职场谣言对员工工作绩效和组织情感承诺的影响

权和员工的参与，它能有效激发员工的主观能动性，增强员工的自我指导和自我调控的能力，从而促进了员工组织自尊水平的提升(Korman,1970; Pierce and Gardner,2004)；（2）人际互动信号（interpersonal signals）。组织中的人际互动信号也是影响组织自尊的重要因素之一，这是因员工往往会倾向于将他人的社会评价（如领导、同事或是下属的评价）内化为自我的评价(Korman,1970)。因此，当组织中他人的社会评价比较正面时（如能力强、有价值和贡献高等），员工的组织自尊水平会提升。反之，当他人的社会评价比较负面时（如品德水平低下、能力弱和贡献低等），员工的组织自尊水平就会降低(Korman,1970; Korman,1976)；（3）员工个人的工作经历（personal work experiences）。一般而言，成功的工作经历会提升员工的自我效能感，并进而正面地影响其组织自尊，而失败的工作经历则会促使员工产生挫败感，进而削弱其组织自尊(Gardner and

Pierce,2001; Pierce and Gardner,2004)。

职场负面谣言本质上代表了一种负面的人际互动信号，它往往传递着这样的信息：被造谣者在工作和/或生活方面是存在污点或问题的（如有道德败坏），是不会受到他人尊敬、信任和赏识的(Chandra and

Robinson,2010)。根据组织自尊理论中人际互动信号的观点(Pierce and Gardner,2004)，我们可以推论，当员工

成为职场负面谣言的受害者时，其感知到的在组织中自我价值就会减低，进而削弱其组织自尊。本研究的这种推论也在很大程度上契合了近年来人际互动领域的研究成果：领导或同事的信任和关怀有助于提升员工的组织自尊，而领导或同事的歧视和排斥则会削弱员工的组织自尊(Chattopadhyay and George,2001; Heck et

al.,2005; Kark and Shamir,2002; Lee,2003; McAllister and Bigley,2002; Wu et al.,2011)。

组织自尊深刻地影响着员工的工作态度和行为。组织自尊理论中的自我一致性（self-consistency）的观点认为，员工会试图保持自我认知与态度和行为之间的一致性(Korman,1970)。高组织自尊的员工相信自己在组织中是有价值的，为了维持正面的自我认知，其往往倾向于表现出积极的工作态度和行为，如表现出高度的情感承诺、低水平的离职意愿以及高水平的工作绩效和组织公民行为等。相对的，低组织自尊的员工由于无法在组织中获得价值认同（对自身有负面的认知），其往往会表现出消极的工作态度和行为(Pierce and

Gardner,2004)。相关的实证研究成果也验证了这一理论观点，如研究表明，组织自尊对员工的组织情感承诺、

工作满意度、工作绩效、组织公民行为、建言行为和创造力具有正向的影响，而对员工的离职倾向、旷工和组织偏差行为则具有负向的影响(Chattopadhyay and George,2001; Chen and Aryee,2007; Erez and Judge,2001;

Murray et al.,2000; Van Dyne and Pierce,2004).

基于以上论述，我们可以得出，职场负面谣言很可能会对员工的组织自尊产生负面的影响，并进而影响到员工的工作绩效和组织情感承诺，即组织自尊在职场负面谣言与员工工作绩效和组织情感承诺之间起着中介的作用。由此，我们提出以下假设：

假设3：组织自尊在职场负面谣言与员工工作绩效之间起着中介的作用。 假设4：组织自尊在职场负面谣言与员工组织情感承诺之间起着中介的作用。

（三）恶意归因倾向的调节作用

对于归因的研究最早可追溯自心理学家对于人际知觉的研究。所谓恶意归因倾向（hostile attribution bias）是指个体倾向于将模棱两可的情境作恶意性解释(Adams and John,1997)。恶意归因倾向高的个体对他人

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的行为很敏感，在分不清楚他人行为背后的动机时，会倾向于将他人的行为做恶意性的解释。例如，当受到同事轻微的、并非恶意的人际冒犯时，恶意归因倾向高的员工很可能会认为这种冒犯就是刻意的；当同事提供无私帮助的时候，恶意归因倾向高的员工可能会认为同事的这些帮助并非是真心的，而质疑其背后的动机。而恶意归因倾向低的个体对他人的行为则不那么敏感，在分不清楚他人行为背后的动机时，会倾向于将他人的行为做中性甚至善意的解释(Adams and John,1997)。研究表明，相对于恶意归因倾向低的个体，恶意归因倾向高的个体更易受到负面事件的冲击，并表现出更多的攻击行为(Bailey and Ostrov,2008; Hoobler

and Brass,2006)。

组织自尊反映了员工作为特定组织成员的自我价值感。根据组织自尊理论中人际互动信号的观点，员工对于组织中人际互动信息的解读将会深刻地影响到其组织自尊水平(Pierce and Gardner,2004)。如前所述，职场负面谣言传播的往往是各类“似是而非”的负面信息(Foster,2004)。当恶意归因倾向高的员工感受到模棱两可的职场负面谣言时，很可能会放大其恶意性，认为是他人的蓄意造谣攻击。这种负面的解读会让员工感到自己并没有受到组织中他人的尊敬，从而削弱其在组织中的自我价值感，即降低了员工的组织自尊。相对的，恶意归因倾向低的员工则相对客观和冷静，倾向于对模棱两可的职场负面谣言做中性甚至善意的解释(Milich and Dodge,1984)。因此，恶意归因倾向低的员工在遭遇职场负面谣言时，往往能够更好地进行调适，从而削弱职场负面谣言对于员工组织自尊的影响。基于以上论述，我们提出以下假设：

假设5：员工恶意归因倾向对职场负面谣言与组织自尊之间的关系具有调节的作用。员工恶意归因倾向越高，职场负面谣言与组织自尊之间的负向联系就越强。

在以上的论述中，我们假定：（1）组织自尊在职场负面谣言与员工工作绩效和情感承诺之间起着中介的作用；（2）员工恶意归因倾向会强化职场负面谣言对组织自尊的负面影响（调节第一阶段的影响），但并不会影响组织自尊与员工工作绩效和情感承诺之间的正向关系（不调节第二阶段的影响）。根据这些假定，我们可以进一步地推论，员工恶意归因倾向越高，职场负面谣言通过组织自尊进而对员工工作绩效和情感承诺产生的负面效应（间接效应）就越强1。也即，员工的恶意归因倾向越高，组织自尊在职场负面谣言与员工工作绩效/情感承诺之间所起的中介效应就越强。

假设6：员工恶意归因倾向越高，组织自尊在职场负面谣言与员工工作绩效之间所起的中介效应就越强 假设7：员工恶意归因倾向越高，组织自尊在职场负面谣言与员工情感承诺之间所起的中介效应就越强

三、研究方法

（一）研究样本

数据采集自河南省一家大型企业集团（主要从事机械制造），调研对象是集团旗下三个子公司中的各级员工及其领导。数据收集的过程是在公司人力资源部门的支持配合下完成的。调研之前，研究者先和人力资源专员一同随机挑选了调研对象，共锁定了513名目标员工及其直接主管，然后由研究者对这些员工和主管逐一进行了配对和编号。为尽量减少同源偏差(common method variance)(Podsakoff et al.,2003)，本研究先后 1

间接效应为第一阶段影响系数和第二阶段影响系数的乘积。

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进行了3次问卷调研，前后间隔10个月：（1）第1次的调研（T1）对象是员工，调研的内容包括员工的个人的背景信息、职场负面谣言以及员工的恶意归因倾向；（2）5个月后实施第2次调研(T2)，仍旧针对员工，调研的内容包括员工的组织自尊和员工的组织情感承诺；（3）10个月后的第3次调研对象是员工的主管 (T3)，调研的内容主要是员工工作绩效。每次的问卷填完后，填答者都需将问卷封入信封并密封后直接寄给研究者，或交由人力资源部门集中收回后统一交给研究者。

在第1次的调研中，我们共发出513份员工问卷，回收了381份有效的问卷，回收率为74.3%。在第2次调研中，我们对有效填写了第一次调研的381名员工再次发放了问卷，共回收291份有效问卷，回收率为76.4%。在第3次调研对象是与员工配对的主管，剔除了10名已经离职或岗位发生了变化的主管后，共发放问卷281份，回收了231份有效问卷。因此，总体样本由231名份员工问卷及配对的231份主管问卷构成。在这231名员工中，男性占58.9%，样本的平均年龄为32.37岁（标准差 = 7.69），平均工作年资为6.60（标准差 = 4.70）。从组织层级来看，48.5%是基层员工，39.8%是基层领导，11.7%是中层领导。

（二）变量测量

为确保测量工具的效度及信度，本研究尽量采用现有文献已使用过的量表（除职场负面谣言外），再根据本研究的目的加以适当修改作为搜集实证资料的工具。

职场负面谣言：目前，国际上并没有成熟的职场负面谣言量表。为此，我们采取了以下方法以求开发出适合中国组织情境的职场负面谣言量表：（1）深度访谈。我们从调研的企业中随机抽取了30名员工（这部分员工没有参与之后正式的问卷调查），结合职场负面谣言的定义（员工在职场中感受到的他人在背后谈论或恶意散播其个人的负面消息）对这些员工进行了访谈。访谈以个别访谈的形式进行，通过访谈归纳和收集具体的条目，并根据访谈中条目被提及的频次，选取了频次大于10的条目，共得到5个题项；（2）参考国外相关研究和问卷。我们参考了以往研究对于职场谣言的界定和衡量（Chandra & Robinson, 2010），进行修改后共得到3个题项。将这些题项与访谈获得的5题项汇总，得到由8个题项组成的初始测量问卷。（3）评定和修改初始问卷。我们再次从调研的企业中随机抽取30名公司员工（这部分员工也没有参与之后正式的问卷调查）就初试问卷题项所描述的内容与现实情况的符合程度进行评价，调整表述使得更容易理解。同时，我们请人力资源与组织行为学专家和访谈企业的人力资源部经理对问卷的科学性和适合性进行评定。综合这些反馈，我们删除了2个题项，最终得到由6个题项组成的测量量表。

在正式调查中，我们运用以上6个题项的量表来测量职场负面谣言。员工基于likert-5点评分方法进行自评（1=非常不同意；2=不同意；3=中立；4=同意；5=非常同意）。为了检验量表的信度和效度，我们对样本数据进行了探索性因素分析（Exploratory factor analysis, EFA）。探索性因素分析遵循以下一些原则：（1）因子特征值大于1；（2）各个题项的因子负荷（Factor loading）值大于0.5；（3）不存在交叉负荷（Cross-loading）的情况；（4）每个因子的题项数应尽量大于2项，且其包含题项的信度应大于0.7；（5）因子对方差的总解释度大于60%。探索性因素分析的结果（如表1所示）表明：（1）特征根大于1的因子只有一个；（2）6个题项在该因子上的载荷全部大于0.5；（3）该因子解释的方差达到76.25%；（4）该因子包含的6个题项的信度为0.94。以上结果表明，职场负面谣言是一个单维度的概念，它具有良好的信度和效度。

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表1 职场负面谣言的探索性因素分析结果

在组织中，他人（同事/领导）在背后散布一些针对我的、不切实际的“贪腐信息” 在组织中，他人（同事/领导）在背后议论着我的“是非” 在组织中，他人（同事/领导）在背后散播我的“桃色绯闻” 在组织中，他人（同事/领导）在背后散布着一些不利于我的消息 在组织中，他人（同事/领导）在背后散播关于我的负面谣言

在组织中，他人（同事/领导）在背后散布一些针对我的、负面的指控 对总方差解释力 (%) 信度

.89 .89 .89 .88 .86 .85 76.25 0.94

员工的恶意归因倾向：采用Adams和John(1997)所编制的6个题项的量表，此量表由员工进行自我评价，示例问题如：“当一个人给我好处时，我常想着这个人背后的动机”、“大多数人都会运用一些不公平的手段来获取利益”。员工基于likert-5点评分方法进行评价（1=非常不同意；2=不同意；3=中立；4=同意；5=非常同意）。该量表在本研究中的信度系数为0.85，这表明该量表具有良好的信度。

组织自尊：采用Pierce et al.(1989)所编制的10个题项的量表，此量表由员工进行自我评价，示例问题如：“我在组织中有一定的份量”、“在组织中，我是有价值的人”。员工基于likert-5点评分方法进行评价（1=非常不同意；2=不同意；3=中立；4=同意；5=非常同意）。该量表在本研究中的信度系数为0.96，这表明该量表具有良好的信度。

员工工作绩效：采用Hui et al.(1999)所编制的5个题项的量表，此量表由员工的主管进行评价，示例问题如：“该员工能满足所有正式工作的绩效要求”、“该员工从未疏忽过本该完成的工作”。主管基于likert-5点评分方法进行评价（1=非常不同意；2=不同意；3=中立；4=同意；5=非常同意）。该量表在本研究中的信度系数为0.85，这表明该量表具有良好的信度。

组织情感承诺：采用Meyer和Allen(1991)编制的8个题项的量表，此量表由员工进行自我评价，示例问题如：“在组织里，我觉得自己是大家庭里的一份子”、“我觉得在感情上属于这个组织”。员工基于likert-5点评分方法进行评价（1=非常不同意；2=不同意；3=中立；4=同意；5=非常同意）。该量表在本研究中的信度系数为0.93，这表明该量表具有良好的信度。

控制变量：以往的研究表明，员工的背景变量（如年龄、性别、组织年资和组织层级）会影响员工的工作绩效和组织情感承诺(Ng & Feldman, 2008)。因此，本研究将员工的年龄、性别、组织年资和组织层级作为控制变量处理。

四、数据分析和结果

（一）变量之间的区分效度的验证性因素分析

为了检验关键变量“职场负面谣言”、“恶意归因倾向”、“组织自尊”、“组织情感承诺”和“工作绩效”之间的区分效度以及各个测量量表的相应测量参数，本研究采用AMOS 17.0对关键变量进行验证性因素分析（confirmatory factor analyses, CFA）分析，在四因子模型、三因子模型以及单因子模型之间进行对比。结果

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