1. 问题提出
底线心智(Bottom-line mentality)是一种为确保获取底线结果(即绩效结果或组织利润)而忽略竞争优先级的“单维思维模式”(Greenbaum et al., 2012)。在过去，强调底线结果对提高组织和员工的生产率带来了诸多益处(Friedman, 2007)。而如今，大量研究学者指出，拥有底线心智的领导过分地关注底线目标的实现，随之引起了员工的一系列负面行为，如亲团队不道德行为、亲领导不道德行为(Farasat & Azam, 2020; Greenbaum et al., 2012)。截至目前，现有研究结论间存在一定异质性。
道德推脱(moral disengagement)是个体发展出的一系列认知机制，这些机制能够使个体在做出不道德行为之后不会有明显的内疚和自责(Bandura et al., 1996)。社会认知理论指出社会环境往往通过激活或失活个体道德的自我调节(推脱)来影响其道德导向(Bandura, 1986)。本文认为领导底线心智对于绩效结果的强调，以及对道德规范的忽视(Wolfe, 1988)，将激发员工的道德推脱，进而影响其工作绩效的实现。
辱虐管理是员工感知到的上级领导持续表现出的怀有敌意的言语或非言语行为(不包含肢体接触)，该行为为组织和员工带来了大量负面影响(崔倩，2022)。此外，本研究提出并检验了领导煽动辱虐管理(Instigated abusive supervision)和员工回报预期(Reward expectancy)的调节作用。社会认知理论认为行为、人和环境三者之间存在三元交互关系(Bandura, 2002b)，其中，外部环境和个体认知都会对行为产生影响，该理论强调了个体主观能动性的作用。
1.1. 领导底线心智与员工道德推脱
以往研究表明，追随者的道德推脱作为一种道德决定结果受到领导者的影响(Farasat & Azam, 2020)。拥有底线心智的领导过于执着于实现底线结果，而忽略了组织系统本质上是多价的事实，通常不能体现社会传播的道德规范(Wolfe, 1988)，他们不关注员工的行为是否符合道德规范。这种具体“不惜一切代价取胜”思维的领导作为一种外在环境驱动，可能会致使员工的道德自我调节过程失活，即产生道德推脱(Farasat & Azam, 2020)。因此，本研究提出：
假设1：领导底线心智促进员工的道德推脱。
1.2. 领导煽动辱虐管理的调节作用
根据社会认知理论，当一个人面对环境或事件刺激时，有三种广泛的或八种具体的相互关联的道德推脱机制：1) 对不道德行为进行认知重构(道德辩护、委婉标签、有利比较)；2) 模糊或扭曲后果(转移责任、分散责任和扭曲后果)；3) 贬低目标(非人化和归咎于责任) (Bandura, 2002a)。本文将在下文解释领导煽动辱虐管理如何通过上述三种道德脱离机制来调节领导底线心智对员工道德脱离的影响。
首先是认知重构。根据社会认知理论，除直接模仿榜样的行为外，观察者还可以抽象出支配行为的背后的原则，继而产生超越行为表象的新行为(Lian et al., 2022)。具体来说，领导的辱虐管理行为通常表现为辱骂与违背承诺等非道德行为，由此可见，领导的辱虐管理行为将强化领导底线心智对员工产生的负面道德影响。
其次是模糊或扭曲后果。辱虐管理通常在下属未能满足领导期望时出现，反过来，辱虐管理会使员工更加强烈地感受到因无法实现领导底线目标带来的负面后果，员工可能会掩盖或扭曲不道德行为的负面影响，导致更强的道德脱离(Bandura, 2002a)。
最后是贬低目标。若拥有底线心智的领导较少采用辱虐管理的方式，那么当员工面对的负面后果将减少，这有效降低了领导的底线目标带来的压力。该情形下，由于违背道德标准和社会规范往往会产生负罪感(陈默，梁建，2017)，员工可能会认为没有必要为了达到底线目标而挑战道德标准，从而降低道德推脱的可能性。据此，本文提出以下假设：
假设2：领导底线心智与道德推脱之间的关系会受到领导煽动辱虐管理的调节作用，即领导煽动辱虐管理水平越高，领导底线心智与员工道德推脱的关系越强。
1.3. 员工回报预期的调节作用
根据社会认知理论，当一个人面对环境或事件刺激时，有三种广泛的或八种具体的相互关联的道德推脱机制：1) 对不道德行为进行认知重构(道德辩护、委婉标签、有利比较)；2) 模糊或扭曲后果(转移责任、分散责任和扭曲后果)；3) 贬低目标(非人化和归咎于责任) (Bandura, 2002a)。本文将在下文解释领导煽动辱虐管理如何通过上述三种道德脱离机制来调节领导底线心智对员工道德脱离的影响。
首先是认知重构。根据社会认知理论，除直接模仿榜样的行为外，观察者还可以抽象出支配行为的背后的原则，继而产生超越行为表象的新行为(Lian et al., 2022)。具体来说，领导的辱虐管理行为通常表现为辱骂与违背承诺等非道德行为，由此可见，领导的辱虐管理行为将强化领导底线心智对员工产生的负面道德影响。
其次是模糊或扭曲后果。辱虐管理通常在下属未能满足领导期望时出现，反过来，辱虐管理会使员工更加强烈地感受到因无法实现领导底线目标带来的负面后果，员工可能会掩盖或扭曲不道德行为的负面影响，导致更强的道德脱离(Bandura, 2002a)。
最后是贬低目标。若拥有底线心智的领导较少采用辱虐管理的方式，那么当员工面对的负面后果将减少，这有效降低了领导的底线目标带来的压力。该情形下，由于违背道德标准和社会规范往往会产生负罪感(陈默，梁建，2017)，员工可能会认为没有必要为了达到底线目标而挑战道德标准，从而降低道德推脱的可能性。据此，本文提出以下假设：
假设2：领导底线心智与道德推脱之间的关系会受到领导煽动辱虐管理的调节作用，即领导煽动辱虐管理水平越高，领导底线心智与员工道德推脱的关系越强。
1.4. 整合模型
综合前述假设，本研究实际上构建了一个两阶段有调节的中介作用模型(如图1)，用来描绘员工观察领导底线心智学习到的道德原则(即道德推脱)如何指导员工的绩效行为。
假设4：领导煽动辱虐管理和员工回报预期依次调节领导底线心智和通过员工道德推脱对员工工作绩效之间的间接影响。领导煽动辱虐管理会加强该间接影响，并且间接影响的方向取决于员工的回报预期的高低，当员工回报预期较高时，为正向的间接影响；当员工回报预期较低时，为负向的间接影响。
2. 研究方法
2.1. 研究样本及程序
本研究在安徽和湖南的3家企业(主要涉及汽车零部件制造和医药行业)中进行问卷调研与数据收集。研究人员请部门主管其按员工工号任意抽取部门中3~6名员工参与此次的问卷调查。其次，为避免共同方法偏差，我们采用主管−员工匹配调查的方式，在两个时间点进行问卷收集。在问卷调查时，研究人员将用信封装袋的调查问卷发给员工和主管填写，要求员工报告人口学变量、领导底线心智、道德推脱、回报预期等信息，并让主管评价针对这些下属实施的辱虐管理行为(时间点1)；大约3个月以后，我们要求主管对这些下属的工作绩效进行评价(时间点2)。在问卷调查时，被试们均被告知所收集的数据均用于学术研究，不做个案分析；同时被试们在填写完相关的调查问卷以后，被要求立即将问卷放回信封并密封，当场交给我们的研究人员。每个被试在完成问卷调查后，均会获得一份精美的礼品作为回报。
本研究采用以下标准检验问卷的有效性：1) 每位主管评价不少于3位下属；2) 是否可以通过工号等有效地匹配主管和员工。共获取66名主管和288名下属的有效配对问卷，平均每位主管评价4.36位下属。在这288名下属员工中，30岁以下的员工占45.8%；专科以上学历的员工占58.3%；男性占49.6%；在该公司工作超过3年的员工占58.0%；在团队规模方面，20人以上的占32.3%，10至19人的占42.7%，3至9人的占25.0%。
2.2. 测量工具
领导底线心智。本研究采用Greenbaum等(2012)开发量表来测量领导底线心智，共4个条目。该量表的内部一致性系数为0.95。
员工道德推脱。本研究采用Moore等(2012)编制的量表来测量道德推脱，共8个条目。该量表的内部一致性系数分别为0.79。
员工工作绩效。本研究采用樊景立和郑伯埙(1997)编制的量表来测量员工工作绩效，共4个条目(由主管评价)。该量表的内部一致性系数分别为0.90。
领导煽动辱虐管理。本研究采用Mitchell和Ambrose (2007)编制的简版辱虐管理量表来测量领导针对下属实施的辱虐管理行为，共5个条目(由主管自评)。同时，我们采用Liao等(2018)的做法，通过主管自我报告的方法来评价主管对下属实施的辱虐管理行为。该量表的内部一致性系数分别为0.94。
员工回报预期。我们借鉴Zeng等(2018)的做法，采用5个条目来测量回报预期。该量表的内部一致性系数分别为0.90。
控制变量。以往研究表明，员工性别和年龄等人口统计学变量与不道德行为相关(Kish-Gephart et al., 2010)。本文将员工的年龄与性别作控制变量。除此之外，员工的受教育程度、工作年限和团体规模也对员工态度和行为产生了重要影响(Chen et al., 2007; Jackson et al., 1991)，因此，本研究进而对团队规模、员工的工作年限和受教育程度进行了控制。本研究中所有量表均采用7点计分(1 = “完全反对”；7 = “完全同意”)。
2.3. 数据分析策略
由于本研究中我们将采用Edwards和Lambert (2007)的路径分析方法，通过Mplus 8.3软件进行多水平结构方程建模，调节效应检验时，我们根据刘东等(2018)的建议，采用组中心化的策略(group-mean centering)来构建自变量和调节变量的交互项；同时，我们通过蒙特卡罗再抽样法(Monte Carlo resampling method)来确认中介效应以及有调节的中介效应的显著性程度。
3. 研究结果
3.1. 构念效度的验证性因子分析
本研究采用LISREL 8.8软件。验证性因子分析结果如表1所示，五因子模型中各因子的因子负荷及T值均达到了0.05的显著性水平且没有不恰当解，说明本文涉及的几个构念均具有较好的聚合效度；同时，与其他几个竞争模型相比，五因子模型对数据拟合最佳(c2/df = 2.83、NNFI = 0.93、CFI = 0.94、RMSEA = 0.08)，说明本文所涉及的五个变量是五个不同的构念，具有良好的区分效度。
Table 1. Confirmatory factor analysis of core variables
表1. 核心变量的验证性因子分析
注：N = 288。BLM = 领导底线心智，MD = 员工道德推脱，JP = 员工工作绩效，MIAS = 领导煽动辱虐，RE = 员工回报预期。
3.2. 描述统计
表2显示了各变量的标准差、均值、信度和相关系数。从表2可以看出，样本中领导底线心智与员工道德推脱均呈显著正相关(r = 0.25, p < 0.001)，领导底线心智与员工工作绩效没有显著相关关系(r = 0.05, n.s.)。员工道德推脱与其工作绩效不直接相关(r = −0.03, n.s.)，这些结果与本研究的理论预期基本相符。
Table 2. Descriptive statistics for each variable
表2. 各变量的描述统计
注：N = 288；性别：1 = 男性、2 = 女性；部门人数：1 = 3~9人、2 = 10~19人、3 = 20人以上；教育水平：1 = 专科及以下、2 =本科、3 = 硕士、4 = 博士；年龄：1 = 小于19岁、2 = 20~29岁、3 = 30~39岁、4 = 40岁以上；工作年限：1 = 不到一年、2 = 1~3年、3 = 3~5年、4 = 5~10年、5 = 10年以上。*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。BLM = 领导底线心智，MD = 员工道德推脱，JP = 员工工作绩效，MIAS = 领导煽动辱虐，RE = 员工回报预期。
3.3. 假设检验
我们以工作绩效和道德推脱为因变量，以部门编号为自变量，做虚无模型检验，结果显示在团队(部门)间的变异成分均显著地异于0 (样本：ICC1工作绩效 = 0.54，p < 0.001；ICC1道德推脱 = 0.35，p < 0.001)，这符合多水平数据分析的基本前提条件(Hofmann, 2002)。
表3的调节效应分析结果显示，在控制了员工的性别、年龄、受教育程度、任职年限和部门人数后，样本中领导底线心智对员工道德推脱的主效应均显著(b = 0.09, SE = 0.05, t = 2.07, p < 0.05)，故假设1得到验证。
如表3所示，本研究在的关系(b = 0.41, SE = 0.18, t = 2.21, p< 0.05)。同时，为更加准确地判断调节效应的显著性，我们将平均值加减一个标准差，以此将领导煽动辱虐管理分为高低两个水平，对调节效应做简单斜率分析。图2结果表明，高辱虐管理水平的条件下，领导底线心智对员工道德推脱存在显著的正向影响(b = 0.51, p < 0.05)；相比较而言，低辱虐管理水平的条件下，领导底线心智对员工道德推脱的影响不显著(b = −0.32, n.s.)。故假设2得到了支持。
Figure 2. The moderator role of instigated abusive supervision
图2. 领导煽动辱虐管理的调节作用
表3结果表明，在样本中员工的回报预期与道德推脱的交互项对员工工作绩效具有显著的预测效果(b = 0.18, SE = 0.09, t = 2.00, p < 0.05)。我们采用样本进行简单斜率分析，结果表明员工在高回报预期的条件下，道德推脱对工作绩效的影响较弱(b = 0.17, n.s.)，而在低回报预期的条件下，道德推脱对工作绩效的影响存在显著的负向影响(b = −0.27 p < 0.05)。由此，假设3得到了部分证明。
Table 3. Analysis of moderating effects
表3. 调节效应分析
注：N = 288。BLM = 领导底线心智，MD = 员工道德推脱，JP = 员工工作绩效，MIAS = 领导煽动辱虐，RE = 员工回报预期；*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
4. 研究结论与讨论
本研究发现：1) 领导底线心智会激发员工的道德推脱认知倾向；2) 上述驱动过程受到了领导煽动辱虐管理的显著调节作用；3) 在回报预期较低的情况下，员工的道德推脱降低其工作绩效；4) 当且仅当领导煽动辱虐管理水平较高和员工回报预期较低时，领导底线心智通过道德推脱对员工工作绩效产生负向的间接影响。
总体而言，本文的理论贡献主要体现在以下几个方面：
首先，本文通过引入社会认知理论拓展了领导底线心智与工作绩效关系的研究视角。本研究为领导底线心智与员工工作绩效的关系提供了更加全面的理解。此外，本研究为明晰领导底线心智与员工绩效之间的关系提供了一种新的解释机制。最后，本研究延展了员工工作绩效的驱动因素及机制范畴。
本研究具有一定的实践指导意义。本研究提示管理者一味强调经济底线的思维模式存在一定潜在的危害，组织应首要重视对领导与员工的道德教育，选择、确定和提拔既重视生产力又重视道德、和谐和服务的领导(Valentine et al., 2014)。提示组织应当对员工的回报预期给予更多的关注。研究设计上，未来研究可通过员工报告的方式进行领导辱虐管理的测量。可进一步使用纵向研究设计、实验设计或深度访谈等质性研究方法，以加强因果关系的推断。研究内容上，领导底线心智对员工工作绩效的影响机制与边界条件有待延申，可从情绪因素视角出发，进一步明晰领导底线心智与员工工作绩效之间的关系，可以进一步探讨自我效能发挥的调节作用。