自我牺牲型领导对员工组织偏差行为的影响研究/王 林

　　（二）变量测量

　　对变量自我牺牲型领导的测量，本文采用Cremer和Knippenberg的测量量表。量表包括5个题目，部分题目如“我的上级愿意为了组织的利益而牺牲自己的个人利益”，其Cronbach α值为0.93。对变量道德推脱的测量，本文采用Moore等开发的测量量表。量表包括8个题目，部分题目如“为了保护你在乎的人，传播谣言是没关系的”，其Cronbach α值为0.94。对变量组织偏差行为的测量，本文采用Aquino等人的偏差行为子量表，部分题目如“我有时会上班有意迟到”，其Cronbach α值为0.93。对变量道德身份认同的测量，本文选择Aquino和Reed的道德认同量表，包含10个题目，部分描述语句如“如果我成为一个拥有这些特征的人，我会感到十分开心”，其Cronbach α值为0.82。在控制变量上，本研究对下属的一些变量进行了控制，包括性别、年龄、教育程度和在组织中所工作的时间。以上所有量表均采用7点的李克特量表，其中1代表“非常不同意”，7代表“非常同意”。

　　四、实证结果与分析

　　表1显示了描述性统计分析结果。从中可以看出，自我牺牲型领导与道德身份认同之间存在着显著的负相关关系（r=-0.54，p<0.01），与组织偏差行为也存在负相关关系（r=-0.24，p<0.01）；道德推脱与组织偏差行为之间存在着正相关关系（r=0.56，p<0.01）。这些数据初步支持了最初的假设。

　　为了检验不同构念之间的区分效度，采用Mplus7.0软件进行验证性因子分析。根据Marsh和Hau的建议，对测量条目数较多的构念进行条目打包。本研究对所有相应的测量条目进行了打包处理，统一缩小为3个条目。四因子的拟合指数显示出良好的数据匹配（x2=100.39，df=48，CFI=0.98，RMSEA=0.06），比三因子拟合指数（x2=661.11，df=51，CFI=0.83，RMSEA=0.18），二因子拟合指数（x2=11706.76，df=53，CFI=0.55，RMSEA=0.3）以及单因子拟合指数（x2=1869.85，df=54，CFI=0.5，RMSEA=0.31）都要好。因此得出结论，四因子模型有着较高的区分效度。

　　假设H1表明道德推脱在自我牺牲型领导对组织偏差行为的影响中起中介作用，为了检验此假设，本研究采用Mplus7.0软件进行路径分析，并进行了5000次的Bootstrapping检验，具体的路径系数如图2。其中，自我牺牲型领导通过道德推脱影响组织偏差行为的中介效应值为-0.297，95%置信区间为［-0.381，-0.229］，区间不包含0，则代表着道德推脱的中介效应显著。因此，假设H1得到验证。

　　假设H2表明道德身份认同调节了自我牺牲型领导与道德推脱之间的关系，即这一关系对于低道德身份认同的员工而言相对较强，而对于高道德身份认同的员工相对较弱，道德认同身份在某种程度上会替代自我牺牲型领导的影响。通过图2可以看出，自我牺牲领导与道德身份认同的交互项对于道德推脱的效应值为0.09，p<0.01。因此，假设H2得到验证。

　　假设H3表明道德身份认同会调节自我牺牲型领导与组织偏差行为之间通过道德推脱的间接关系，即这一间接关系对于低道德身份认同的员工而言较强，而对于高道德身份认同的员工而言相对较弱。采用Edwards和Lambert的方法来对这种条件效应进行检验，采用路径分析模型中所估计的参数来计算条件中介效应。根据这两位学者的方法，条件中介效应及不同条件下中介效应差异的计算结果将采用Bootstrapping的置信区间，当下