亲组织非伦理行为“自上而下”扩散的被迫遵从机制研究

第17卷第11期2020年11月
管理学报
Chinese Journal of Management
Vol.17No.11
Nov2020
DOI编码：10.3969/j.issn.1672-884x.2020.11.008
亲组织非伦理行为“自上而下”扩散的
被迫遵从机制研究
孙旭1冯镜铭1张海霞2李文秀2
(1.广东工业大学管理学院；2.广东金融学院经贸学院)
摘要：基于自我保护理论，利用多时点、多来源研究设计收集的256对领导-下属配对数据，探讨亲组织非伦理行为由领导到下属“自上而下”扩散的被迫遵从机制及其发生的边界条件。

研究结果表明，下属亲组织非伦理行为与领导亲组织非伦理行为显著正相关，即下属会追随领导展现类似的亲组织非伦理行为；在控制社会学习和社会认同机制的条件下，自我保护动机部分中介了领导亲组织非伦理行为对下属亲组织非伦理行为的影响。

此外，华人企业中威权领导的工作情境，在亲组织非伦理行为“自上而下”扩散的过程中发挥调节作用，即威权领导水平越高，领导亲组织非伦理行为经自我保护动机路径对下属亲组织非伦理行为的影响越强。

关键词：亲组织非伦理行为；自我保护动机；威权领导
中图法分类号：C93文献标志码：A文章编号：1672-884X(2020)11-1651-10
Research on the Forced Compliance Mechanism of Unethical Pro-Organizational
Behavior“Top-down”Transmission
SUN Xu1FENG Jingming1ZHANG Haixia2LI Wenxiu2
(1.Guangdong University of Technology,Guangzhou,China；
2.Guangdong University of Finance,Guangzhou,China)
Abstract:From the perspective of self-protection theory,using256pairs of leader-subordinate paired data colectedbymulti-timeandmulti-sourceresearchdesign，thisstudyexploredtheforcedcompliancemechanism and boundary conditions of the“top-down”transmission of unethical pro-organizational behaviors(UPB)from leaders to subordinates.The results showed that：①there was a significantly positive correlation between subordinate?s UPB and Leader?s UPB,that is,subordinates followed leaders to show similar UPB in or­ganization.②Controlling social learning and social identity mechanism,self-protection motivation partially mediated the influence of leaders'UPB on subordinate's UPB.③Authoritarian leadership in Chineseenterprisesplayeda moderatingroleintheprocessof“top-down”contagionof UPB The higher the level of authoritative leadership,the stronger the influence of leaders'UPB on subordi­nate?s UPB by the way of self-protection motivation.
Key words：unethical pro-organizational behavior(UPB)；self-protective motivation；authoritarian eadership
研究背景领导和员工遵守伦理规范对于维护企业声誉、研究背景实现可持续成长具有重要意义0］。

然而，近年
伦理是大众普遍认可和接受的判断、标准来有关明星企业和高层管理者的伦理丑闻不断和行为准则0］。

在组织运营过程中，引导企业、涌现(如大众“尾气门”事件、神户钢铁集体造假
收稿日期：2020-02-26
基金项目：国家自然科学基金资助项目(71902042,71873040,72002046)教育部人文社会科学研究规划基金资助项目(16YJC190018)广东省普通高校(人文社会科学)特色创新类基金资助项目(2018WTSCX022)；广东省哲学社会科学基金资助项目(GD16XYJ33)
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事件等）。

2018年发布的全球商业伦理报告指出，近三分之一的中国员工在工作中经常目睹非伦理行为发生①。

非伦理行为在组织中为什么如此高频率发生，理论和实务界通常认为，主要是员工为了自身利益做出非伦理行为，而众多员工则声称他们的非伦理行为是服务于组织或组织成员的利益［3］。

为了进一步研究这种非自利型的非伦理行为，学界发展出亲组织非伦理行为（unethi-calpro-organizational behavior,UPB）的概念,即代表组织成员做出有益于组织运转，但违反社会核心价值观、道德、法律或行为规范的行为。

例如，隐瞒有损公司声誉的信息、故意夸大地向顾客宣传产品或服务等［4］。

亲组织非伦理行为描述了组织与外部利益相关者在利益冲突的道德困境中，基于有利组织的利他动机而展现的非伦理行为。

与利己型非伦理行为［］相比，亲组织非伦理行为的利他属性为员工的非伦理行为找到了道德推脱的借口［6］,更容易获得员工的认同，并被学习模仿、在组织中传播扩散［7］。

虽然亲组织非伦理行为对组织有利，但其侵占了外部利益相关者的利益，破坏了组织与外部利益相关者之间的利益共同体关系8,因此，损害组织外部声誉和可持续成长［9］。

为了有效治理非伦理行为，学界尝试从情境、 个体特质和伦理问题特征3个方面探索非伦理行为的成因［10，11］。

这些研究以员工为中心很好地解释了员工非伦理行为的各种心理动机和影响因素［12］。

但作为监督者的领导也可能进行非伦理行为，且领导的非伦理行为具有放大效应，会造成非伦理行为在组织内自上而下大面积地扩散，其危害更为严重、监管治理也更为困难。

目前，现有研究除了关注非伦理行为在同事之间“平行传播”的现象外［13］，鲜有研究聚焦领导非伦理行为“自上而下”传播的现象，探索非伦理行为“自上而下”扩散传播的作用机制和干预措施。

鉴于此，依据涓滴模型的领导行为引发员工相似行为的研究框架，本研究聚焦亲组织非伦理行为由领导到员工的“垂直传播”现象，即中国俗话讲的“上梁不正，下梁歪”。

聚焦“坏的领导行为为什么引发员工上行下效？”这一核心问题，涓滴模型使用社会学习和社会认同理论解释“上梁不正，下梁歪”背后的心理机制。

依据社会学习理论，领导投入亲组织非伦理行为，员工会通过观察、模仿“领导如何行事”的替代性学习机制，耳濡目染地展现出相似的行为［13］。

从社会认同视角看，领导作为团队原型，在工作中不断地投入亲组织非伦理行为，会使观察到的员工改变对所属团队身份属性的认知和理解，认同和接纳“非伦理行为是与团队身份契合的、是团队身份属性的一部分”［15］。

对于团队身份属性的认同，会促使员工在后续工作中自觉与团队身份保持一致，展现与团队身份契合的亲组织非伦理行为［5］。

即员工通过认知与团队身份契合的机制，认同和内化非伦理行为为团队身份属性，而后自觉展现出与团队身份一致的非伦理行为［3］。

上述研究都认为，员工是自愿主动学习或认同遵循领导的非伦理行为，即假定员工是自愿“做坏事”—
—投入非伦理行为。

虽然该假定具有一定合理性，但是否存在“上梁不正，下梁被迫歪”的情况？本研究认为，员工并非愿意主动模仿或认同追随“坏的”非伦理行为，员工更多的是出于被动自我保护的心理需要被迫展现非伦理行为。

依据自我保护动机理论，由于领导通过在员工面前不断展现出与组织伦理规范不符的不端行为，传递出“强烈期望员工展现类似坏行为”与领导保持一致的信号皿。

作为一个威胁道德自我（“我是讲道德的人”）的威胁场景，会激活员工的自我保护动机，迫使员工在保持道德自我同与领导行为一致之间做出选择。

若员工坚持伦理原则拒绝投入非伦理行为，则可能被领导归类为伦理价值观不一致的“圈外人”,从而受到排斥甚至处罚［17］。

由此，处于自我保护的心理需要，员工很可能是被迫顺从性地展现与领导类似的亲组织非伦理行为。

鉴于此，本研究尝试在控制替代性学习的社会学习机制以及认知与团队身份契合的社会认同机制的前提下，进一步探索亲组织非伦理行为由领导到下属“自上而下”传播的被迫遵从机制，检验是否存在一个出于自我保护动机、非自愿投入非伦理行为的产生机制，并基于自我保护理论视角开展被迫遵从机制的研究。

以往研究大都关注认同机制在领导行为上行下效中的调节作用［7］，检验员工的领导认同、组织认同和道德认同等个体认同水平的差异,如何增强或弱化亲组织非伦理行为由领导到员工的传播效应［3］。

本研究认为，非伦理行为的传播是一个基于自我保护被迫遵从的心理过程，但时至今日鲜有研究探索被迫遵从机制发挥作用的边界条件。

基于人-境互动视角，在中国情境下研究领导-下属的行为互动，不能脱离
①见https：///knowledge-center/2018-gbes-2/。

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—孙旭冯镜铭张海霞等
华人企业特有的威权管理情境「18,19］。

延续ARYEE等［9］的威权领导情境调节“领导行为涓滴效应”研究框架，本研究探索威权领导情境在非伦理行为上行下效传递过程中的调节作用。

具体而言，非伦理行为的发生和传播扩散具有显著的情境敏感性［0］,而华人企业中强调“权威-服从”的威权领导情境［1］,可能在“坏行为”由领导到下属“自上而下”专播的过程中发挥着推波助澜作用。

进一步，基于自我保护的视角，组织中威权领导水平越高，员工被迫遵从和追随领导者展现亲组织非伦理行为的压力和威胁也越大，这将激活员工更高水平的自我保护动机，并激励员工更大可能性投入亲组织非伦理行为，以便缓解自我面临的威胁，达到自我保护的目的［2］。

本研究进一步探索被迫遵从机制发挥作用的边界条件，模型化威权管理发挥情境增强作用，加速亲组织非伦理行为在组织内传播扩散的过程和机制。

通过聚焦华人企业特有的威权文化情境，拓展情境增强效应的研究，有助于明确华人企业中非伦理行为加速传播扩散的关键情境，并为情境如何加速非伦理行为传播扩散的调节机制提供理论解释，助力企业界以此为切入点治理非伦理行为在组织内的加速扩散的现象。

本研究的研究框架见图1
图1研究框架
2理论基础和研究假设
2.1自我保护动机理论
自我保护动机理论由ROGERS［23］最早提出，被广泛用于解释人们如何认知威胁并规避威胁产生的负面结果［7］。

DEJOY「旳首次将自我保护动机理论应用于工作场所，解释工作中人们为什么和如何选择自我保护行为。

该理论的主要逻辑是，面对工作中可能对自身造成伤害的各种威胁，个体通过一个威胁评价过程激活自我保护动机，自我保护动机激励、维持和引导个体投入自我保护行为以规避负面伤害结果［4］。

基于自我保护动机理论，本研究认为，面对领导期望员工展现非伦理行为的威胁场景,员工虽然不愿意但是出于自我保护的心理需要，仍会迫不得已地投入非伦理行为，以便规避来自领导的可能伤害。

2.2领导UPB对员工UPB的影响
依据涓滴模型，领导行为会被员工模仿，并上行下效地展现出相似行为「皈。

由于领导行为具有示范和引领作用［13］,在组织利益与外部相关者利益冲突的伦理困境下，对于不知如何行动的员工而言，领导伦理困境下的行为表现，作为示范和榜样具有参考价值和指导意义。

领导经常投入亲组织非伦理行为，不仅会被员工观察、模仿，耳濡目染地展现出相似的行为「13］,而且会促使员工认为“亲组织非伦理行为是合理的”，以及“亲组织非伦理行为是与团队身份相契合的”，从而自觉地在工作中与团队身份保持一致，展现出相似行为［15］。

此外，领导通过有意展现与伦理规范不符的亲组织非伦理行为，传递出“期望员工展现类似行为”的信号［13］。

为了与领导的期望一致，员工也可能被迫顺从展现出相似行为。

鉴于此，领导亲组织非伦理行为会引发员工模仿、追随展现类似的亲组织非伦理行为。

由此，提出以下假设：
假设1领导亲组织非伦理行为与员工亲组织非伦理行为显著正相关。

2.3出于自我保护动机的UPB传染机制
工作中各种工作环境因素和事件（如加班、与领导冲突、不友好的同事等）经常对员工身体、心理、健康造成伤害。

工作场所中各种可能对员工产生伤害的因素，均构成对员工的威胁因素［4］。

根据自我保护动机理论，工作场所威胁因素激活自我保护动机的过程是一个威胁评价的过程。

员工将从面对威胁不投入应对行为的收益或者损失、威胁造成伤害的程度、威胁造成伤害实现的可能性这3个方面进行评价,并依据评价结果决定自我保护动机水平激活的高低状况［0］。

领导有意在员工面前展现出与组织伦理规范不符的非伦理行为，传递出“虽烈期望员工展现类似行为”并与其保持一致的期望。

这作为一个威胁道德自我（我是讲道德的人”）的威胁场景，会激活员工的自我保护动机，迫使员工在保持道德自我和与领导同流合污之间做出选择。

若员工坚持伦理原则不愿意展现相似行为，则可能直接受到领导的批评甚至处罚。

由此，面对领导要求展现非伦理行为的期望，一方面，若员工不能顺从性地迎合，对员工而言更多的是伤害而非获益；另一方面，员工反抗性地坚持伦理原则拒绝开展非伦理行为，则容易被领导归类为伦理价值观取向不一致的“圈外人”。

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在差序格局氛围浓厚的华人企业中，“圈内人”和“圈外人”在资源获得、升职、职业发展上存在显著差异，若被领导归类为“圈外人”，将对员工个人的考核、升职甚至职业发展产生负面影响。

此外，由于领导直接负责员工的考核、晋升，其对员工实施排斥和伤害相对容易。

由此，综合评价收益/损失、伤害程度、伤害可能性这3个方面，领导非伦理行为的期望将被员工建构为威胁场景，激活员工自我保护动机。

由此，提出以下假设：
假设2领导亲组织非伦理行为与员工自我保护动机显著正相关。

自我保护动机理论认为，自我保护动机反映了个体内心世界强烈的自我保护意愿，最终导致自我保护行为的产生07］。

自我保护行为指工作中发挥保护作用规避负面伤害的角色内和角色外行为的集合00］。

面对领导向员工提出非伦理行为的期望和要求，最有效的保护措施就是顺应性地投入非伦理行为，即自我保护动机理论中的适应性自我保护行为。

换言之，回应领导提出的非伦理行为要求，员工投入非伦理行为是自身回应自我保护心理需要的一种适应性自我保护行为，因此，领导非伦理行为的期望，作为一个威胁场景激活员工自我保护动机,自我保护动机激励、维持和引导个体投入自我保护行为规避负面伤害的结果，即投入亲组织非伦理行为。

由此，提出以下假设：
假设3员工自我保护动机与员工亲组织非伦理行为显著正相关。

依据自我保护动机理论“威胁场景-自我保护动机-自我保护行为”的框架［22］,领导亲组织非伦理行为具有信号作用，传递出组织和领导对于员工非伦理行为的期望和要求，考虑到不履行期望或要求可能对员工造成的伤害，作为一个潜在威胁场景会激活员工自我保护动机。

自我保护动机反映出员工自我保护的心理需求和行为意愿，激励、维持和引导个体投入适应性自我保护行为—
—亲组织非伦理行为，因此，领导非伦理行为通过自我保护动机的中介影响员工非伦理行为。

由此，提出以下假设：
假设4领导亲组织非伦理行为通过自我保护动机的中介作用正向影响员工亲组织非伦理行为。

2.4威权领导的调节作用
威权领导是华人企业特有的领导方式，它包含了专权作风、贬抑部属能力、形象整饬以及教诲行为等领导力行为［21］。

威权领导勾勒出了华人企业中领导与员工之间“上尊下卑”的关系情境，这与西方领导力理论中强调上下平等的立场截然不同。

基于人-境互动视角，在中国情境下研究领导-下属的行为互动，不能脱离华人企业特有的威权管理情境［18，19］。

基于此，本研究拓展威权领导情境在亲组织非伦理行为上行下效传递过程中的调节作用。

威权领导构建了一个上下级之间权力不对称的工作情境，强调上级领导的集权控制和个人主导［26］,下级员工因畏惧受到处罚和不当对待更多表现为权威遵从和无条件服从［27］。

由此来看，在高威权领导的工作情境下，上级领导对下级员工展现非伦理行为的期望和要求，将激活员工更高水平的自我保护动机，进而更大可能顺从性地展现期望的非伦理行为。

具体而言，由于自我保护动机的激活是一个威胁-评价的过程，在高威权领导的工作情境下，若下级员工不履行上级领导的期望和要求，领导将利用集权优势和不对称地位实施训斥、处罚甚至开除等报复性伤害行动。

鉴于此，无论从收益/损失、伤害程度、伤害可能性哪个方面评价，员工认知受到处罚或不当对待的威胁程度均大幅提升，因此，自我保护动机也将处于高水平激活状态。

相反，在低威权领导的工作情境下，员工受到处罚和不当对待的威胁程度均大幅下降，因此，自我保护动机也将处于低水平激活状态。

由此，威权领导在领导非伦理行为与自我保护动机之间发挥正向调节作用。

结合前文中介机制的假设和上述调节机制的研究假设，本研究提出一个第一阶段被调节的中介假设［28］。

即，威权领导正向调节领导亲组织非伦理行为与员工亲组织非伦理行为之间经由自我保护动机的间接效应。

在高威权领导的工作情境下，领导亲组织非伦理行为与员工亲组织非伦理行为之间经由自我保护动机的间接效应更强；在低威权领导的工作情境下，领导亲组织非伦理行为与员工亲组织非伦理行为之间经由自我保护动机的间接效应更弱。

由此,提出以下假设：
假设5威权领导在领导亲组织非伦理行为与自我保护动机之间发挥正向调节作用。

即在高威权领导的工作情境下，领导亲组织非伦理行为与自我保护动机之间关系更强；在低威权领导的工作情境下，领导亲组织非伦理行为与自我保护动机之间关系更弱。

假设6威权领导正向调节领导亲组织非伦理行为与员工亲组织非伦理行为之间经由自
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我保护动机的间接关系。

即在高威权领导的工作情境下，领导亲组织非伦理行为与员工亲组织非伦理行为之间经由自我保护动机的间接效应更强；在低威权领导的工作情境下，领导亲组织非伦理行为与员工亲组织非伦理行为之间经由自我保护动机的间接效应更弱。

3研究设计
3.1样本和调研过程
本研究的样本取自广州、深圳、郑州、温州4地的20多家企业，涉及互联网、银行理财、零售快销、保险、生产性服务等行业。

首先，课题组通过与企业高层领导取得联系，说明本次调研的目的和意义,争得同意后开展问卷调查、收集研究数据。

然后，在企业的人力资源管理部门的协助下进行问卷调研，采用现场发放和回收问卷的方式完成。

由于研究主题敏感，为了保证被试真实填写问卷，问卷填写前由课题组成员向被试说明研究目的和保密性，尽量消除被试的各种顾虑。

为了避免数据的共同来源偏差，本研究采用3个时点(间隔4周)上下级两个来源的研究设计来收集数据。

具体如下：①时点1,由领导报告自己的亲组织非伦理行为；
②时点2,从上级的下属中随机抽取1人,请下级评价自身的自我保护动机、替代性学习、认知与团队身份契合、威权领导及其人口特征变量；③时点3,由下级报告自身的亲组织非伦理行为。

本研究共发放问卷400套，严格按照1:1的上下级配对，删除填写随意、信息不完整和前后3次不匹配的无效问卷，第一轮收回问卷360份，第二轮收回问卷302份，第三轮收回问卷256份，最终领导-下属有效配对问卷256套，整体问卷有效回收率为71%。

在样本中,性别方面，男性占56.6%、女性占43.4%；年龄方面，30岁以下员工占15.6%、31〜40岁占64.4%、41〜50岁占17.9%、51岁以上占2.1%;教育程度方面，高中、大专占5.9%、本科占83.2%、研究生占10.9%；上下级共事年限方面，1年以下占9%、〜3年占39.1%、〜6年占23.4%、6年以上28.5%。

3.2测量工具
本研究的测量量表均为国内外成熟量表,对于国外量表还严格按照翻译-回译的方式以保证量表的严谨性和可读性。

除人口特征变量外，本研究的其他变量均采用Likert5点计分。

(1)领导亲组织非伦理行为(犝,)该变量的测量采用UMPHRESS等［4］开发的量表，要求被试评价工作情境中典型非伦理行为的展现频率，共6个题项，如“如果有利于公司，我会对
消费者或客户夸大宣传公司的产品和服务”等。

有研究表明，该量表在中国情境下具有良好的
信效度［9］。

由于非伦理行为较为隐蔽，自评方式比较准确［］,因此，本研究采用自评方式由领导评价自己的非伦理行为展现。

本研究中，该量表的Cronbach'a值为0.88,平均变异萃取量(AVE=054),各题项的因子负载显著(犕=
0.73SD=0.05),具有较好的信效度。

(2)自我保护动机(S)该变量的测量采用POSEY等［22］开发的自我保护动机量表，共3个题项，如“我意图保护自己避免得罪领导”等。

本研究中，该量表的Cronbach'a值为0.95,平均变异萃取量AVE=0.88),各题项的因子
负载显著(犕=0.94SD=0.01),具有较好的信效度。

(3)员工亲组织非伦理行为(犝2)该变量的测量同领导亲组织非伦理行为一样，使用UMPHRESS等⑷开发的6个题项的量表。

本
研究中，该量表的Cronbach'a值为0.82,平均变异萃取量(AVE=0.49),各题项的因子负载
显著(犕=0.67SD=0.22),具有较好的信效度。

(4)威权领导(A)该变量的测量采用郑伯埙等［29］开发的威权领导量表，共13个题项,
如“与领导一起工作时，他/她带给我很大压力”。

本研究中，该量表的Cronbach7s a值为0.93,平均变异萃取量(AVE=0.53)，各题项的因子负载显著(犕=0.72SD=0.14),具有较好的信效度。

(5)替代性学习(V)该变量的测量采用郑显伟［25］开发的量表，评价旁观者学习模仿焦点目标的程度，共5个题项，如“我通过观察领导来学习如何行事”等。

本研究中，该量表的Cronbach's a值为085，平均变异萃取量
(AVE=0.55),各题项的因子负载显著(犕= 0.70SD=0.25),具有较好的信效度。

(6)认知与团队身份契合(P)该变量的测量采用O'FALLON等［13］开发的量表，测量员工认知的领导不道德行为与团队身份的契合程度，共4个题项，如“领导的这些行为在多大程度上是与你的团队身份契合的”等。

本研究中，该量表的Cronbach'a值为0.91,平均变异萃取量(AVE=0.68),各题项的因子负载显著(犕=0.82SD=0.07),具有较好的信效度。

(7)控制变量本研究选择下属的性别、年龄、教育程度以及与领导的共事时间作为控制
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变量。

另外，已有研究分别从社会学习理论和社会认同理论视角将替代性学习和认知与团队身份契合作为中介变量［13］，以检验非伦理行为在组织内传播的机制。

鉴于此，本研究将上述变量也作为控制变量纳入分析模型。

3.3数据分析方法
本研究使用SPSS25.0和MPLUS7.4两种软件对数据进行统计分析。

具体如下：①步骤1,使用SPSS软件进行探索性因子分析和共同方法偏差检验。

②步骤2,使用MPLUS软件进行验证性因子分析检验构念之间的区分效度。

③步骤3,使用SPSS软件进行描述性统计分析、相关分析，为了对比呈现控制变量和各解释变量加入前后模型整体的解释力，采用分步回归检验假设1〜假设3的直接效应。

④步骤4,使用MPLUS软件构建结构方程模型，采用Bootstrap方法检验本研究提出的多中介模型和带调节的中介模型［30］。

4数据分析和假设检验
4.1共同方法偏差
虽然本研究采用上下级配对的研究设计从上级和下级两个来源收集数据，但中介变量、结果变量和调节变量均由下级评价，这可能存在同源误差问题。

由于共同方法变异可能夸大变量之间的相互关系，因此，参照POD-SAKOFF等［31］建议的事前控制和事后检验的方法，尽量控制共同方法偏差的影响，保证研究结果的可靠性。

具体如下：①在问卷调查中，使用问卷随机编排、匿名问卷等对可能的同源误差进行控制；②在数据收集后，采用Harman单因子检验方法进行共同方法偏差检验，将5个下级评价变量的所有测量题项并入一个变量，进行探索性因子分析。

结果表明，不存在可以解释大多数变异的单一因子，第一主成分解释的变异为33.7%，小于提出的临界标准40%［31］。

这也说明，本研究中的数据同源误差问题并不严重。

42验证性因子分析
本研究使用MPLUS74软件进行验证性因子分析，检验模型中变量之间的区分效度。

由于样本量有限而测量题目较多，采用项目构念平衡法简化测量模型，即依据因子负载大小对题项进行打包组合，取平均值作为观测指标［2］。

首先，将领导亲组织非伦理行为、员工亲组织非伦理行为、威权领导和替代性学习的观察指标简化为3个；然后，进行验证性因子分析，检验构念之间的区分效度。

验证性因子分析的结果见表1。

由表1可知，六因子模型才（137）=279.92,狆＜0.01、CFI=0.96、TLI= 0.95、SRMR=0.05。

这说明六因子模型拟合数据较好，并且所有因子的因子负载均显著，支持了聚合效度。

而单因子模型X（152）= 2237.80,狆＜0.01、CFI=0.34、TLI=0.26、SRMR=020,因此，单因子模型的各项拟合指标均不被接受。

通过比较六因子模型和单因子模型，可知六因子模型的各项拟合指标显著优于单因子模型。

这说明本研究的6个主要变量之间存在一定的区分效度。

表1验证性因子分析的结果（N=256）
模型X df X2/df匚X RMSEA TLI CFI SRMR 六因子模型（犝1、S、犝2、A、V、P）27992137204006095096005
五因子模型（犝1、S、犝2、V、P+A）6742514247539433(5)012080084008
四因子模型（犝1、S、犝2、V+P+A）11601714679548592(4)016064070014
三因子模型（犝1、S、犝2+V+P+A）13025514987414238(3)017060065015
两因子模型（犝1、S+U2+V+P+A）19922515113196897(2)021*********
单因子模型(U1+S+U2+A+V+P)223780152147224555(1)024*********注:犝1表示领导亲组织非伦理行为、S表示自我保护动机、犝2表示员工亲组织非伦理行为、A表示威权领导、V表示替代性学习P表示认知与团队身份契合。

4.3描述统计与相关分析
本研究中，所有变量的均值、标准差及其相关系数见表2。

由表2可知，从相关系数来看,领导亲组织非伦理行为（犝1）与员工亲组织非伦理行为（犝2）显著正相关（=0.29,狆＜0.01）领导亲组织非伦理行为（犝1）与自我保护动机（S）显著正相关（=0.41,狆＜0.01）；自我保护动机（S）与员工亲组织非伦理行为（犝2）显著正相关（=0.37,狆＜0.01）。

4.4假设检验
4. 4.1主效应检验
采用阶层回归模型检验主效应（见表3）。

表3中，由模型3可知，在控制性别、年龄、教育程度、共事时间和威权领导后，领导亲组织非伦理行为（犝1）对下属亲组织非伦理行为（犝2）有显著正向影响（0=0.24,狆＜0.01）。

由此，假设1得到支持。

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