員工人格特質(zhì)對反生產(chǎn)行為的影響機制研究：團隊倫理氣氛的跨層次調(diào)節(jié)

劉文彬+井潤田+李貴卿

摘要：本文基于資源保護理論、社會控制理論與社會認知理論，采用跨層次分析的方法探討了員工人格特質(zhì)、團隊倫理氣氛與反生產(chǎn)行為（CWB）之間的關(guān)系。通過對來自27家企業(yè)的65個團隊的總計426名員工的實證研究發(fā)現(xiàn)：盡責(zé)感和宜人性對CWB有顯著的負向影響，神經(jīng)質(zhì)對CWB有顯著的正向影響。此外，團隊倫理氣氛不僅可以直接對CWB產(chǎn)生顯著的負向影響，而且還對人格特質(zhì)與CWB之間的關(guān)系起到相應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，即增強盡責(zé)感對CWB的負向影響，減弱神經(jīng)質(zhì)對CWB的正向影響。

關(guān)鍵詞：反生產(chǎn)行為；員工人格特質(zhì)；團隊倫理氣氛；跨層次調(diào)節(jié)

中圖分類號：F272.92文獻標識碼：A文章編號：10035192（2014）04000807doi：

1引言

員工反生產(chǎn)行為（Counterproductive Work Behavior， CWB）的預(yù)防與控制是目前西方組織行為和人力資源管理領(lǐng)域普遍關(guān)注的焦點問題[1]。在探索CWB的前因變量和發(fā)生機制的過程中，Martinko等開創(chuàng)了“因果推理模型”[2]，而Spector和Fox則提出了“壓力情緒模型”[3]。以此為基礎(chǔ)，西方學(xué)者們開展了比較豐富的理論和實證研究，但我們發(fā)現(xiàn)：第一，這些研究大多集中在對個體差異及其內(nèi)部心理過程的探討上，而對導(dǎo)致或影響個體差異和心理反應(yīng)的群體與組織層面的特征缺乏足夠的重視[4]。第二，現(xiàn)有的對CWB的很多認識還建立在它與某些變量間直接關(guān)系的基礎(chǔ)上，對這些關(guān)系的內(nèi)部機制所進行的分析還不夠深入，因此限制了我們從更深層次的角度去認識各種變量影響CWB的過程和機理[5]。與此同時，考慮到國內(nèi)對CWB的研究剛剛起步，很多與中國傳統(tǒng)文化相關(guān)的問題都還有待在本土化研究的過程中被逐步澄清[6]。因此，本文試圖采用跨層次研究的方法，針對中國企業(yè)員工探索個體層次的人格特質(zhì)和團隊層次的倫理氣氛以及二者的交互作用對CWB的具體影響。

2理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1員工人格特質(zhì)對反生產(chǎn)行為的影響

由于人格特質(zhì)能夠體現(xiàn)個體行為的某些傾向性，所以它在研究CWB前因變量的過程中受到了廣泛地關(guān)注[7]。從目前已有的元分析來看，盡責(zé)感、宜人性和神經(jīng)質(zhì)這三種人格特質(zhì)對CWB的影響作用已基本得到證實[8～10]。但是，這些研究基本上都將CWB視為員工在壓力情境下由于負向情緒而產(chǎn)生的非理性破壞或報復(fù)行為，由于不同的人格特質(zhì)體現(xiàn)了員工在“自我控制”和“報復(fù)傾向”上的差異，所以能夠?qū)WB產(chǎn)生相應(yīng)的影響[11]。例如Bowling和Eschleman就基于壓力應(yīng)對交互理論認為：CWB是個體面對工作壓力時表現(xiàn)出的一種極其低效的非理性消極應(yīng)對行為[12]。然而，按照Neuman和Baron觀點：CWB既可能是由報復(fù)性動機所間接引起的，也可能是由工具性動機直接驅(qū)動的，其區(qū)別在于前者是一種應(yīng)對行為（Reactive），而后者卻是一種主動行為（Proactive）[13]。

我們發(fā)現(xiàn)：如果將CWB視作由工具性動機直接驅(qū)動的主動行為，那么Hobfoll開創(chuàng)的資源保護（Conservation Of Resource， COR）理論恰好可以對人格特質(zhì)與CWB之間的關(guān)系提供相應(yīng)的理論解釋。COR理論最早用于解釋個體由心理壓力而導(dǎo)致的各種心理扭曲，該理論認為：員工在組織中會盡力去主動保護他們重視的各種實物、身份、個人和能源資源，并利用這些資源獲取幫助其實現(xiàn)工作目標的其它資源。當(dāng)員工在組織中遭遇資源損失或匱乏時，他們會主動采取各種行為實現(xiàn)資源補償，從而有效地應(yīng)對可能由此導(dǎo)致的心理壓力。然而，一旦資源損失或匱乏無法獲得有效補償，那么員工就會產(chǎn)生心理壓力甚至導(dǎo)致各種心理和行為扭曲[14，15]。以該理論及其相關(guān)研究為基礎(chǔ)，我們對盡責(zé)感、宜人性和神經(jīng)質(zhì)這三種最重要的人格特質(zhì)與CWB之間的關(guān)系做出如下理論分析和假設(shè)：

第一，盡責(zé)感通常體現(xiàn)在員工對待工作的態(tài)度與方式上，高盡責(zé)感的員工遵守規(guī)則、認真負責(zé)、有組織性、值得信賴[16]。Zellars等認為：勤勉、專注和遵守規(guī)則被具有高盡責(zé)感特質(zhì)的員工看成是完成工作任務(wù)的重要資源。因為他們認為，只有在工作中表現(xiàn)出勤勉、專注和遵守規(guī)則，才更容易贏得主管和同事的信賴，并以此為基礎(chǔ)獲得主管或同事提供的幫助其實現(xiàn)工作目標的各種支持[17]。所以，為了保護（或者說持續(xù)獲得）由盡責(zé)感特質(zhì)所帶來的各種資源，他們通常不會把時間和精力放到偷奸?；?、降低工作效率、侵占公司財物以及與同事進行惡性競爭等各種可能損害其盡責(zé)感特征的CWB上去。換言之，高盡責(zé)感的員工往往缺乏表現(xiàn)出CWB的工具性動機[11]。與之相反，低盡責(zé)感的員工因為在工作中不積極、不主動、不專注，所以無法贏得主管和同事的信賴，也就很難獲得主管或同事提供的幫助其實現(xiàn)工作目標的各種支持。因此，他們往往有較強的通過主動表現(xiàn)出CWB進行資源補償?shù)墓ぞ咝詣訖C?；诖耍狙芯刻岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)1a盡責(zé)感人格特質(zhì)對員工的CWB具有顯著的負向影響。

第二，宜人性通常體現(xiàn)在員工處理人際關(guān)系的態(tài)度與方式上，高宜人性的員工樂于助人、與人為善、尊重權(quán)威、愿意傾聽[16]。Witt等認為：與主管和同事保持良好的人際關(guān)系被具有高宜人性特質(zhì)的員工看成是完成工作任務(wù)以及降低工作中可能出現(xiàn)的消極情感體驗的重要資源。因為他們認為，只有與主管和同事保持良好的人際關(guān)系才能以此為基礎(chǔ)獲得主管或同事提供的幫助和支持[18]。所以，為了保護（或者說持續(xù)獲得）由宜人性特質(zhì)所帶來的各種資源，他們通常不會把時間和精力放到挑撥同事關(guān)系、給同事制造工作障礙以及不遵守領(lǐng)導(dǎo)的工作安排等各種可能損害其宜人性特征的CWB上去。換言之，高宜人性的員工往往缺乏表現(xiàn)出CWB的工具性動機[11]。與之相反，低宜人性的員工很有可能因為在工作中與主管和同事之間的關(guān)系不和諧，所以無法獲得主管或同事提供的各種幫助與支持。因此，他們往往也會有較強的通過主動表現(xiàn)出CWB進行資源補償?shù)墓ぞ咝詣訖C?；诖?，本研究提出如下假設(shè)：

第三，神經(jīng)質(zhì)通常體現(xiàn)在員工的情緒穩(wěn)定性和自我控制能力上，高神經(jīng)質(zhì)的員工易怒、情緒化、缺乏耐心、沒有安全感[16]。Halbesleben等認為：高神經(jīng)質(zhì)的員工需要消耗大量的時間和精力以及其它資源來處理和應(yīng)對他們的消極情緒和心理壓力，這使得他們在完成工作目標的過程中本身就處于一種相對的資源劣勢[19]。此外，由于在工作中表現(xiàn)出的易怒和情緒化等特征，還導(dǎo)致其可能無法獲得主管和同事的認可與信賴，也就不會有人為他們提供幫助和支持，這使得高神經(jīng)質(zhì)的員工在工作中進一步處于資源匱乏的狀態(tài)。因此，他們往往會通過延長工休時間、侵占公司資產(chǎn)、取笑或私下議論主管、不與同事共享信息等CWB來主動實現(xiàn)資源補償，從而降低自身的消極情緒和心理壓力。換言之，高神經(jīng)質(zhì)的員工有較強的表現(xiàn)出CWB的工具性動機[11]。并且，如果之前表現(xiàn)出的CWB無法幫助其實現(xiàn)有效的資源補償，他們就會產(chǎn)生心理壓力和心理扭曲，從而進一步表現(xiàn)出各種基于報復(fù)性動機的CWB。與之相反，低神經(jīng)質(zhì)的員工由于情緒穩(wěn)定性高、自我控制能力強、遇事沉著冷靜，因此容易獲得主管和同事的認可與信賴，并為其提供幫助與支持，所以他們也在一定程度上缺乏表現(xiàn)出CWB的工具性動機。基于此，本研究提出如下假設(shè)：

2.2團隊倫理氣氛對反生產(chǎn)行為的影響

Hollinger和Clark基于社會規(guī)范理論對組織控制策略的研究發(fā)現(xiàn)，個體在組織中的行為既需要依靠員工自身的內(nèi)部控制，也需要通過各種外在力量即所謂的外部控制機制加以調(diào)整和約束[20]。從外部控制的形式來看，主要有正式控制和非正式控制兩種：所謂正式控制也就是韋伯所說的科層控制或制度控制，它是以管理者的權(quán)威為基礎(chǔ)，通過諸如解雇、降職以及停職等硬性的規(guī)章制度和管理規(guī)范來對組織成員的行為進行控制；而非正式控制則是以組織成員間的相互影響和共同認知為基礎(chǔ)，通過員工對某種行為的具體反應(yīng)所產(chǎn)生的交互作用來對個體的行為進行控制。Hollinger和Clark認為：正式控制（即規(guī)章制度）對于減少員工CWB具有顯著作用，但是非正式控制更是意義重大[20]。

事實上，根據(jù)Barker的協(xié)和控制理論[21]，組織倫理氣氛就是一種典型非正式控制機制。正如Victor和Cullen所言：組織倫理氣氛既體現(xiàn)了組織在處理倫理問題上的特征，也反映了組織成員在什么是符合倫理的行為和應(yīng)該如何處理倫理問題上的相互影響與共同認知[22]。所以，組織倫理氣氛可以讓員工在自行決定通過什么方式處理倫理問題才能更好地實現(xiàn)自我和組織目標的過程中，逐漸形成某種處理倫理問題的共識和默契，然后依靠這種共識和默契來控制CWB[23]。需要說明的是，雖然Victor和Cullen用因素分析法證實了組織中存在五種特定的倫理氣氛：自利導(dǎo)向、關(guān)懷導(dǎo)向、獨立導(dǎo)向、規(guī)則導(dǎo)向以及法律與法規(guī)導(dǎo)向[22]。但是Vardi后來發(fā)現(xiàn)：在關(guān)懷導(dǎo)向和規(guī)則導(dǎo)向下，員工的道德認知水平明顯較高，產(chǎn)生各種CWB的可能性較低；而在自立導(dǎo)向和獨立導(dǎo)向下，員工的道德認知水平明顯較低，產(chǎn)生各種CWB的可能性較高[24]?？紤]到本研究把組織倫理氣氛看成是一種重要的非正式控制機制，所以我們只關(guān)注規(guī)則導(dǎo)向和關(guān)懷導(dǎo)向。與此同時，按照劉云和石金濤的觀點，氣氛是一個關(guān)于環(huán)境的典型變量，其研究可以分為個體、團隊和組織這三個層次，其中團隊氣氛是在團隊這個層次上分析組織環(huán)境[25]；而Vardi認為，組織中不同的部門和團隊的倫理氣氛可能是完全不同的[24]。因此，考慮到本研究把倫理氣氛看成是一種重要的調(diào)節(jié)人格特質(zhì)與CWB間關(guān)系的組織情境，在團隊這樣一個微觀單元上來研究這種調(diào)節(jié)效應(yīng)可能更有意義，所以我們更關(guān)注團隊的倫理氣氛而不是整個組織的倫理氣氛。換言之，本研究中所指的團隊倫理氣氛是一個用來衡量特定團隊的關(guān)懷和規(guī)則導(dǎo)向倫理氣氛的單維變量?；诖耍覀兲岢鋈缦?/p>

2.3員工人格特質(zhì)和團隊倫理氣氛的交互作用

社會認知理論非常強調(diào)個體與環(huán)境之間的交互作用，該理論認為個體的行為是由個體內(nèi)在特質(zhì)與外在社會環(huán)境共同決定的[26]。根據(jù)這種個體情境互動論的觀點，Henle認為：無論是組織情境還是個體特征都無法單獨地對CWB的產(chǎn)生提供全面而有效的解釋，它們之間的交互作用對CWB的預(yù)測作用應(yīng)該顯著地高于他們分別對CWB的預(yù)測作用[27]。

事實上，已有一些實證研究對這種交互作用進行了相應(yīng)的分析與檢驗[12，28～30]，但遺憾的是，研究交互作用的現(xiàn)有文獻幾乎都把人格特質(zhì)作為反映個體行為傾向性的調(diào)節(jié)變量，分析它對某些前因變量和CWB間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，卻很少有研究探討其它變量對人格特質(zhì)與CWB間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用[31]。而我們認為，團隊倫理氣氛作為一種重要的組織情境，雖然無法對個體對待工作、處理人際關(guān)系的態(tài)度與方式，以及情緒的穩(wěn)定性產(chǎn)生本質(zhì)上的影響，但它可以對人格特質(zhì)與CWB之間的關(guān)系產(chǎn)生相應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，具體而言：首先，高盡責(zé)感和宜人性的員工，其行為往往由外部動機驅(qū)使[32]，他們非常注重自身與他人和環(huán)境間關(guān)系的和諧性，并且愿意通過認真負責(zé)地對待自己的工作，友善和睦地對待他人而獲得主管和同事的肯定與信賴。如果他們在具有較強倫理氣氛的團隊中工作，主管和同事的關(guān)懷以及大家都按規(guī)則辦事的工作氛圍可以證明其動機和行為的“合理性”，從而增強其外部動機對CWB的抑制作用；但如果在具有較弱倫理氣氛的團隊中工作，其待人處世的方式與團隊成員互不關(guān)心并且大家都不按規(guī)矩辦事的工作氛圍格格不入，因此在懷疑自己動機和行為“合理性”的過程中，其外部動機對CWB的抑制作用就會被減弱。其次，對于高神經(jīng)質(zhì)的員工，其行為往往由內(nèi)部動機驅(qū)使[32]，他們的情緒穩(wěn)定性和自我控制能力都比較差。如果他們在具有較強倫理氣氛的團隊中工作，主管和同事的關(guān)懷以及大家都按規(guī)則辦事的工作氛圍能夠在一定程度上抑制其不穩(wěn)定情緒，進而有效降低其出現(xiàn)CWB的可能性；但如果在具有較弱倫理氣氛的團隊中工作，團隊成員互不關(guān)心并且大家都不按規(guī)矩辦事的工作氛圍會對其原本就不穩(wěn)定的情緒產(chǎn)生進一步的沖擊，從而增強其表現(xiàn)出CWB的可能性。基于此，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)3團隊倫理氣氛可以調(diào)節(jié)個體人格特質(zhì)與員工的CWB之間的關(guān)系，即團隊倫理氣氛越強，宜人性和盡責(zé)感與員工的CWB的負向關(guān)系越強；而神經(jīng)質(zhì)與員工的CWB的正向關(guān)系越弱。

3理論模型與研究方法

3.1理論模型

本研究采用跨層次分析的方法，基于上文所述的研究假設(shè)，建構(gòu)了如圖1所示的理論模型。該模型反映了個體層次的員工人格特質(zhì)和群體層次的團隊倫理氣氛對CWB的直接影響，以及團隊倫理氣氛對員工人格特質(zhì)和CWB間關(guān)系的跨層次調(diào)節(jié)作用。

3.2研究樣本

2012年5月至11月，我們在成都、廈門和中山的36家企業(yè)中針對83個團隊發(fā)放了650份問卷，收回502份，剔除26份填答不完整問卷后，總計收回有效問卷476份。但考慮到本研究要通過匯聚個體變量形成團隊變量，因此又進一步剔除了50份團隊成員有效問卷占團隊成員總數(shù)的比例不到50%的問卷。最終保留了來自27家企業(yè)的65個團隊的總計426份有效問卷，有效問卷回收率為65.54%。個體樣本（N=426）的統(tǒng)計特征如下：性別（男性61.3%、女性38.7%），年齡（20～25歲占13.8%、26～30歲占28.4%、31～35歲占33.6%、36～40歲占18.3%、40歲以上占5.9%），婚姻狀況（已婚63.8%、未婚36.2%），受教育程度（大專及以下占20.6%、大學(xué)本科占56.6%、研究生及以上占22.8%），工作部門（研發(fā)設(shè)計占26.5%、生產(chǎn)制造占17.6%、市場營銷占25.6%、人力行政占21.4%、其它占8.9%）。

3.3研究方法

本研究對變量的測量工具主要包括：第一，對個體人格特質(zhì)的測量直接采用John等開發(fā)的BFI量表[33]；第二，測量團隊倫理氣氛的量表是在Victor和Cullen以及Vardi的研究基礎(chǔ)上改編的[22，24]，但是所得到的數(shù)據(jù)是個體層次的，需要通過聚合才能得到團隊層次的數(shù)據(jù)；第三，測量員工CWB的量表是在Yang等基于中國組織情境開發(fā)的CWB量表的基礎(chǔ)上改編的[32]。所有量表中的題項均采用Likert 7分值法通過被試自我報告的方式做出回答，1～7分表示“完全不同意”到“完全同意”。

利用SPSS 16.0分析后發(fā)現(xiàn)：盡責(zé)感、宜人性和神經(jīng)質(zhì)的分量表的Cronbachs α系數(shù)分別為0.815、0.829和0.776；人際指向CWB和組織指向CWB的分量表的Cronbachs α系數(shù)分別為0.865和0.892；團隊倫理氣氛量表的Cronbachs α系數(shù)為0.708，這表明本研究所采用的量表具有較好的內(nèi)部一致性信度水平。而利用AMOS 6.0進行驗證性因子分析（不允許交叉載荷，并用固定方差設(shè)定模型）后發(fā)現(xiàn)：人格特質(zhì)三因子模型的各項擬合優(yōu)度指標均很好（χ2/df=3.211，RMSEA=0.076，GFI=0.823），反生產(chǎn)行為雙因子模型的各項擬合優(yōu)度指標也很好（χ2/df=2.901，RMSEA=0.046，GFI=0.912），并且所有測量題項的標準化因子載荷都超過0.65。除此之外，對團隊倫理氣氛進行單因子模型和雙因子模型（把規(guī)則導(dǎo)向和關(guān)懷導(dǎo)向作為兩個獨立的因子）的比較后發(fā)現(xiàn)，雖然雙因子模型的擬合優(yōu)度指標要比單因子模型略好，但是單因子模型也是完全可以接受的（χ2/df=3.307，RMSEA=0.086，GFI=0.819），并且在單因子模型下，所有測量題項的標準化因子載荷都超過0.60。綜上所述，本研究所采用的量表具有較好的聚合效度和區(qū)分效度。

4數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗

由于隨機模型固定部分回歸系數(shù)的顯著性與建立第二層模型沒有關(guān)系，因此本研究需要根據(jù)其組間方差的顯著性來決定是否建立第二層模型。從表1可知，盡責(zé)感和神經(jīng)質(zhì)對CWB的回歸系數(shù)的組間方差達到了顯著性水平，而宜人性對CWB的回歸系數(shù)的組間方差沒有達到顯著性水平。這表明盡責(zé)感和神經(jīng)質(zhì)對CWB的影響在不同團隊之間有顯著差異，而宜人性對CWB的影響在不同團隊之間沒有顯著性差異。因此，有必要以該回歸系數(shù)為因變量來構(gòu)建相應(yīng)的二層次模型。

5研究結(jié)論與啟示

首先，本研究的實證結(jié)果顯示：盡責(zé)感和宜人性對CWB具有顯著的負向影響，而神經(jīng)質(zhì)對CWB具有顯著的正向影響。如果按照人格特質(zhì)體現(xiàn)了員工在自我控制和報復(fù)傾向上的差異，所以能夠?qū)WB產(chǎn)生影響的認識，那么在進行CWB的預(yù)防和控制時，企業(yè)至多只能從人事甄選的角度入手，通過各種入職前人格傾向測試的方法，將那些盡責(zé)感和宜人性特質(zhì)較弱，以及神經(jīng)質(zhì)特質(zhì)較強的個體盡量排除在企業(yè)的雇傭名單之外[34]。但是，如果僅僅依靠人格測試的結(jié)果進行人才甄選可能導(dǎo)致的一個問題是：企業(yè)不能（或不愿、不敢）雇傭那些雖然條件優(yōu)秀、能力突出，但人格特質(zhì)可能會導(dǎo)致其表現(xiàn)出CWB的某些潛在雇員。然而，如果基于COR理論，從工具性動機驅(qū)動CWB的視角來理解人格特質(zhì)與CWB之間的關(guān)系，那么盡責(zé)感、宜人性和神經(jīng)質(zhì)實際上都可以被看成是一種重要的、影響員工獲取其它與工作相關(guān)資源的個體特征，管理者可以通過適當(dāng)?shù)姆绞竭M行相應(yīng)的干預(yù)。例如，管理者可以通過適時適當(dāng)?shù)貫楦呱窠?jīng)質(zhì)的員工提供資源補償（包括工作和情感支持、工作穩(wěn)定性等）來降低其在工作中的資源匱乏感，以及由此而產(chǎn)生的心理和行為扭曲，從而達到有效控制其CWB的管理目標；也可以通過適時適當(dāng)?shù)貫楦弑M責(zé)感和宜人性的員工提供額外資源（包括信息披露、提供工作多樣性和復(fù)雜性、加薪或晉升機會等）來強化其對這種個人資源進行保護的動機，從而達到有效控制其CWB的管理目標。尤其是對于中國企業(yè)的員工而言，由于“知恩圖報”是中國人所具有的傳統(tǒng)性的重要特征之一，因此如果企業(yè)能夠關(guān)注員工的心理需求，適時適當(dāng)?shù)貛椭哂邢麡O人格特質(zhì)的員工降低資源匱乏感，這些員工就會在工作過程中通過抑制CWB作為對企業(yè)的回報。

其次，本研究的實證結(jié)果顯示：團隊倫理氣氛對CWB具有顯著的負向影響。這說明團隊倫理氣氛作為一種重要的非正式控制機制，能夠?qū)WB行為起到很好的抑制作用。實際上，如果企業(yè)對CWB的發(fā)生機制缺乏科學(xué)的認識，不從問題的源頭入手，而只是一味地強調(diào)通過規(guī)章制度進行監(jiān)督和處罰，很可能會導(dǎo)致員工產(chǎn)生逆反心理[35]。所以我們認為，企業(yè)除了要從規(guī)章制度的角度考慮CWB的正式控制，更應(yīng)該從諸如組織倫理氣氛等軟環(huán)境建設(shè)的角度考慮如何進行CWB的非正式控制。對于中國企業(yè)而言，在環(huán)境變化迅速的今天，包括團隊倫理氣氛在內(nèi)的各種非正式控制往往比規(guī)章制度具有更強的適應(yīng)性和更好的控制效果，這是因為：第一，中國自古以來就有根植于儒家思想的“德治”傳統(tǒng)，道德規(guī)范對中國人的行為約束往往比規(guī)章制度的約束性還要強，所以在中國企業(yè)內(nèi)部依靠類似“德治”的非正式控制來進行CWB的治理可能會有更好的效果。第二，當(dāng)今中國企業(yè)員工的受教育程度越來越高，也越來越追求自主性，所以依靠規(guī)章制度進行強制化約束越來越不合時宜。第三，倫理氣氛作為一種組織文化，它有著高彈性和無處不在的特點，這使得員工能夠自主并自發(fā)地參與到解決自身和企業(yè)所面臨的問題中去，從而避免了制度控制的后攝性和回應(yīng)性缺陷。

最后，本研究的實證結(jié)果顯示：除了宜人性對CWB的影響在不同團隊內(nèi)沒有顯著差異，因此不受團隊倫理氣氛的調(diào)節(jié)，盡責(zé)感和神經(jīng)質(zhì)對CWB的影響都會受到團隊倫理氣氛的調(diào)節(jié)。這說明：第一，管理者可以通過培育和建設(shè)團隊倫理氣氛的方式將神經(jīng)質(zhì)對CWB的影響降到最低，尤其是對于中國企業(yè)的員工而言，在處理人際關(guān)系時通常秉持著“和為貴”的思想，因此更加不會貿(mào)然違反大家共同遵守的倫理規(guī)范。第二，部門或團隊領(lǐng)導(dǎo)者對員工CWB的預(yù)防和控制至關(guān)重要，他們一方面可以通過資源補償和額外供給的方式抑制員工的人格特質(zhì)所引起的CWB行為；另一方面還可以通過部門或團隊倫理氣氛的建設(shè)與培育直接影響CWB，并通過團隊倫理氣氛來調(diào)節(jié)員工的人格特質(zhì)對CWB的影響。所以，企業(yè)應(yīng)該特別重視以部門和團隊為基本單元開展CWB的自查和自檢工作，而部門或團隊領(lǐng)導(dǎo)者作為與員工在日常工作中接觸最多、影響最大的人，也應(yīng)該提高對本部門員工CWB的認識和了解。第三，本研究發(fā)現(xiàn)宜人性對CWB的負向影響在不同團隊內(nèi)沒有顯著差異，不受團隊倫理氣氛調(diào)節(jié)。這很有可能說明宜人性是一種非常穩(wěn)定的人格特質(zhì)，它對CWB的負向影響最不容易受到環(huán)境的影響。當(dāng)然，導(dǎo)致該結(jié)果的原因還有可能是由于我們采用的是橫截面數(shù)據(jù)（Crosssectional Data）以及所有調(diào)查都是基于被試的自我報告所引起的。因此，為了更好地檢驗本研究所提出的相關(guān)假設(shè)，后續(xù)研究可以考慮采用自我報告和他評相結(jié)合的方式，并通過收集時間序列數(shù)據(jù)（Panel Data）來進行更為深入的研究。

參考文獻：

[1]Spector P E， Fox S. Counterproductive work behavior and organizational citizenship behavior： are they opposite forms of active behavior[J]. Applied Psychology， 2010， 59（1）： 2139.

[2]Martinko M J， Gundlach M J， Douglas S C. Toward and integrative theory of counterproductive workplace behavior： a causal reasoning perspective[J]. International Journal of Selection and Assessment， 2002， 10（1）： 3650.

[3]Spector P E， Fox S. The stressoremotion model of counterproductive work behavior[A]. In Spector P E， Fox S， eds. Counterproductive Work Behavior： Investigations of Actors and Targets[C]. Washington， DC： American Psychological Association， 2005. 151174.

[4]Jensen J M， Opland R A， Ryan A M. Psychological contracts and counterproductive work behaviors： emlpoyee responses to transactional and relational breach[J]. Journal of Business Psychology， 2010， 25（4）： 555568.

[5]Hung T K， Chin N W， Lu W L. Exploring the relationships between perceived coworker loafing and counterproductive work behavior： the mediating role of a revenge motive[J]. Journal of Business and Psychology， 2009， 24（3）： 257270.

[6]彭賀.中國知識員工反生產(chǎn)行為分類的探索性研究[J].管理科學(xué)，2010，23（2）：8693.

[7]Spector P E. The relationship of personality to counterproductive work behavior： an integration of perspectives[J]. Human Resource Management Review， 2011， 21（4）： 342352.

[8]Berry C M， Ones D S， Sackett P R. Interpersonal deviance， organizational deviance， and their common correlates： a review and metaanalysis[J]. Journal of Applied Psychology， 2007， 92（2）： 410424.

[9]Salgado J F. The big five personality dimensions and counterproductive behavior[J]. International Journal of Selection and Assessment， 2002， 10（1）： 117125.

[10]Dalal R S. A metaanalysis of the relationship between organizational citizenship behavior and counterproductive work behavior[J]. Journal of Applied Psychology， 2005， 90（4）： 12411255.

[11]Penney L M， Hunter E M， Perry S J. Personality and counterproductive work behavior： using conservation of resources theory to narrow the profile of deviant employees[J]. Journal of Occupational and Organizational Psychology， 2011， 84（1）： 5877.

[12]Bowling N A， Eschleman K J. Employee personality as a moderator of the relationships between work stressors and counterproductive work behavior[J]. Journal of Occupational Health Psychology， 2010， 15（1）： 91103.

[13]Neuman J H， Baron R A. Aggression in the workplace： a socialpsychological perspective[A]. In Spector P E， Fox S， eds. Counterproductive Work Behavior： Investigations of Actors and Targets[C]. Washington， DC： American Psychological Association， 2005. 1340.

[14]Hobfoll S E. Conservation of resources： a new attempt at conceptualizing stress[J]. American Psychologist， 1989， 44（3）： 513524.

[15]Hobfoll S E. The influence of culture， community， and the nested self in the stress process： advancing conservation of resources theory[J]. Applied Psychology， 2001， 50（3）： 337421.

[16]McCrae R R， John O P. An introduction to the fivefactor model and its applications[J]. Journal of Personality， 1992， 60（2）： 175216.

[17]Zellars K L， Perrewe P L， Hochwarter W A， et al.. The interactive effects of positive affect and conscientiousness on strain[J]. Journal of Occupational Health Psychology， 2006， 11（3）： 281289.

[18]Witt L A， Burke L A， Barrick M R， et al.. The interactive effects of conscientiousness and agreeableness on job performance[J]. Journal of Applied Psychology， 2002， 87（1）： 164169.

[19]Halbesleben J R， Harvey J， Bolino M C. Too engaged？ A conservation of resources view of the relationship between work engagement and work interference with family[J]. Journal of Applied Psychology， 2009， 94（6）： 14521465.

[20]Hollinger R C， Clark J P. Formal and informal social controls of employee deviance[J]. Sociological Quarterly， 1982， 23（3）： 333343.

[21]Barker J R. Tightening the iron cage： concertive control in selfmanaging teams[J]. Administrative Science Quarterly， 1993， 38（3）： 408437.

[22]Victor B， Cullen J B. The organizational bases of ethical work climates[J]. Administrative Science Quarterly， 1988， 33（1）： 101125.

[23]劉文彬，井潤田.組織文化影響員工反生產(chǎn)行為的實證研究：基于組織倫理氣氛的視角[J].中國軟科學(xué)，2010，（9）：118129.

[24]Vardi Y. The effect of organizational and ethical climates on misconduct at work[J]. Journal of Business Ethics， 2001， 29（4）： 325337.

[25]劉云，石金濤.氣氛研究的范式界定與脈絡(luò)梳理[J].外國經(jīng)濟與管理，2008，30（12）：2531.

[26]Mischel W. Toward a cognitive social learning reconceptualization of personality[J]. Psychological Review， 1973， 80（4）： 252283.

[27]Henle C A. Predicting workplace deviance from the interaction between organizational justice and personality[J]. Journal of Management Issues， 2005， 17（2）： 247263.

[28]Aquino K， Lewis M U， Bradfield M. Justice constructs， negative affectivity， and employee deviance： a proposed model and empirical test[J]. Journal of Organizational Behavior， 1999， 20（7）： 10731091.

[29]Colbert A E， Mount M K， Harter J K， et al.. Interactive effects of personality and perceptions of work situation on workplace deviance[J]. Journal of Applied Psychology， 2004， 89（4）： 599609.

[30]Penney L M， Spector P E. Job stress， incivility， and counterproductive workplace behavior： the moderating role of negative affectivity[J]. Journal of Organizational Behavior， 2005， 26（7）： 777796.

[31]Smithikrai C. Moderating effect of situational strength on the relationship between personality traits and counterproductive work behavior[J]. Asian Journal of Social Psychology， 2008， 11（2）： 253263.

[32]Yang J X， Diefendorff J M. The relations of daily counterproductive workplace behavior with emotions， situational antecedents， and personality moderators： a diary study in Hong Kong[J]. Personnel Psychology， 2009， 62（2）： 259294.

[33]John O P， Donahue E M， Kentle R L. The big five inventoryversions 4a and 54[M]. CA： University of California， Berkeley， Institute of Personality and Social Research， 1991. 6176.

[34]MacLane C N， Walmsley P T. Reducing counterproductive work behavior through employee selection[J]. Human Resource Management Review， 2010， 20（1）： 6272.

[35]劉玉新，張建衛(wèi)，黃國華.組織公正對反生產(chǎn)行為的影響機制：自我決定理論視角[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2011，（8）：162172.

[25]劉云，石金濤.氣氛研究的范式界定與脈絡(luò)梳理[J].外國經(jīng)濟與管理，2008，30（12）：2531.

[26]Mischel W. Toward a cognitive social learning reconceptualization of personality[J]. Psychological Review， 1973， 80（4）： 252283.

[27]Henle C A. Predicting workplace deviance from the interaction between organizational justice and personality[J]. Journal of Management Issues， 2005， 17（2）： 247263.

[28]Aquino K， Lewis M U， Bradfield M. Justice constructs， negative affectivity， and employee deviance： a proposed model and empirical test[J]. Journal of Organizational Behavior， 1999， 20（7）： 10731091.

[29]Colbert A E， Mount M K， Harter J K， et al.. Interactive effects of personality and perceptions of work situation on workplace deviance[J]. Journal of Applied Psychology， 2004， 89（4）： 599609.

[30]Penney L M， Spector P E. Job stress， incivility， and counterproductive workplace behavior： the moderating role of negative affectivity[J]. Journal of Organizational Behavior， 2005， 26（7）： 777796.

[31]Smithikrai C. Moderating effect of situational strength on the relationship between personality traits and counterproductive work behavior[J]. Asian Journal of Social Psychology， 2008， 11（2）： 253263.

[32]Yang J X， Diefendorff J M. The relations of daily counterproductive workplace behavior with emotions， situational antecedents， and personality moderators： a diary study in Hong Kong[J]. Personnel Psychology， 2009， 62（2）： 259294.

[33]John O P， Donahue E M， Kentle R L. The big five inventoryversions 4a and 54[M]. CA： University of California， Berkeley， Institute of Personality and Social Research， 1991. 6176.

[34]MacLane C N， Walmsley P T. Reducing counterproductive work behavior through employee selection[J]. Human Resource Management Review， 2010， 20（1）： 6272.

[35]劉玉新，張建衛(wèi)，黃國華.組織公正對反生產(chǎn)行為的影響機制：自我決定理論視角[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2011，（8）：162172.

[25]劉云，石金濤.氣氛研究的范式界定與脈絡(luò)梳理[J].外國經(jīng)濟與管理，2008，30（12）：2531.

[26]Mischel W. Toward a cognitive social learning reconceptualization of personality[J]. Psychological Review， 1973， 80（4）： 252283.

[27]Henle C A. Predicting workplace deviance from the interaction between organizational justice and personality[J]. Journal of Management Issues， 2005， 17（2）： 247263.

[28]Aquino K， Lewis M U， Bradfield M. Justice constructs， negative affectivity， and employee deviance： a proposed model and empirical test[J]. Journal of Organizational Behavior， 1999， 20（7）： 10731091.

[29]Colbert A E， Mount M K， Harter J K， et al.. Interactive effects of personality and perceptions of work situation on workplace deviance[J]. Journal of Applied Psychology， 2004， 89（4）： 599609.

[30]Penney L M， Spector P E. Job stress， incivility， and counterproductive workplace behavior： the moderating role of negative affectivity[J]. Journal of Organizational Behavior， 2005， 26（7）： 777796.

[31]Smithikrai C. Moderating effect of situational strength on the relationship between personality traits and counterproductive work behavior[J]. Asian Journal of Social Psychology， 2008， 11（2）： 253263.

[32]Yang J X， Diefendorff J M. The relations of daily counterproductive workplace behavior with emotions， situational antecedents， and personality moderators： a diary study in Hong Kong[J]. Personnel Psychology， 2009， 62（2）： 259294.

[33]John O P， Donahue E M， Kentle R L. The big five inventoryversions 4a and 54[M]. CA： University of California， Berkeley， Institute of Personality and Social Research， 1991. 6176.

[34]MacLane C N， Walmsley P T. Reducing counterproductive work behavior through employee selection[J]. Human Resource Management Review， 2010， 20（1）： 6272.

[35]劉玉新，張建衛(wèi)，黃國華.組織公正對反生產(chǎn)行為的影響機制：自我決定理論視角[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2011，（8）：162172.