｄＰＳＲＢ；ｅｒｒｏｒａｖｅｒｓｉｏｎｃｕｌｔｕｒｅｈａｓａｎｅｇａｔｉｖｅａｎｄｍｏｄｅｒａｔｉｎｇｅｆｆｅｃｔｏｎｔｈｅｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｂｅｔｗｅｅｎｉｎｓｉｄｅｒｉｄｅｎｔｉｔｙｐｅｒｃｅｐｔｉｏｎａｎｄＰＳＲＢ；ｅｒｒｏｒａｖｅｒｓｉｏｎｃｕｌｔｕｒｅｃａｎｍｏｄｅｒａｔｅｔｈｅｍｅｄｉａｔｉｎｇｒｏｌｅｏｆｐｅｒｃｅｉｖｅｄｉｎｓｉｄｅｒｓｔａｔｕｓｂｅｔｗｅｅｎｃｈａｒｉｓｍａｔｉｃｌｅａｄｅｒｓｈｉｐａ
ｎｄｅｍｐｌｏｙｅｅＰＳＲＢ．Ｉｎｏｔｈｅｒｗｏｒｄｓ，ｔｈｅｈｉｇｈｅｒｔｈｅｄｅｇｒｅｅｏｆｅｒｒｏｒａｖｅｒｓｉｏｎｃｕｌｔｕｒｅ，ｔｈｅｗｅａｋｅｒｔｈｅｉｎｄｉ ｒｅｃｔｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｂｅｔｗｅｅｎｃｈａｒｉｓｍａｔｉｃｌｅａｄｅｒｓｈｉｐａｎｄｅｍｐｌｏｙｅｅＰＳＲＢｔｈｒｏｕｇ
ｈｐｅｒｃｅｉｖｅｄｉｎｓｉｄｅｒｓｔａｔｕｓ．犓犲狔狑狅狉犱狊：ｃｈａｒｉｓｍａｔｉｃｌｅａｄｅｒｓｈｉｐ；ｐｅｒｃｅｉｖｅｄｉｎｓｉｄｅｒｓｔａｔｕｓ；ｅｒｒｏｒａｖｅｒｓｉｏｎｃｕｌｔｕｒｅ；ｐｒｏ ｓｏｃｉａｌｒｕｌｅｂｒｅａｋｉｎｇ
收稿日期：２０２０ ０１ ２１
基金项目：国家自然科学基金资助项目（７１５６２０１１
）１　研究背景
员工偏差行为一直备受理论界和实务界的关注，但现有关于偏差行为的研究大都聚焦于自利性或破坏性动机偏差给组织带来的消极后果（如严重的经济损失、干扰决策过程、降低组
织的生产效率等［
１］
），其目的是纠正消极偏差行为。

然而，随着积极组织学的发展，学者们逐渐意识到员工偏差行为也有可能会给组织带来积极的影响，并从正面角度提出了积极性偏差的
概念［２］。

近年来，组织所面临具有动态性和不确定性的外部环境变化愈发剧烈［３］。

与此同
时，
企业固有的某些规章制度制约可能无法令员工充分发挥应有的工作能力和工作效率，损
·
４０７·
第１８卷第５期２０２１年５月 管　理　学　报ＣｈｉｎｅｓｅＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔ Ｖｏｌ．１８Ｎｏ．５
Ｍａｙ
．２０２１
害了组织利益。

由此，为了提高组织及其利益相关者的福祉，有些员工往往主动做出违反组织正式规章制度和禁令的行为［４］。

ＭＯＲＲＩ ＳＯＮ［４］在积极偏差的基础上，将员工的这种主动偏差行为定义为亲社会性规则违背（ｐｒｏ ｓｏ ｃｉａｌｒｕｌｅｂｒｅａｋｉｎｇ，ＰＳＲＢ）。

颜爱民等［５］从动机角度出发认为，与自利性驱动的消极偏差行为不同，利他性驱动的ＰＳＲＢ能够给组织带来积极的影响。

ＭＯＲＲＩＳＯＮ［４］和ＧＡＬＰＥＲＩＮ［６］也都认为ＰＳＲＢ能使管理者认识到组织现有管理制度的不足，能有效防止制度的固化。

ＤＡＨＬ ＩＮＧ等［７］则指出，ＰＳＲＢ能促进同事的工作效率、提高顾客的满意度。

可见ＰＳＲＢ虽然作为一种偏差行为，但在一定程度上是有益于组织发展的。

鉴于ＰＳＲＢ这一概念提出的时间较短，相关研究还处于起步阶段，有关员工ＰＳＲＢ的影响变量尚不清楚，深度研究尚欠缺。

领导风格对员工行为的影响一直是组织行为研究中相当重要的议题［８］。

例如，有研究发现，开放性领导、道德领导、授权性领导对员工的ＰＳＲＢ均有显著正向影响［３，５］。

在诸多的领导风格中，魅力型领导风格作为价值观驱动的领导风格，对员工行为有着深远的影响，其积极作用已经得到肯定。

ＣＯＮＧＥＲ等［９］指出，魅力型领导具有很强的冒险精神、对环境动态变化的敏感性、喜欢做出一些非常规行为。

有研究指出，领导风格对员工行为除了有直接的影响还存在着间接的影响，能够通过员工的心理感知（如内部人身份感知）而间接起作用［１０］。

根据社会交换理论，拥有内部人感知的个体通常和组织之间建立了良好的交换关系［１１］，这种交换关系可能会促进员工的ＰＳＲＢ。

但迄今为止，对魅力型领导和员工ＰＳＲＢ之间关系的研究尚不多见。

鉴于此，本研究认为魅力型领导通过愿景激励、关心员工需求等使员工感知到自己的内部人身份，从而激发员工的主人翁精神而做出有益于组织或其他利益相关者的主动行为（如ＰＳＲＢ）。

此外，作为一种违背组织规则的行为，ＰＳＲＢ可能还会受到员工所在组织对待违背规则行为的态度所影响。

有研究表明，作为一种员工害怕出错的组织文化，差错反感文化对员工行为有显著影响［１２］。

由此，本研究认为员工感知到差错反感文化作为一个边界条件，对ＰＳＲＢ或许有着重要的影响作用。

综上所述，本研究基于社会交换理论的视角，重点探讨魅力型领导对员工ＰＳＲＢ的影响，并对内部人身份感知在魅力型领导和ＰＳＲＢ之
间可能存在的中介作用，以及感知到的差错反感文化在内部人身份感知和ＰＳＲＢ之间的调节作用进行检验。

本研究的理论模型见图１。

图１　理论模型
２　理论基础和研究假设
２．１　魅力型领导和ＰＳＲＢ
随着外部商业环境的竞争愈发激烈，魅力型领导作为当前颇为有效的领导风格，对组织变革和创新具有关键作用。

ＨＯＵＳＥ［１３］最先提出魅力型领导的概念，他从下属视角指出魅力型领导有如下特点：下属对领导充分信任、相信领导的价值观与信仰、无条件地服从领导的命令、对完成组织任务具有强烈的使命感。

ＢＲＹ ＭＡＮ［１４］则从领导个人自身特征角度进一步指出，魅力型领导能通过个人特质展现出来的魅力使得下属主动服从其领导。

ＣＯＮＧＥＲ等［９］综合前人研究后指出，魅力型领导主要通过愿景或价值观准则等来调动下属情感上的承诺，从而影响下属行为。

在后续研究中，ＣＯＮＧＥＲ等［１５］提出的魅力型领导模型受到学者的广泛认同，包括：改变现状的强烈渴望、对于环境的动态变化和下属需求的敏感、展现清晰的具有激励性的愿景、敢于冒险和自我牺牲以及为了实现目标敢于突破常规。

ＭＯＲＲＩＳＯＮ［４］基于积极性偏差的概念首次对ＰＳＲＢ进行了定义，认为ＰＳＲＢ是员工为了组织及其他利益相关者的福祉而主动做出的违反组织明确规则和禁令的行为。

这一概念的提出随即成为学者研究的热点。

ＰＳＲＢ具有以下特点：①是员工的主动行为；②违反的规则是组织制定的正式规章制度或禁令，而非组织成员默认的不成文规范；③实施行为的动机是为了维护组织利益或其利益相关者的福祉而不是为了个人利益；④规则的违背是在知情的情况下有意发生的，而且知晓违背规则可能会受到惩罚［４，７］。

如前所述，虽然已有学者从不同的视角探究了不同的领导风格（诸如授权型领导、道德领导、领导的开放性［３］等）对ＰＳＲＢ的影响，但这些领导风格大都是从领导管理方式的某一特点出发，强调的是领导在对员工进行管理时是否体现这一特点。

然而，魅力型领导作为一种价值观驱动
·
５
０
７
·
魅力型领导对员工亲社会性规则违背行为的作用机制研究———何雄涛　林肇宏　徐雅君　等
的伦理型领导风格，与上述领导风格最大的不同之处可能在于其主要是通过个人的价值准则和人格特质来影响下属，从而影响个体的主动积极行为。

已有研究表明，
魅力型领导能够有效提高员工创造力、组织公民行为和工作绩效［１６
］。

由
此，本研究认为，从魅力型领导的内涵而言，魅力型领导可能对ＰＳＲＢ亦有促进作用。

首先，根据社会交换理论，魅力型领导关心员工需求，
能够将员工的个人需求与组织愿景相结合，而感受到领导关心的员工容易萌发更强的义务感去实现组织目标，进而在面临组织利益和组织规则相违背的情况下毅然做出维护组织利益而违背规则的行为。

其次，
魅力型领导对环境的变化较为敏感，
理解员工在做出ＰＳＲＢ时面临的复杂情境，能够站在员工的角度去思考问题，这能进一步激发员工实施ＰＳＲＢ的热情。

从另一个视角而言，
结合社会学习理论［１７］
，领导的行为和态度会被员工察觉
和模仿，魅力型领导所表现出为了实现目标而突破常规的行为以及所倡导市场导向、以人为
本的文化氛围能被下属观察和学习［１８］。

中国组
织中的员工经常出于道义、实用或公正等亲社会动机，而适当地变动或违反组织规则。

由此，本研究推断，受魅力型领导的感染和影响，当组织、同事或其他第三方的利益囿于企业既有规则被损害时，这时员工通常会做出打破规则的行为。

由此，
提出以下假设：假设１　魅力型领导和员工的ＰＳＲＢ间呈正相关关系。

２．２　内部人身份感知的中介作用
内部人身份感知是指员工在所属组织中所获得的个人空间和接受程度的自我感知，是衡
量员工拥有企业内部身份的程度［１９］
，而这种自
我感知往往是由组织领导风格和行为特点引发
的［２０］。

ＣＨＥＮ等［２
１］认为，内部人身份感知属于自我概念的范畴，
反映了个体的自我归属感，即个体在多大程度上认为自身属于组织内部人的程度。

需要强调的是，与组织认同的概念不同，内部人身份感知在于强调个体归属组织内部身份的程度（如“我属于……”），而组织认同则强调对自身组织身份的认同（如“我是……”），即内部人身份感知高的员工可能并不认同组织，认同组织的员工可能有着较低的内部人身份感
知［２２］。

尤其在中国情境下，受传统集体主义文化
影响，中国员工的内部人身份感知对其组织内行
为（包括ＰＳＲＢ
）具有较大的解释力［２３
］。

由此，探讨内部人身份感知在魅力型领导和员工ＰＳＲＢ
之间的影响机制具有较强的现实意义和理论意义。

目前，关于领导风格和员工行为之间的关系研究大都表明领导行为往往是通过员工的心理感知（
如心理安全感、心理授权等）对其行为产生间接影响［３］。

本研究赞同这一观点，也认
为，魅力型领导对员工的ＰＳＲＢ的影响不仅是直接的，
也有可能是间接的，即内部人身份感知可能在魅力型领导和ＰＳＲＢ之间起中介作用。

具体阐述如下。

首先，根据社会交换理论，魅力型领导对员工关心和需求的满足能够使得双方建立紧密的感情纽带，
领导通过愿景激励使得员工将自身的理想和价值与组织发展融合在一起［
２４］
，员工感受到自身的价值和组织的关心将会增强其内部人身份感知。

此外，关于内部人身份感知的
前因变量已被证实大都同领导方式有关［
２０］。

例如，强调授权和高质量的领导成员关系会显著
提高员工的内部人身份感知［２１］。

ＣＯＮＧＥＲ等［１５］发现，魅力型领导风格能显著提高下属对
集体身份的感知。

此外，魅力型领导强调通过
授权而不是控制来对下属产生影响［２５］
，例如，ＨＯＵＳＥ［１
３］
指出，魅力型领导体现的是一种领导和下属在情感上的寄托关系，使得下属对领导充分信任形成高质量的领导成员关系。

由此，
魅力型领导所强调的对员工进行授权和员工之间所形成的高质量关系能够提高其内部人身份感知。

其次，有学者研究发现内部人身份感知对员工的组织公民行为和建言行为具有积极促进
作用［２６，２７］。

而ＰＳＲＢ作为能够促使组织或第三
方获益而行使的主动行为，内部人身份感知也理应对其产生影响。

根据社会交换理论，拥有高水平内部人身份感知的员工通常和组织之间
建立了良好的交换关系［１１］，对组织具有更强的
情感依附，
认为自己在组织中具有重要的身份与地位，愿意为实现组织使命而牺牲自身利益［１９
］。

内部人身份感知对员工基本需求的满足会使得员工具有主动回报组织的责任感，能够积极做出有益于组织或他人利益的超越自身工作角色的
行为（如阻止降低组织效率的行为［２４，２８］）。

特别
是在中国情境下，有高水平内部人身份感知的员工会以主人翁的身份存在于组织中，会更愿意做
出有利于组织发展的主动行为［２０］。

这种主人翁
式的责任感会促进个体在组织规则和组织及其相关者的利益相违背时去实施ＰＳＲＢ。

综上所述，魅力型领导通过关心和重视员
·
６０７·管理学报第１８卷第５期２０２１年５月
工帮助员工建立内部人身份感知，拥有内部人身份感知的个体由此拥有回报组织的责任感，会以主人翁的姿态存在于组织。

当组织规则滞后于组织发展时，适当地变动或违反组织规则，以维护组织及其他利益相关者的福祉。

由此，提出以下假设：
假设２　内部人身份感知在魅力型领导和员工的ＰＳＲＢ间起中介作用。

２．３　差错反感文化的调节作用
差错反感文化指的是组织成员由于害怕差错产生，在工作中极力避免差错，而一旦发生差错便会感到沮丧不安并采取措施掩盖差错的一种组织文化［２９］，属于组织差错管理的一个维度。

差错对组织而言有的时候带来消极后果，有的时候也可能产生积极后果。

相较于消极后果，差错带来的积极后果并不明显，因此，在组织中容易形成差错防范策略。

这种防范策略久而久之会在组织中形成一种差错反感文化，这容易抑制员工的积极行为从而给组织带来不利影响［３０］。

例如，有学者发现，差错反感文化对员工的创新行为［３０］和组织公民行为［９］产生负面影响。

由此可见，在高水平差错反感文化组织下的员工往往畏惧差错，对不确定性行为显得更加谨慎。

而在低水平差错反感文化组织下的员工，通常不会担心因犯错而受到责备与惩罚，其积极性和主动性也会相应得到提高［３１］。

根据社会交换理论的互惠原则，如果交换双方感知到交换不是互惠的，那么该交换将被终止［３２］。

在高差错反感文化的组织中，往往制定严厉的惩罚措施对差错进行管理［３３］。

此时，员工在实施ＰＳＲＢ之前进行收益评估时认为实施行为可能会带来风险，即使员工拥有内部人身份感知，但通过评估风险感到已经超出了组织对自己的关心，员工便不会实施ＰＳＲＢ。

而在低差错反感文化的组织中，组织通常不会对差错进行责备和惩罚，因此，员工认为实施风险行为不会给自己带来较大的消极后果。

此外，具有内部人身份感知的员工通过评估风险认为实施行为是可以接受的，因此，员工往往容易实施有益于组织的ＰＳＲＢ。

基于此，可推断，在高差错反感文化组织中的员工，其内部人身份感知对ＰＳＲＢ的影响作用可能会变弱。

由此，提出以下假设：
假设３　差错反感文化在内部人身份感知和ＰＳＲＢ间起到负向的调节作用。

由前文所述可知，内部人身份感知在魅力型领导和ＰＳＲＢ之间可能存在中介作用，差错
反感文化负向调节内部人身份感知对ＰＳＲＢ的影响。

基于假设２和假设３，本研究认为差错反感文化对该中介效应也具有调节作用，即有调节的中介。

主要原因在于：在高差错反感文化的组织中，即使员工感受到魅力型领导的愿景激励和智力激励带来的内部人身份感知，魅力型领导也难以通过内部人身份感知来全方位激发员工的ＰＳＲＢ。

这是因为在高差错反感文化环境下员工害怕该行为会带来惩罚和责备。

而在低差错反感文化的组织中，员工不惧怕差错产生，对自己的行为不再过于谨慎，当领导展现出魅力型领导风格的一系列特质时，感受到自己的内部人身份的员工将会较无顾虑地实施ＰＳＲＢ以回馈领导和组织。

由此，提出以下假设：假设４　差错反感文化负向调节内部人身份感知在魅力型领导和ＰＳＲＢ间的中介作用。

３　研究方法
３．１　研究样本及数据收集
本研究的研究样本来源于海口、深圳、武汉、北京等地１５家企业的基层员工，涉及金融、通信、咨询等行业。

为保证样本数据的可靠性，本研究以与政府相关部门进行项目合作为契机，对上述企业进行了现场调研，课题组在调研会议上与企业相关负责人进行了沟通，就本研究目的、研究样本要求、问卷情况进行说明。

由于调研时间和企业条件限制，本研究数据收集方式采取线上和线下相结合的方式。

（１）线下收集　调研会议后，课题组即在相关企业负责人的协助下，随机召集各部门员工进行现场问卷调查。

为确保问卷测量的有效性，本研究主要通过以下程序措施加以完善：①由于问卷涉及到对领导评价，因此，现场问卷的填答是待相关部门领导离开后才开始进行，以保证员工回答时更符合自身感知；②在发放问卷前，课题组向被试强调问卷收集的数据仅作研究使用，并做匿名处理；③为激励进行填写，课题组在问卷发放前给每个参与者赠送小礼品以示感谢。

（２）线上收集　调研结束后，课题组取得企业负责人联系方式，通过其将相关问卷以电子链接的形式发送给调研对象。

为保证线上数据收集的有效性，本研究在电子版问卷说明处同样表明了研究目的、数据的匿名处理以及答题完毕的随机奖励，并对此进行了醒目设计。

本研究共计回收问卷３８４份，剔除答题不完整和明显随意填写的无效问卷后剩３２４份（有效回
·
７
０
７
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魅力型领导对员工亲社会性规则违背行为的作用机制研究———何雄涛　林肇宏　徐雅君　等
收率为８４．４％）
，样本的基本情况见表１。

表１　样本基本情况表（犖＝３２４
）变量属性人数／个百分比／％性别男
１５３４７．２
女１７１５２．８年龄／岁
＜２４６９２１．３２４～２９１１３３４．９３０～３５
７８２４．１≥３６６４１９．８工龄／年
＜１２６８．０１～３８０２４．７３～５４９１５．１＞５１６９５２．２学历
博士１０３．１硕士７１２１．９本科１７８５４．９专科及其他
６５
２０．１
３．２　研究测量工具
本研究的测量量表均采用国内外公开发表的成熟量表，对于英文量表严格遵循相关回译程序，已确保量表适合在中文情境下使用。

所有测量量表题项均采用Ｌｉｋｅｒｔ５点计分制，１～５表示从“
非常不同意”到“非常同意”。

（１
）魅力型领导　该变量的测量主要采用董临萍等［２５］在ＣＯＮＧＥＲ等［１５
］开发的Ｃ Ｋ量表的基
础上修订的中文量表，共２３个题项，如“领导经常关心公司员工的需求和情感是否得到满足”。

本研究中，该量表的Ｃｒｏｎｂａｃｈ’ｓα系数值为０
．９６１。

（２
）内部人身份感知　该变量的测量主要采用刘智强等［２８］
修订的中文量表，共５个题项，
如“我觉得自己是公司一部分”。

本研究中，该量表的Ｃｒｏｎｂａｃｈ’ｓα系数值为０
．８０２。

（３
）差错反感文化　该量表的测量主要采用杜鹏程等［３０］修订的中文量表，共７个题项，如
“在我们单位，如果出错，大家会感到生气和愤怒”。

本研究中，该量表的Ｃｒｏｎｂａｃｈ’ｓα系数值为０．９１７。

（４）犘犛犚犅　该变量的测量主要采用
ＤＡＨＬＩＮＧ等［７］
开发的量表，
共６个题项，如“为了更有效地做好自己的工作，我违背了组织的规则和政策”。

本研究中，该量表的Ｃｒｏｎ ｂａｃｈ’ｓα系数值为０
．９０５。

（５
）控制变量　鉴于个体的性别、年龄、学历等人口学变量会影响个体ＰＳＲＢ，因此，本研究将其作为控制变量。

此外，由于个体伴随工作年龄的增加会导致行为趋于保守，进而影响ＰＳＲＢ，因此，
本研究也将工作年龄作为控制变量。

４　数据分析及结果
４．１　共同方法偏差检验
首先，本研究对数据进行Ｈａｒｍａｎ单因子
检验，考察问卷数据的同源方差问题。

主成分分析结果表明，
共析出４个因子，其中，第一个主成分解释了总方差的２７．６６７％（犓犕犗＝
０．９７５，χ２
＝１
０４７２．５２４，狆＜０．００１），未占总变异解释量的一半。

其次，为进一步确保本研究结果的可靠性，本研究采用共同方法潜因子来对共同方法偏差进行进一步检验。

结果显示，增加方法因子后，模型的拟合度相较于四因子模型并没有得到显著改善（犆犉犐、犜犔犐的增加不到０．１，犚犕犛犈犃值的减少不超过０．０５
）。

综合上述分析，
本研究的同源方法误差在可接受范围之内。

４．２　验证性因子分析
本研究的验证性因子分析结果见表２。

为了验证各个变量之间的区分效度，本研究构建了四因子模型、三因子模型、二因子模型和单因子模型４个模型来检验其拟合优度。

由表２可
知，四因子模型的拟合优度（χ２／
犱犳＝１．８５０，犐犉犐＝０．９３０，犜犔犐＝０．９２５，犆犉犐＝０．９２９，犚犕
犛犈犃＝０
．０５１）明显优于其他模型。

这表明本研究的４个变量间的区分效度良好，可以进行下一步的数据分析。

表２　验证性因子分析结果（犖＝３２４
）模型
χ２
／
犱犳犐犉犐犜犔犐犆犉犐犚犕犛犈犃
五因子模型（犃、犆、犘、犈、犘ｂ）１．４４２０．９６６０．９６１０．９６５０．０３７四因子模型（犆、犘、犈、犘ｂ）１．８５００．９３００．９２５０．９２９０．０５１三因子模型（犆＋犘、犈、犘ｂ）２．２３５０．８９８０．８９１０．８９７０．０６２二因子模型（犆＋犘＋犈、犘ｂ）３．５０８０．７９１０．７７９０．７９００．０８８单因子模型（犆＋犘＋犈＋犘ｂ）
４．００３０．７４９０．７３６０．７４８０．０９６
注：其中犆代表魅力型领导、犘代表内部人身份感知、犈代表差错反感文
化、犘ｂ代表ＰＳＲＢ、犃代表共同因子，
下同。

４．３　描述性分析
各变量的均值、标准差见表３。

由表３可知，魅力型领导和ＰＳＲＢ呈正相关关系（狉＝０．７６１，狆＜０．００１）；魅力型领导和内部人身份感知呈正相关关系（狉＝０．６０７，狆＜０．００１）；内部人身份感知和犘犛犚犅呈正相关关系（狉＝０．８２３，狆＜０
．０１）。

这为本研究的相关假设提供了初步支持。

４．４　回归分析
４．４．１　魅力型领导的主效应
采用多元回归的方法检测魅力型领导对亲社会性规则违背的影响，
有关结果见表４。

具体步骤如下：首先，将控制变量放入回归方程；然后，将自变量（魅力型领导）放入方程。

表４中，由模型２可知，魅力型领导对员工的ＰＳＲＢ有显著的正向影响（β＝０．７６０，狆＜０．００１）。

由此，
假设１得到支持。

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８０７·管理学报第１８卷第５期２０２１年５月
表３　各变量均值、标准差及相关系数（犖＝３２４）
变量均值标准差１２３４５６７８
１性别１．５２７０．５００１
２年龄２．４２３１．０３４０．１０６ １
３工龄３．１１４１．０３９０．０５６０．４４２ １
４学历２．９２００．７３４０．０３１０．３７１ ０．５０３ １
５犆３．８９７０．７７１－０．０７１－０．００８０．０７９０．０２５１
６犘３．７６７０．９５４－０．０２１－０．０１９－０．００９０．０５７０．６０７ １
７犘ｂ３．７６８０．８６１－０．０５８－０．０３６０．０３４０．０３２０．７６１ ０．８２３ １
８犈３．７６１０．９５５－０．０４８０．０３３０．０３４０．０８２０．６５７ ０．８８７ ０．８２２ １注： 、 分别表示狆＜０．００１、狆＜０．０１，下同。

表４　回归分析结果（犖＝３２４）
类别
犘ｂ犘
模型１模型２模型３模型４模型５模型６模型７模型８
性别－０．０５３０．０３１０．０３４０．０３２０．０４００．０２６－０．０９５－０．００１年龄－０．０３０－０．００５０．０１９０．０１９－０．０２０－０．００６－０．０５３－０．０２６工龄－０．０３５－０．０９５－０．０７１ －０．０６９－０．０４１－０．０５７ ０．０４０－０．０２８学历０．１１５０．１２４０．０７９０．０７８０．０３００．０３４０．０３９０．０４９犆０．７６０ －０．０４４０．８５１ 犘０．９１４ ０．９４３ ０．３２０ ０．２８５
犈０．６５０ ０．５７９
犘×犈－０．１０５
犚２０．００７０．３７９０．６８２０．６８３０．８１６０．２３０．００８０．５８１Δ犚２－０．００６０．３６９０．６７７０．６７７０．８１３０．８１９－０．００４０．５７５犉０．５５０３８．７８０ １３６．４９０ １１３．６６０ ２３４．６００ ２１０．０１０ ０．６６０８８．３００ 注： 表示狆＜０．０５。

４．４．２　内部人身份感知的中介效应
中介效应的检验采用逐步回归的方法来检验内部人身份感知的中介效应。

具体步骤如下：首先，检验魅力型领导对ＰＳＲＢ是否有显著影响；其次，检验魅力型领导对内部人身份感知是否有显著影响；再者，检验内部人身份感知对ＰＳＲＢ是否有显著影响；最后，将魅力型领导和内部人身份感知同时引入回归方程检验内部人身份感知对ＰＳＲＢ是否有显著影响；同时，检验魅力型领导对ＰＳＲＢ的影响是否消失或减弱，若消失则为完全的中介效应，若减弱则为部分中介效应。

如前所述，魅力型领导对ＰＳＲＢ具有显著正向影响；同时，由表４中模型３可知，内部人身份感知对员工的亲社会行为也有显著正向影响（β＝０．９１４，狆＜０．００１）；由模型８可知，魅力型领导对内部人身份感知有显著的正向影响（β＝０．８５１，狆＜０．００１）；由模型４可知，将魅力型领导和内部人身份感知同时引入回归方程模型，结果显示内部人身份感知对ＰＳＲＢ有显著影响（β＝０．９４３，狆＜０．００１），但魅力型领导对员工ＰＳＲＢ影响的显著性消失（β＝－０．０４４，狆＝０．４７３＞０．０５）。

这表明内部人身份感知在魅力型领导和ＰＳＲＢ之间起完全的中介作用。

为了进一步验证内部人身份感知的中介效应并计算其中介效应系数，本研究将采用ＳＰＳＳ软件中
的Ｐｒｏｃｅｓｓ宏程序对中介效应进行进一步检验。

有关结果显示，内部人身份的中介效应显著，系数为０．３８２，置信区间为（犔犔犆犐＝０．３０５，犝犔犆犐＝０．４４９）。

由此，假设２得到支持。

４．４．３　差错反感文化的调节效应
对差错反感文化调节效应的具体检验步骤如下：首先，检验内部人身份感知的显著性；其次，将内部人身份感知和差错反感文化同时放入回归方程，并检验内部人身份感知的显著性；将中心化后的内部人身份感知和差错反感文化的交乘项放入方程，并检验交乘项系数的显著性。

由于内部人身份感知对ＰＳＲＢ的显著性已被证实；同时，由表４中模型５可知，在将差错反感文化和内部人身份感知同时引入回归方程后，内部人身份感知对ＰＳＲＢ有显著正向影响（β＝０．３２０，狆＜０．００１）；由模型６可知，将中心化的内部人身份感知和差错反感文化的交互项放入回归方程后，交互项系数显著（β＝－０．１０５，狆＜０．０１），即差错反感文化在内部人身份感知和ＰＳＲＢ之间的调节效应显著，有关调节效应见图２。

由此，假设３得到支持。

４．４．４　被调节的中介效应
本研究对被调节的中介效应的检验采用ＳＰＳＳ软件中的Ｐｒｏｃｅｓｓ宏程序中的模型１４对其进行检验。

其中，高差错反感文化指高于差错反感文化均值的一个标准差，低差错反感文化指小
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魅力型领导对员工亲社会性规则违背行为的作用机制研究———何雄涛　林肇宏　徐雅君　等。