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摘要研究以20家服务型企业的327名一线员工作为调研对象，通过嵌入理论框架，选择消极情绪、员工心理复原力作为中介变量与调节变量，通过规范的实证研究揭示职场霸凌对员工破坏行为的影响路径与作用机制。研究发现，职场霸凌是滋生员工消极情绪的诱因，对消极情绪的产生具有显著的正向影响，也是员工破坏行为的诱因。此外，员工心理复原力也在此过程中起着重要的调节作用，并且员工心理复原力越高就越能削弱消极情绪对破坏行为的影响。基于分析结论，本研究试图为服务型企业的管理战略提供理论依据与实证支持。
关键词职场霸凌；破坏行为；消极情绪；心理复原力；作用机制
分类号B848.6
DOI： 1016842/jcnkiissn2095-55882017010011
引言
由于生活节奏的加快、工作压力的增强，员工破坏行为在工作场所中屡有发生，调查显示，85%以上的一线员工承认自己有过破坏行为，且所有被访员工都表示曾亲眼目睹过职场破坏行为（Harris & Ogbonna， 2002）。每年由员工破坏行为给全球企业所造成的额外成本已高达42亿美元，这一不良现象所引起的法律诉讼、低效生产和负面形象，使企业蒙受巨大的经济损失（刘嫦娥， 戴万稳， 2012）。但现有研究过分针对于破坏行为所产生的后果，对引起破坏行为前置因素的研究则相对较少（Dunlop & Lee， 2004）。然而，从社会交换理论的角度分析，员工破坏行为的产生极有可能与员工所遭遇的职场霸凌有关。依托相关研究，笔者认为职场霸凌作为职场工作中员工社会心理危害的重要因素，对诱发破坏行为具有不可忽视的作用。职场霸凌是一个既复杂又隐晦的概念，是工作场所中组织文化等相关前置因素不良运作下的产物，其表现形式相当多元（Einarsen， Hoel， & Notelaers， 2009），员工若长期遭受职场霸凌的侵蚀，不仅会造成个人身体及心理上的困扰，還将引起员工持续性的情绪和心理上的敌意对待，把负面情绪发泄到周围环境、顾客或同事身上（Mitchell & Ambrose， 2007），最终导致职场破坏行为的产生。目前虽有一些研究探讨职场霸凌对破坏行为的影响，但大多基于西方情境，然而我国企业中的职场霸凌现象比西方更明显，这可能与我国文化环境相适应。在权力距离大、强调集体主义的社会环境中，领导对员工采用相对粗暴的管理方式被视为理所应当，尤其是在服务行业中更易滋生职场霸凌。基于此，本研究拟在中国情境下探讨职场霸凌对员工破坏行为的影响机制。
2文献回顾与研究假设
21研究框架
尽管职场霸凌可能会影响员工破坏行为，但却不能简单地将职场霸凌与破坏行为相联系，还应尽可能考察诱发破坏行为的中介变量。近年来开始有研究者从不同视角及理论对职场霸凌的作用机制进行深入探索，研究主要关注了心理安全感（吴维库， 王未， 刘军， 2012）、情绪耗竭（Chi & Liang， 2013）在诱发破坏行为中所起的中介效用。职场霸凌被认为是一种不公正的组织行为，容易导致同事间、上下级关系的紧张，致使员工产生消极情绪，而这些负面情感会最终导致破坏行为的产生。由此，本研究在探讨职场霸凌与员工破坏行为之间的关系时，引入消极情绪的分析视角，进一步探究消极情绪在以上关系中所起的中介作用。另外，由于员工个体的差异，同等程度消极情绪的感受差异以及相应的反应程度不同，所以员工个体的控制能力往往会左右消极情绪的作用效果。相关研究显示，心理复原力差的人对烦恼所造成的影响更加敏感，更容易产生破坏行为（Marcus & Schuler， 2004）。由此本研究在分析消极情绪的中介作用效果时融入了心理复原力作为调节变量，更细致地诠释了职场霸凌对员工破坏行为的作用机理，研究框架见图1。
22职场霸凌与员工破坏行为
对破坏行为的研究起源于20世纪初，界定为“产生不良后果的行为”或“没有生产性的行为”。并且，过去有关破坏行为的研究都是针对非服务业来展开的，直到21世纪初，服务人员破坏行为这一理念才被首次提出（李新霞， 2012），其定义是：在向顾客提供服务的过程中，从业人员故意做出对服务造成负面影响的行为。这种行为会导致组织绩效的下滑，干扰组织目标的顺利实现（Harrington， 2002）。服务人员的破坏行为会对顾客满意度产生消极影响，最终导致顾客忠诚度的下降（Gremler & Gwinner， 2003）。
心理技术与应用5卷
1期蔡礼彬刘博： 职场霸凌对员工破坏行为的影响： 消极情绪与心理复原力作用
导致破坏行为的前置影响因素众多，这些因素可概括为人和环境两大类。其中人的因素主要源于管理者和同事的职场霸凌行为（于伟， 张鹏， 2015），其中包含言语、肢体、心理上的虐待等。职场霸凌还被定义为一种组织成员间的互动，其特点在于一方对另一方重复进行敌意性的言语或非言语攻击，对霸凌目标造成负向影响（Salin， 2008）。目前，国内外关于职场霸凌的研究较少，对这一话题的界定还在延伸，笔者在参考相关文献的基础上，对职场霸凌的概念和表现形式进行梳理，大致从上级管理者辱虐管理以及同事间的职场排斥两个维度进行了阐述，详情见表1。
组织因素也会影响员工破坏行为，例如紧张的同事关系以及职场排斥力也会进一步增加员工破坏行为的发生概率。学者通过对北美各国中包括服务业在内的多类行业的研究发现，同事排斥不仅会导致员工在对顾客服务时产生消极行为，更有可能诱发员工蓄意报复等职场破坏行为（Hershcovis， 2012）。员工对顾客的破坏行为能够通过改变组织服务氛围的方式降低同事服务绩效，使团队在对顾客服务时产生更多的破坏行为，形成恶性循环（Yang， 2009）。根据社会学习理论，上级领导的行为往往会成为下属行为的典范。遭受过领导辱骂、挖苦等职场霸凌行为的员工，在与同事相处的过程中会对他人表现出同样的态度，并引发破坏行为（唐贵瑶， 胡冬青， 吴隆增， 2014）。可见职场霸凌极有可能是诱发员工破坏行为的元凶，由此本研究提出以下假设： H1：职场霸凌对诱发员工破坏行为具有正向影响。表1职场霸凌的概念和形式界定
维度概念及表现形式研究人员上级管理者
的辱虐管理主要是指工作场所中蓄意的、重复的人际敌意行为，严重损害了霸凌目标的健康与经济情况。职场霸凌与许多行为有关，通常是隐晦且难以证明的，实施霸凌者通过一连串的行为，包括破坏、骚扰、欺负、忽略、羞辱等方式来伤害被霸凌者，对其日常工作造成负面影响。被霸凌者每周至少遭遇两次以上的负面经历，此情境持续半年以上且其没有能力抵抗和停止凌虐。Keashly & Jagatic， 2003；
Namie， 2003；
Rutherford & Rissel， 2004；
Farrel & Bobrowski， 2006；
Khalib & Ngan， 2006；
LutgenSandvik， Tracy & Albert， 2007；
Hutchinson， Wilkes & Jackson， 2008；来自于同事
的职场排斥员工觉察到职场工作中来自同事的排挤或歧视， 包括漠视、社交孤立、回避眼神交流等。同事排斥使员工失去了组织认同，且组织中的存在价值得不到感知。吴隆增， 刘军， 许浚， 2010；
Ferris， Brown， Berry & Lian， 2008； Feinberg， Willer & Schultz， 2014；23消极情绪的中介作用
在过去，情绪被视作工作外的“副产品”，近年研究显示，许多情境影响因素正是通过情绪和情感的桥梁对员工行为和态度乃至工作绩效产生作用（王宇清， 龙立荣， 周浩， 2012）。消极情绪是由于员工心情低落或陷于不愉悦境况而产生的不良体验，包括诸如焦虑、悲伤及愤怒等各種令人生厌的情绪感受（Watson， Clark & Tellegen， 1988）。此后，一些学者对消极情绪在情境因素转化至组织行为的因果链中所起的作用进行了检验。分析显示，消极情绪与程序和互动公正感均呈负相关，并对员工的组织行为产生影响（Barsky & Kaplan， 2007）。不少研究也发现不同类型的消极情绪都与人际关系和员工偏离行为呈显著正相关（Lee & Allen， 2002； Judge， Scott & Ilies， 2006； Rodell & Judge， 2009； Mayer， Thau， Workman， Dijke & Cremer， 2012），但这些消极情绪均源自于前置变量的影响。综合以上分析，本研究推论，员工面对职场霸凌展现出破坏行为的内在机制可能是通过消极情绪的中介实现的，即领导或同事间职场霸凌行为构成工作中的负面情感事件，在这些因素的持续影响之下，继而诱发员工与顾客及组织社会交换中的破坏行为。所以消极情绪可能在职场霸凌与员工破坏行为间起中介作用。因此，本研究提出假设：
H2：职场霸凌对员工消极情绪的产生具有正向影响作用。
H3：消极情绪对诱发员工破坏行为具有正向影响作用。
H4：消极情绪对职场霸凌与员工破坏行为的关系起中介作用。
24员工心理复原力的调节作用
消极情绪对员工破坏行为的影响可能存在很大差异，这种差异源于员工自身对消极情绪的心理复原力不同。复原力是指员工在应对危机环境变换时，可以灵活运用积极的心理潜能以及调动一切保护性资源适应并克服困难，能回复到良好适应状况的心理发展现象，从而达到环境与自身和谐发展的目的。心理复原力能有效带动处于逆境的员工幸福感增加和创伤后的迅速恢复，该主题现已成为积极心理学领域中的研究热点（Fredrickson， 2001）。心理复原力是心理学、情绪理论及人力资源等研究领域着重探讨的问题。已有研究显示，员工的心理复原力能有效地调节心理契约与员工偏差行为之间的负向关系，即心理契约违背时，与心理复原力强的员工相比，心理复原力差的员工职场偏差行为的发生率更高，而高水平心理复原力的个体更易表现出积极情绪性（Tugade， 2011）。鉴于此，本研究推测，心理复原力高的员工在面对消极情绪时更能有效地调整自己的心理状态，避免破坏行为的发生，于是提出以下假设：
H5：心理复原力对消极情绪和员工破坏行为之间的关系起到调节作用。且心理复原力越高的个体，越能有效避免因消极情绪而引起的员工破坏行为。
3研究设计
31研究对象
本研究选择服务业企业（包括餐饮业、旅游业、零售业）一线员工为研究对象，于2015年6～8月通过现场与邮件两种方式进行问卷调查。两种渠道共发放问卷400份，成功回收367份，成功回收率达到918%。剔除误答、漏答或明显带有规律性答案的问卷，共收回有效问卷327份，有效回收率为891%。现场发放问卷集中于山东省的青岛和济宁两市进行，分别对当地的20家服务型企业展开调查，其中包括11家星级酒店、2家旅行社以及7家零售型企业，在征得各企业管理人员的同意后展开调研。为提高受访员工的配合程度，向每位受访员工赠送一份纪念品以表示感谢，该方式获得的问卷占总数的69%。为了确保问卷的真实性，问卷内容不涉及个人信息，并强调调研结果主要用于分析总体情况。问卷填答后，告知被调研者自行将所填问卷放入事先准备好的信封中封闭后返还给课题组，以确保问卷的保密性。邮件调查则通过校友会、社会关系等方式完成，服务人员基本信息见表2。表2服务人员基本信息
项目人数百分/%项目人数百分/%性别男
女150
177459
541是否有过类似
职业经历是
否217
110664
336年龄18～25岁
26～35岁 36～45岁
46岁以上197
31
21
78602
95
64
239个人月收入2000元及以下
2001～4000元
4001～6000元
6001元及以上54
197
65
11165
602
199
34学历高中及以下
大专或本科
研究生及以上276
49
2844
150
06工作年限5年以下
6～10年
11～15年
16年以上157
123
43
4480
376
131
1232 研究工具
借鉴国内外知名学者编制的成熟的量表，归纳整理，得出职场霸凌、消极情绪、心理复原力以及服务业员工破坏行为测量问卷。问卷均采用李克特（Likert）五级量表进行数据统计，“1”代表非常不符合条目描述，“5”代表非常符合。应用SPSS 200对问卷进行统计分析，主要采用因子分析对问卷题项的信度和效度进行检验，并运用结构方程软件AMOS 170对各量表的区分效度进行验证。
（1）职场霸凌：该变量的测量采用Hutchinson，Wilkes，Vickers和Jackson（2008）开发的量表，共23个题项，由员工评价上级经理和同事的职场霸凌行为。该量表的Cronbachs α值为091（大于070即为高信度），表明该量表具有良好的信度。
（2）消极情绪：该变量调研指标参考Watson，Clark和Tellegen（1988）编制的消极情绪状态量表测量，该量表共涉及10个题项，让受试者评估自己在过去一个月中常感受到这种情绪的频率，分值越高，表示体验消极情绪的频率越高。该量表的Cronbachs α值为089。
（3）心理复原力：该变量的测量采用Conner与Davidson（2003）开发的量表，共5个题项，由员工自评，该量表的Cronbachs α值为081。
（4）破坏行为：该部分题项的选取是在综合Skarlicki（2008）所编制的员工破坏行为量表的基础上整合而成，共涉及7个项目，由员工自评，该量表的Cronbachs α值为0 75。
（5）控制变量：过往研究显示，员工的背景变量（如性别、年龄、受教育程度和工作年限）都会影响员工破坏行为，本研究将以上变量作为控制变量。控制变量除人口学变量之外，以往研究显示，角色冲突和角色模糊都会影响员工的各种工作后果变量，这种角色行为会给组织成员带来心理上、情感上的压力，降低员工对组织的信任及工作满意度，这种压力所引发的负面情绪必然要通过个体行为释放出来，如员工的消极情绪和反抗行为等。因此，本研究也将其作为控制变量处理。角色冲突和角色模糊的测量采用Rizzo，House和Lirtzman（1970）开发的量表，鉴于量表题项较多，对于每一个变量本研究选取了因子载荷最大的5个题项作为分析指标，量表的Cronbachs α值分别为076和081，表明量表具有良好的信度。
4数据分析和结果
41职场霸凌、消极情绪、心理复原力与破坏行为效度检验为了检验关键变量“职场霸凌”、“消极情绪”“心理复原力”“员工破坏行为”“角色冲突”和“角色模糊”之间的区分效度以及各个量表相应的测量参数，本研究采用AMOS 170通过验证性因素分析对关键变量进行测量，然后对比分析六因子模型、五因子模型以及单因子模型，检验结果参考表3。
表3职场霸凌、消极情绪、心理复原力与破坏行为量表的效度检验
χ2DfRMSEARMRTLICFI六因子模型58207340002004091091五因子模型a102129385013009074073五因子模型b109712385011010069070五因子模型c98631385011007071079單因子模型d216935370018019052035 注：将职场霸凌的题项简化为3个题项，a将职场霸凌和破坏行为合并为一个潜在因子；b将职场霸凌和消极情绪合并为一个潜在因子；c将消极情绪与员工破坏行为融合成一个潜在因子；d将所有项目融合为一个潜在因子。
检验结果显示，六因子模型吻合得较好（χ2=58207， p<005， RMSEA=002， RMR=004， TLI=091， CFI=091），且表3分析结果显示，这一模型要显著优于五因子模型和单因子模型的拟合优度，表明测量具有较好的区分效度。
42职场霸凌、消极情绪、心理复原力与破坏行为的相关分析由描述及相关性统计结果（表4）来看，职场霸凌与消极情绪（r=042， p<001）以及与员工破坏行为（r=029， p<001）均呈正向相关。另外，消极情绪与员工破坏行为之间（r=047， p<001）也具有显著的正相关关系。这表明本研究的假设得到了初步支持，可以进一步进行统计分析以检验变量之间的因果关系。43假设检验分析
431职场霸凌、消极情绪、心理复原力与破坏行为回归分析对上述假设采用层级回归法进行检验分析。由表5检验结果可知，职场霸凌对员工破坏行为（模型4， β=028， p<001）具有显著正向影响，同时对员工消极情绪（模型2， β=031， p<001）的产生具有显著正向影响，分析结果支持假设1和假设2。消极情绪对员工破坏行为（模型5， β=039， p<001）具有显著的正向影响，所以假设3也得到支持。此外，在引入消极情绪这一中介变量后，职场霸凌对员工破坏行为的影响变为不显著，而消极情绪对员工破坏行为（模型6， β=034， p<001）仍具有显著的正向影响，这使得假设H4得到支持。表4职场霸凌、消极情绪、心理复原力与破坏行为相关矩阵 变量12345678910性别-年龄004-受教育程度-006006-工作年限003044 瘙 毐 瘙 毐 007-角色冲突006-002003-017 瘙 毐 -角色模糊003-003001-006009-职场霸凌008-003-008001016 瘙 毐 027 瘙 毐 瘙 毐 -消极情绪006-006-002-004034 瘙 毐 瘙 毐 031 瘙 毐 瘙 毐 042 瘙 毐 瘙 毐 -心理复原力-003017 瘙 毐 005006-011-003-008-010-破坏行为009-007-010004039 瘙 毐 瘙 毐 035 瘙 毐 瘙 毐 029 瘙 毐 瘙 毐 047 瘙 毐 瘙 毐 -027 瘙 毐 瘙 毐 -平均值2931031398296301197265196371354标准差697054321071086024063019099079 注： 瘙 毐 为p<005， 瘙 毐 瘙 毐 为p<001； N=327，下同。
表5职场霸凌、消极情绪、心理复原力与破坏行为回归分析表
变量消极情绪员工破坏行为模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7模型8控制变量性别年龄受教育程度工作年限角色冲突角色模糊004-007-002011037 瘙 毐 瘙 毐 027 瘙 毐 瘙 毐 -001-004-001008 027 瘙 毐 瘙 毐 018 瘙 毐 瘙 毐 004000-003-007024 瘙 毐 瘙 毐 014 瘙 毐 007001-007-009025 瘙 毐 瘙 毐 007004005-011-016 瘙 毐 001002005005-007-014 瘙 毐 009001003007-009-017 瘙 毐 007020005002-008-015 瘙 毐 005004自变量职场霸凌 031 瘙 毐 瘙 毐 028 瘙 毐 瘙 毐 009011008中介变量消极情绪039 瘙 毐 瘙 毐 034 瘙 毐 瘙 毐 039 瘙 毐 瘙 毐 041调节变量心理复原力-010-007交互效应消极情绪×
心理复原力
-017 瘙 毐 R2019027014021027022031019F627 瘙 毐 瘙 毐 964 瘙 毐 瘙 毐 524 瘙 毐 瘙 毐 608 瘙 毐 瘙 毐 1201 瘙 毐 瘙 毐 922 瘙 毐 瘙 毐 1119 瘙 毐 瘙 毐 1231 瘙 毐 瘙 毐 ΔR2007 014008013009012012019ΔF956 瘙 毐 瘙 毐 2121 瘙 毐 瘙 毐 1438 瘙 毐 瘙 毐 1269 瘙 毐 瘙 毐 4125 瘙 毐 瘙 毐 2931 瘙 毐 瘙 毐 3659 瘙 毐 瘙 毐 3027 瘙 毐 瘙 毐
432心理复原力的调节效应
本研究将员工破坏行为设为因变量，加入控制变量、自变量和调节变量，并引入自变量和调节变量的乘积项。在构造自变量和调节变量的乘积项的过程中，将自变量和调节变量分别标准化以便消除共线性。由表5层级回归分析结果可知，消极情绪与心理复原力的交互项对员工破坏行为（模型8， β=-017， p<005）具有显著的负向影响，这表示心理复原力越高，员工消极情绪与破坏行为之间的正向关系就越小，假设H5也得到支持。本研究分别以高于均值一个标准差和低于均值一个标准差为基准，描绘了心理复原力不同的两类员工在消极情绪影响下所表现出的破坏行为的差别（见图2）。图像清晰显示，心理复原力强的员工能更好地控制消极情绪，防止破坏行为的发生。
图2心理复原力对消极情绪和员工破坏行为的调节效应
433心理复原力调节作用下消极情绪的中介效应检验为了研究不同心理复原力的员工，其消极情绪在职场霸凌与员工破坏行为的关系间所起的中介效应，本研究根据Edward和Lambert（2007）提出的拔靴法进行分析，结果见表6。员工心理复原力越低，则消极情绪对破坏行为的正向影响越大（r=051， p<001），而具有較高心理复原力的员工这种影响则越弱（r=015， p<005），这两个影响系数之间存在着显著的差异（Δr=-036， p<001），所以心理复原力会减弱消极情绪对员工破坏行为的正向影响。心理复原力越低的员工，职场霸凌对其破坏行为的间接作用越强（r=024， p<001），而对于高心理复原力的员工影响较小（r=011， p<005），且两者的差异亦显著（Δr=-013， p<005）。所以假设H5得到进一步支持。表6心理复原力调节作用下的消极情绪中介效应分析表
调节变量职场霸凌（X）→消极情绪（M）→员工破坏行为（Y）阶段效应第一阶段第二阶段直接效应间接效应总效应PMXPYMPYXPYM×PMXPYM+PYM×PMX低心理复原力039 瘙 毐 瘙 毐 051 瘙 毐 瘙 毐 015 瘙 毐 024 瘙 毐 瘙 毐 039 瘙 毐 瘙 毐 高心理复原力039 瘙 毐 瘙 毐 015 瘙 毐 015 瘙 毐 011 瘙 毐 026 瘙 毐 瘙 毐 差别Δr000-036 瘙 毐 瘙 毐 000-013 瘙 毐 -013 瘙 毐 注：PMX代表职场霸凌对消极情绪的影响；PYM代表消极情绪对员工破坏行为的影响；PYX代表职场霸凌对员工破坏行为的影响；高心理复原力代表均值增加1个标准差低心理复原力代表均值减1个标准差。
434检验结果汇总
研究表明，职场霸凌正向影响员工破坏行为且影响力较为显著，而消极情绪在两者关系中起到中介的作用，其中职场霸凌正向影响消极情绪，消极情绪对员工破坏行为也能起到显著的正向影响。并且，员工心理复原力能有效调节消极情绪与员工破坏行为之间的关系。员工心理复原力越高，消极情绪对破坏行为的正向影响力就越弱，消极情绪对职场霸凌与员工破坏行为的关系所起的中介作用就越小。最后将假设检验的结果进行汇总，见表7。表7假设检验结果汇总表 假设路径方向标准化路径系数显著性概率结果H1破坏行为 ← 职场霸凌0136 瘙 毐 通过H2消极情绪 ← 职场霸凌0169 瘙 毐 通过H3破坏行为 ← 消极情绪0301 瘙 毐 瘙 毐 通过H4消极情绪的中介作用0317 瘙 毐 瘙 毐 通过H5心理复原力的调节作用0281 瘙 毐 瘙 毐 通过
5讨论
51职场霸凌与员工破坏行为的关系
职场霸凌是一种常见的组织管理现象，尤其是中国，高权力距离文化更为其滋生提供了条件（王巧玲， 孔令宏， 2010），对员工心理以及外在行为影响极大。与以往研究发现一致，本研究再次证实职场霸凌正向影响员工破坏行为的意愿，即职场霸凌会诱发员工产生破坏行为（Tepper， Carry， & Breaux， 2009）。职场霸凌作为一种文化现象在我国企业中普遍存在，这与中国企业制度的不健全、管理方式的不成熟有着重要的关联。由此，企业应该更多地从管理制度、企业文化等方面进行改善，良好的制度规范和以员工导向为基础的企业文化有助于减少职场霸凌行为，从而控制员工破坏行为的产生。
52消极情绪在职场霸凌与员工破坏行为间的中介作用虽然职场霸凌对员工破坏行为具有重要的影响，但层级回归分析发现，消极情绪在职场霸凌与员工破坏行为间发挥着中介作用。这证明反生产行为不仅是理性加工的结果，更可能由情绪所致。具体而言，通过职场霸凌对员工破坏行为的影响路径分析，这种影响一方面是通过直接的路径来实现。另一方面，职场霸凌通过影响员工产生消极情绪的间接途径得以实现，即消极情绪在此作用途径中起了“桥梁”的作用，不仅反映了与职场霸凌的关系，而且反映了与破坏行为的关系，解释了职场霸凌对员工破坏行为的作用机理。这与Aryee，Sun与Chen（2008）研究结论相一致，即职场霸凌会耗竭员工的积极资源，使其缺乏投入工作所需的资源，产生懈怠情绪，继而导致反生产行为的发生。据情绪浸润理论可知，情绪影响是员工建构性加工的组成要素，它会影响员工在处理信息时的加工过程和加工内容，从而导致其行为结果向着与情绪相一致的方向倾斜（Forgas， 1995）。因而消极情绪的员工更容易表现出对工作任务本身、工作中的人际关系以及对工作环境的认知、朝向消极方面转变，更容易产生破坏行为（余璇， 陈维政， 2016）。这可能源于企业权力距离过大，领导较少顾及员工的精神需求与心理感知，并且同事之间的相互排挤或歧视也是滋生消极情绪的“温床”（Barcalay & Skarlicki， 2009）。消极情绪中介作用的发现具有重要的实际意义，它提示企业更要坚持以人为本的思想，在追求企业利润的同时，还需采取人性化的领导方式和管理措施，为员工提供舒适的工作氛围，使得员工的生理和心理需求同时得到满足。
53心理复原力对消极情绪与员工破坏行为关系的调节效应已有研究结果表明，心理复原力较强的员工能够在情绪低落时表现出正常的工作状态，诱发反生产行为的概率低（Masten， 2001），这说明心理复原力对于员工控制消极情绪的表达，以及适应组织行为的变化具有重要的意义。本研究引入员工心理复原力这一心理层面的要素做调节变量，并实证分析了员工的心理复原力在削弱消极情绪对破坏行为作用效果方面的影响，分析结果与先前研究一致，即心理复原力强的员工即使受到消极情绪的影响，相比较而言也能更好地控制自己的言行举止，最大程度的防止破坏行为发生；相反，心理复原力低的个体，容易受到消极情绪的影响，即使是较小的消极情绪也会对其造成紧张感和挫败感，进而诱发破坏行为（姜媛， 林崇德， 2010）。因此，企业应该有针对性地为心理复原力较低的员工进行心理疏导，有效缓解消极情绪的负面影响，从而更好地抑制破坏行为的发生。
54研究意义、不足和展望
职场霸凌理论是近年来在西方管理学界的一个新兴研究议题，国内相关研究较少（Detert & Burris， 2007），但职场霸凌行为在我国却一直是一种常见的组织管理现象，而且有研究证实，中国企业中员工的职场霸凌体验要高于西方企業员工。本研究考察了职场霸凌与员工破坏行为之间的作用关系，并探索了员工消极情绪、心理复原力对于该作用过程的影响，不仅丰富了该课题的研究框架，还有效提高了相关理论在中国情境下的适用性，为开拓具有我国社会特色的组织行为理论提供了更多的证据。另外，本研究对职场霸凌与员工破坏行为关系的研究不仅停留在直接效应这个层面上，而且通过引入中介变量与调节变量，更详细描述了职场霸凌与员工破坏行为间的作用机理。同时，通过总效应调节模型考察了职场霸凌与员工破坏行为之间的作用机制，更系统和全面地考察了各变量的综合作用过程。另外，本研究关于职场霸凌和员工破坏行为之间关系的研究对于组织管理实践也提供了重要的启示。
本研究也存在一些局限，有待未来研究改善：一是受限于时间和物质条件等，本研究仅作为一个阶段性的静态研究，主要采用了横断数据，特别是员工情绪的测量，要求被调查者回顾过去一月内情绪变化。所以未来研究需要多时段、纵向性测量员工的情绪变化状况；二是研究问卷的设计以及衡量指标的选取也需要在后续研究中进一步补充和完善，且问卷中未采用测谎题项，导致样本测量结果的准确度可能出现偏差。因此，研究结论还需要在未来实践中进一步检验，还要通过相关论证加以补充；最后，本研究并没有设计企业特征变量，如企业性质、企业规模等是否会对员工感知到企业职场霸凌对员工破坏行为产生影响。所以，未来研究可以进一步检验企业特征变量是否会影响员工破坏行为。
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Effect of Workplace Bullying on the Sabotage Behaviors of Employees：
The Roles of Negative Emotion and ResilienceCAI Libin； LIU Bo
（College of Management， Ocean University of China， Qingdao 266100， China）Abstract
Based on the date collected from 327 employees in 20 enterprises， this paper discussed the effect of workplace bullying on the sabotage behaviors of employees. Choosing negative emotions， resilience as mediated variable and moderated variable， this paper specified the design of this research， and then put forward the hypothesis of this paper， explored the effect of workplace bullying on the sabotage behaviors of employees. The results suggested that： workplace bullying had a positive effect on negative emotion and then resulted in sabotage behaviors. And resilience moderated the relationship between negative emotion and sabotage behaviors. Resilience could weak the direct effect of negative emotion on sabotage behaviors of employees. Based on these above， the related results were discussed in the aspect of theory and enlightenments of management practices were put forward， which helped to provide the theoretical basis and empirical support for hotel management.
Key words： workplace bullying； sabotage behaviors； negative emotion； resilience； mechanism心理技術与应用2017， Vol.5， No.1， 12-18Psychology： Techniques and Applications
基金项目： 第三届市属高校“羊城学者”科研项目（1201561646）的部分成果。
通讯作者：邢强，Email： qiang_xingpsy@126.com
关键词职场霸凌；破坏行为；消极情绪；心理复原力；作用机制
分类号B848.6
DOI： 1016842/jcnkiissn2095-55882017010011
引言
由于生活节奏的加快、工作压力的增强，员工破坏行为在工作场所中屡有发生，调查显示，85%以上的一线员工承认自己有过破坏行为，且所有被访员工都表示曾亲眼目睹过职场破坏行为（Harris & Ogbonna， 2002）。每年由员工破坏行为给全球企业所造成的额外成本已高达42亿美元，这一不良现象所引起的法律诉讼、低效生产和负面形象，使企业蒙受巨大的经济损失（刘嫦娥， 戴万稳， 2012）。但现有研究过分针对于破坏行为所产生的后果，对引起破坏行为前置因素的研究则相对较少（Dunlop & Lee， 2004）。然而，从社会交换理论的角度分析，员工破坏行为的产生极有可能与员工所遭遇的职场霸凌有关。依托相关研究，笔者认为职场霸凌作为职场工作中员工社会心理危害的重要因素，对诱发破坏行为具有不可忽视的作用。职场霸凌是一个既复杂又隐晦的概念，是工作场所中组织文化等相关前置因素不良运作下的产物，其表现形式相当多元（Einarsen， Hoel， & Notelaers， 2009），员工若长期遭受职场霸凌的侵蚀，不仅会造成个人身体及心理上的困扰，還将引起员工持续性的情绪和心理上的敌意对待，把负面情绪发泄到周围环境、顾客或同事身上（Mitchell & Ambrose， 2007），最终导致职场破坏行为的产生。目前虽有一些研究探讨职场霸凌对破坏行为的影响，但大多基于西方情境，然而我国企业中的职场霸凌现象比西方更明显，这可能与我国文化环境相适应。在权力距离大、强调集体主义的社会环境中，领导对员工采用相对粗暴的管理方式被视为理所应当，尤其是在服务行业中更易滋生职场霸凌。基于此，本研究拟在中国情境下探讨职场霸凌对员工破坏行为的影响机制。
2文献回顾与研究假设
21研究框架
尽管职场霸凌可能会影响员工破坏行为，但却不能简单地将职场霸凌与破坏行为相联系，还应尽可能考察诱发破坏行为的中介变量。近年来开始有研究者从不同视角及理论对职场霸凌的作用机制进行深入探索，研究主要关注了心理安全感（吴维库， 王未， 刘军， 2012）、情绪耗竭（Chi & Liang， 2013）在诱发破坏行为中所起的中介效用。职场霸凌被认为是一种不公正的组织行为，容易导致同事间、上下级关系的紧张，致使员工产生消极情绪，而这些负面情感会最终导致破坏行为的产生。由此，本研究在探讨职场霸凌与员工破坏行为之间的关系时，引入消极情绪的分析视角，进一步探究消极情绪在以上关系中所起的中介作用。另外，由于员工个体的差异，同等程度消极情绪的感受差异以及相应的反应程度不同，所以员工个体的控制能力往往会左右消极情绪的作用效果。相关研究显示，心理复原力差的人对烦恼所造成的影响更加敏感，更容易产生破坏行为（Marcus & Schuler， 2004）。由此本研究在分析消极情绪的中介作用效果时融入了心理复原力作为调节变量，更细致地诠释了职场霸凌对员工破坏行为的作用机理，研究框架见图1。
22职场霸凌与员工破坏行为
对破坏行为的研究起源于20世纪初，界定为“产生不良后果的行为”或“没有生产性的行为”。并且，过去有关破坏行为的研究都是针对非服务业来展开的，直到21世纪初，服务人员破坏行为这一理念才被首次提出（李新霞， 2012），其定义是：在向顾客提供服务的过程中，从业人员故意做出对服务造成负面影响的行为。这种行为会导致组织绩效的下滑，干扰组织目标的顺利实现（Harrington， 2002）。服务人员的破坏行为会对顾客满意度产生消极影响，最终导致顾客忠诚度的下降（Gremler & Gwinner， 2003）。
心理技术与应用5卷
1期蔡礼彬刘博： 职场霸凌对员工破坏行为的影响： 消极情绪与心理复原力作用
导致破坏行为的前置影响因素众多，这些因素可概括为人和环境两大类。其中人的因素主要源于管理者和同事的职场霸凌行为（于伟， 张鹏， 2015），其中包含言语、肢体、心理上的虐待等。职场霸凌还被定义为一种组织成员间的互动，其特点在于一方对另一方重复进行敌意性的言语或非言语攻击，对霸凌目标造成负向影响（Salin， 2008）。目前，国内外关于职场霸凌的研究较少，对这一话题的界定还在延伸，笔者在参考相关文献的基础上，对职场霸凌的概念和表现形式进行梳理，大致从上级管理者辱虐管理以及同事间的职场排斥两个维度进行了阐述，详情见表1。
组织因素也会影响员工破坏行为，例如紧张的同事关系以及职场排斥力也会进一步增加员工破坏行为的发生概率。学者通过对北美各国中包括服务业在内的多类行业的研究发现，同事排斥不仅会导致员工在对顾客服务时产生消极行为，更有可能诱发员工蓄意报复等职场破坏行为（Hershcovis， 2012）。员工对顾客的破坏行为能够通过改变组织服务氛围的方式降低同事服务绩效，使团队在对顾客服务时产生更多的破坏行为，形成恶性循环（Yang， 2009）。根据社会学习理论，上级领导的行为往往会成为下属行为的典范。遭受过领导辱骂、挖苦等职场霸凌行为的员工，在与同事相处的过程中会对他人表现出同样的态度，并引发破坏行为（唐贵瑶， 胡冬青， 吴隆增， 2014）。可见职场霸凌极有可能是诱发员工破坏行为的元凶，由此本研究提出以下假设： H1：职场霸凌对诱发员工破坏行为具有正向影响。表1职场霸凌的概念和形式界定
维度概念及表现形式研究人员上级管理者
的辱虐管理主要是指工作场所中蓄意的、重复的人际敌意行为，严重损害了霸凌目标的健康与经济情况。职场霸凌与许多行为有关，通常是隐晦且难以证明的，实施霸凌者通过一连串的行为，包括破坏、骚扰、欺负、忽略、羞辱等方式来伤害被霸凌者，对其日常工作造成负面影响。被霸凌者每周至少遭遇两次以上的负面经历，此情境持续半年以上且其没有能力抵抗和停止凌虐。Keashly & Jagatic， 2003；
Namie， 2003；
Rutherford & Rissel， 2004；
Farrel & Bobrowski， 2006；
Khalib & Ngan， 2006；
LutgenSandvik， Tracy & Albert， 2007；
Hutchinson， Wilkes & Jackson， 2008；来自于同事
的职场排斥员工觉察到职场工作中来自同事的排挤或歧视， 包括漠视、社交孤立、回避眼神交流等。同事排斥使员工失去了组织认同，且组织中的存在价值得不到感知。吴隆增， 刘军， 许浚， 2010；
Ferris， Brown， Berry & Lian， 2008； Feinberg， Willer & Schultz， 2014；23消极情绪的中介作用
在过去，情绪被视作工作外的“副产品”，近年研究显示，许多情境影响因素正是通过情绪和情感的桥梁对员工行为和态度乃至工作绩效产生作用（王宇清， 龙立荣， 周浩， 2012）。消极情绪是由于员工心情低落或陷于不愉悦境况而产生的不良体验，包括诸如焦虑、悲伤及愤怒等各種令人生厌的情绪感受（Watson， Clark & Tellegen， 1988）。此后，一些学者对消极情绪在情境因素转化至组织行为的因果链中所起的作用进行了检验。分析显示，消极情绪与程序和互动公正感均呈负相关，并对员工的组织行为产生影响（Barsky & Kaplan， 2007）。不少研究也发现不同类型的消极情绪都与人际关系和员工偏离行为呈显著正相关（Lee & Allen， 2002； Judge， Scott & Ilies， 2006； Rodell & Judge， 2009； Mayer， Thau， Workman， Dijke & Cremer， 2012），但这些消极情绪均源自于前置变量的影响。综合以上分析，本研究推论，员工面对职场霸凌展现出破坏行为的内在机制可能是通过消极情绪的中介实现的，即领导或同事间职场霸凌行为构成工作中的负面情感事件，在这些因素的持续影响之下，继而诱发员工与顾客及组织社会交换中的破坏行为。所以消极情绪可能在职场霸凌与员工破坏行为间起中介作用。因此，本研究提出假设：
H2：职场霸凌对员工消极情绪的产生具有正向影响作用。
H3：消极情绪对诱发员工破坏行为具有正向影响作用。
H4：消极情绪对职场霸凌与员工破坏行为的关系起中介作用。
24员工心理复原力的调节作用
消极情绪对员工破坏行为的影响可能存在很大差异，这种差异源于员工自身对消极情绪的心理复原力不同。复原力是指员工在应对危机环境变换时，可以灵活运用积极的心理潜能以及调动一切保护性资源适应并克服困难，能回复到良好适应状况的心理发展现象，从而达到环境与自身和谐发展的目的。心理复原力能有效带动处于逆境的员工幸福感增加和创伤后的迅速恢复，该主题现已成为积极心理学领域中的研究热点（Fredrickson， 2001）。心理复原力是心理学、情绪理论及人力资源等研究领域着重探讨的问题。已有研究显示，员工的心理复原力能有效地调节心理契约与员工偏差行为之间的负向关系，即心理契约违背时，与心理复原力强的员工相比，心理复原力差的员工职场偏差行为的发生率更高，而高水平心理复原力的个体更易表现出积极情绪性（Tugade， 2011）。鉴于此，本研究推测，心理复原力高的员工在面对消极情绪时更能有效地调整自己的心理状态，避免破坏行为的发生，于是提出以下假设：
H5：心理复原力对消极情绪和员工破坏行为之间的关系起到调节作用。且心理复原力越高的个体，越能有效避免因消极情绪而引起的员工破坏行为。
3研究设计
31研究对象
本研究选择服务业企业（包括餐饮业、旅游业、零售业）一线员工为研究对象，于2015年6～8月通过现场与邮件两种方式进行问卷调查。两种渠道共发放问卷400份，成功回收367份，成功回收率达到918%。剔除误答、漏答或明显带有规律性答案的问卷，共收回有效问卷327份，有效回收率为891%。现场发放问卷集中于山东省的青岛和济宁两市进行，分别对当地的20家服务型企业展开调查，其中包括11家星级酒店、2家旅行社以及7家零售型企业，在征得各企业管理人员的同意后展开调研。为提高受访员工的配合程度，向每位受访员工赠送一份纪念品以表示感谢，该方式获得的问卷占总数的69%。为了确保问卷的真实性，问卷内容不涉及个人信息，并强调调研结果主要用于分析总体情况。问卷填答后，告知被调研者自行将所填问卷放入事先准备好的信封中封闭后返还给课题组，以确保问卷的保密性。邮件调查则通过校友会、社会关系等方式完成，服务人员基本信息见表2。表2服务人员基本信息
项目人数百分/%项目人数百分/%性别男
女150
177459
541是否有过类似
职业经历是
否217
110664
336年龄18～25岁
26～35岁 36～45岁
46岁以上197
31
21
78602
95
64
239个人月收入2000元及以下
2001～4000元
4001～6000元
6001元及以上54
197
65
11165
602
199
34学历高中及以下
大专或本科
研究生及以上276
49
2844
150
06工作年限5年以下
6～10年
11～15年
16年以上157
123
43
4480
376
131
1232 研究工具
借鉴国内外知名学者编制的成熟的量表，归纳整理，得出职场霸凌、消极情绪、心理复原力以及服务业员工破坏行为测量问卷。问卷均采用李克特（Likert）五级量表进行数据统计，“1”代表非常不符合条目描述，“5”代表非常符合。应用SPSS 200对问卷进行统计分析，主要采用因子分析对问卷题项的信度和效度进行检验，并运用结构方程软件AMOS 170对各量表的区分效度进行验证。
（1）职场霸凌：该变量的测量采用Hutchinson，Wilkes，Vickers和Jackson（2008）开发的量表，共23个题项，由员工评价上级经理和同事的职场霸凌行为。该量表的Cronbachs α值为091（大于070即为高信度），表明该量表具有良好的信度。
（2）消极情绪：该变量调研指标参考Watson，Clark和Tellegen（1988）编制的消极情绪状态量表测量，该量表共涉及10个题项，让受试者评估自己在过去一个月中常感受到这种情绪的频率，分值越高，表示体验消极情绪的频率越高。该量表的Cronbachs α值为089。
（3）心理复原力：该变量的测量采用Conner与Davidson（2003）开发的量表，共5个题项，由员工自评，该量表的Cronbachs α值为081。
（4）破坏行为：该部分题项的选取是在综合Skarlicki（2008）所编制的员工破坏行为量表的基础上整合而成，共涉及7个项目，由员工自评，该量表的Cronbachs α值为0 75。
（5）控制变量：过往研究显示，员工的背景变量（如性别、年龄、受教育程度和工作年限）都会影响员工破坏行为，本研究将以上变量作为控制变量。控制变量除人口学变量之外，以往研究显示，角色冲突和角色模糊都会影响员工的各种工作后果变量，这种角色行为会给组织成员带来心理上、情感上的压力，降低员工对组织的信任及工作满意度，这种压力所引发的负面情绪必然要通过个体行为释放出来，如员工的消极情绪和反抗行为等。因此，本研究也将其作为控制变量处理。角色冲突和角色模糊的测量采用Rizzo，House和Lirtzman（1970）开发的量表，鉴于量表题项较多，对于每一个变量本研究选取了因子载荷最大的5个题项作为分析指标，量表的Cronbachs α值分别为076和081，表明量表具有良好的信度。
4数据分析和结果
41职场霸凌、消极情绪、心理复原力与破坏行为效度检验为了检验关键变量“职场霸凌”、“消极情绪”“心理复原力”“员工破坏行为”“角色冲突”和“角色模糊”之间的区分效度以及各个量表相应的测量参数，本研究采用AMOS 170通过验证性因素分析对关键变量进行测量，然后对比分析六因子模型、五因子模型以及单因子模型，检验结果参考表3。
表3职场霸凌、消极情绪、心理复原力与破坏行为量表的效度检验
χ2DfRMSEARMRTLICFI六因子模型58207340002004091091五因子模型a102129385013009074073五因子模型b109712385011010069070五因子模型c98631385011007071079單因子模型d216935370018019052035 注：将职场霸凌的题项简化为3个题项，a将职场霸凌和破坏行为合并为一个潜在因子；b将职场霸凌和消极情绪合并为一个潜在因子；c将消极情绪与员工破坏行为融合成一个潜在因子；d将所有项目融合为一个潜在因子。
检验结果显示，六因子模型吻合得较好（χ2=58207， p<005， RMSEA=002， RMR=004， TLI=091， CFI=091），且表3分析结果显示，这一模型要显著优于五因子模型和单因子模型的拟合优度，表明测量具有较好的区分效度。
42职场霸凌、消极情绪、心理复原力与破坏行为的相关分析由描述及相关性统计结果（表4）来看，职场霸凌与消极情绪（r=042， p<001）以及与员工破坏行为（r=029， p<001）均呈正向相关。另外，消极情绪与员工破坏行为之间（r=047， p<001）也具有显著的正相关关系。这表明本研究的假设得到了初步支持，可以进一步进行统计分析以检验变量之间的因果关系。43假设检验分析
431职场霸凌、消极情绪、心理复原力与破坏行为回归分析对上述假设采用层级回归法进行检验分析。由表5检验结果可知，职场霸凌对员工破坏行为（模型4， β=028， p<001）具有显著正向影响，同时对员工消极情绪（模型2， β=031， p<001）的产生具有显著正向影响，分析结果支持假设1和假设2。消极情绪对员工破坏行为（模型5， β=039， p<001）具有显著的正向影响，所以假设3也得到支持。此外，在引入消极情绪这一中介变量后，职场霸凌对员工破坏行为的影响变为不显著，而消极情绪对员工破坏行为（模型6， β=034， p<001）仍具有显著的正向影响，这使得假设H4得到支持。表4职场霸凌、消极情绪、心理复原力与破坏行为相关矩阵 变量12345678910性别-年龄004-受教育程度-006006-工作年限003044 瘙 毐 瘙 毐 007-角色冲突006-002003-017 瘙 毐 -角色模糊003-003001-006009-职场霸凌008-003-008001016 瘙 毐 027 瘙 毐 瘙 毐 -消极情绪006-006-002-004034 瘙 毐 瘙 毐 031 瘙 毐 瘙 毐 042 瘙 毐 瘙 毐 -心理复原力-003017 瘙 毐 005006-011-003-008-010-破坏行为009-007-010004039 瘙 毐 瘙 毐 035 瘙 毐 瘙 毐 029 瘙 毐 瘙 毐 047 瘙 毐 瘙 毐 -027 瘙 毐 瘙 毐 -平均值2931031398296301197265196371354标准差697054321071086024063019099079 注： 瘙 毐 为p<005， 瘙 毐 瘙 毐 为p<001； N=327，下同。
表5职场霸凌、消极情绪、心理复原力与破坏行为回归分析表
变量消极情绪员工破坏行为模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7模型8控制变量性别年龄受教育程度工作年限角色冲突角色模糊004-007-002011037 瘙 毐 瘙 毐 027 瘙 毐 瘙 毐 -001-004-001008 027 瘙 毐 瘙 毐 018 瘙 毐 瘙 毐 004000-003-007024 瘙 毐 瘙 毐 014 瘙 毐 007001-007-009025 瘙 毐 瘙 毐 007004005-011-016 瘙 毐 001002005005-007-014 瘙 毐 009001003007-009-017 瘙 毐 007020005002-008-015 瘙 毐 005004自变量职场霸凌 031 瘙 毐 瘙 毐 028 瘙 毐 瘙 毐 009011008中介变量消极情绪039 瘙 毐 瘙 毐 034 瘙 毐 瘙 毐 039 瘙 毐 瘙 毐 041调节变量心理复原力-010-007交互效应消极情绪×
心理复原力
-017 瘙 毐 R2019027014021027022031019F627 瘙 毐 瘙 毐 964 瘙 毐 瘙 毐 524 瘙 毐 瘙 毐 608 瘙 毐 瘙 毐 1201 瘙 毐 瘙 毐 922 瘙 毐 瘙 毐 1119 瘙 毐 瘙 毐 1231 瘙 毐 瘙 毐 ΔR2007 014008013009012012019ΔF956 瘙 毐 瘙 毐 2121 瘙 毐 瘙 毐 1438 瘙 毐 瘙 毐 1269 瘙 毐 瘙 毐 4125 瘙 毐 瘙 毐 2931 瘙 毐 瘙 毐 3659 瘙 毐 瘙 毐 3027 瘙 毐 瘙 毐
432心理复原力的调节效应
本研究将员工破坏行为设为因变量，加入控制变量、自变量和调节变量，并引入自变量和调节变量的乘积项。在构造自变量和调节变量的乘积项的过程中，将自变量和调节变量分别标准化以便消除共线性。由表5层级回归分析结果可知，消极情绪与心理复原力的交互项对员工破坏行为（模型8， β=-017， p<005）具有显著的负向影响，这表示心理复原力越高，员工消极情绪与破坏行为之间的正向关系就越小，假设H5也得到支持。本研究分别以高于均值一个标准差和低于均值一个标准差为基准，描绘了心理复原力不同的两类员工在消极情绪影响下所表现出的破坏行为的差别（见图2）。图像清晰显示，心理复原力强的员工能更好地控制消极情绪，防止破坏行为的发生。
图2心理复原力对消极情绪和员工破坏行为的调节效应
433心理复原力调节作用下消极情绪的中介效应检验为了研究不同心理复原力的员工，其消极情绪在职场霸凌与员工破坏行为的关系间所起的中介效应，本研究根据Edward和Lambert（2007）提出的拔靴法进行分析，结果见表6。员工心理复原力越低，则消极情绪对破坏行为的正向影响越大（r=051， p<001），而具有較高心理复原力的员工这种影响则越弱（r=015， p<005），这两个影响系数之间存在着显著的差异（Δr=-036， p<001），所以心理复原力会减弱消极情绪对员工破坏行为的正向影响。心理复原力越低的员工，职场霸凌对其破坏行为的间接作用越强（r=024， p<001），而对于高心理复原力的员工影响较小（r=011， p<005），且两者的差异亦显著（Δr=-013， p<005）。所以假设H5得到进一步支持。表6心理复原力调节作用下的消极情绪中介效应分析表
调节变量职场霸凌（X）→消极情绪（M）→员工破坏行为（Y）阶段效应第一阶段第二阶段直接效应间接效应总效应PMXPYMPYXPYM×PMXPYM+PYM×PMX低心理复原力039 瘙 毐 瘙 毐 051 瘙 毐 瘙 毐 015 瘙 毐 024 瘙 毐 瘙 毐 039 瘙 毐 瘙 毐 高心理复原力039 瘙 毐 瘙 毐 015 瘙 毐 015 瘙 毐 011 瘙 毐 026 瘙 毐 瘙 毐 差别Δr000-036 瘙 毐 瘙 毐 000-013 瘙 毐 -013 瘙 毐 注：PMX代表职场霸凌对消极情绪的影响；PYM代表消极情绪对员工破坏行为的影响；PYX代表职场霸凌对员工破坏行为的影响；高心理复原力代表均值增加1个标准差低心理复原力代表均值减1个标准差。
434检验结果汇总
研究表明，职场霸凌正向影响员工破坏行为且影响力较为显著，而消极情绪在两者关系中起到中介的作用，其中职场霸凌正向影响消极情绪，消极情绪对员工破坏行为也能起到显著的正向影响。并且，员工心理复原力能有效调节消极情绪与员工破坏行为之间的关系。员工心理复原力越高，消极情绪对破坏行为的正向影响力就越弱，消极情绪对职场霸凌与员工破坏行为的关系所起的中介作用就越小。最后将假设检验的结果进行汇总，见表7。表7假设检验结果汇总表 假设路径方向标准化路径系数显著性概率结果H1破坏行为 ← 职场霸凌0136 瘙 毐 通过H2消极情绪 ← 职场霸凌0169 瘙 毐 通过H3破坏行为 ← 消极情绪0301 瘙 毐 瘙 毐 通过H4消极情绪的中介作用0317 瘙 毐 瘙 毐 通过H5心理复原力的调节作用0281 瘙 毐 瘙 毐 通过
5讨论
51职场霸凌与员工破坏行为的关系
职场霸凌是一种常见的组织管理现象，尤其是中国，高权力距离文化更为其滋生提供了条件（王巧玲， 孔令宏， 2010），对员工心理以及外在行为影响极大。与以往研究发现一致，本研究再次证实职场霸凌正向影响员工破坏行为的意愿，即职场霸凌会诱发员工产生破坏行为（Tepper， Carry， & Breaux， 2009）。职场霸凌作为一种文化现象在我国企业中普遍存在，这与中国企业制度的不健全、管理方式的不成熟有着重要的关联。由此，企业应该更多地从管理制度、企业文化等方面进行改善，良好的制度规范和以员工导向为基础的企业文化有助于减少职场霸凌行为，从而控制员工破坏行为的产生。
52消极情绪在职场霸凌与员工破坏行为间的中介作用虽然职场霸凌对员工破坏行为具有重要的影响，但层级回归分析发现，消极情绪在职场霸凌与员工破坏行为间发挥着中介作用。这证明反生产行为不仅是理性加工的结果，更可能由情绪所致。具体而言，通过职场霸凌对员工破坏行为的影响路径分析，这种影响一方面是通过直接的路径来实现。另一方面，职场霸凌通过影响员工产生消极情绪的间接途径得以实现，即消极情绪在此作用途径中起了“桥梁”的作用，不仅反映了与职场霸凌的关系，而且反映了与破坏行为的关系，解释了职场霸凌对员工破坏行为的作用机理。这与Aryee，Sun与Chen（2008）研究结论相一致，即职场霸凌会耗竭员工的积极资源，使其缺乏投入工作所需的资源，产生懈怠情绪，继而导致反生产行为的发生。据情绪浸润理论可知，情绪影响是员工建构性加工的组成要素，它会影响员工在处理信息时的加工过程和加工内容，从而导致其行为结果向着与情绪相一致的方向倾斜（Forgas， 1995）。因而消极情绪的员工更容易表现出对工作任务本身、工作中的人际关系以及对工作环境的认知、朝向消极方面转变，更容易产生破坏行为（余璇， 陈维政， 2016）。这可能源于企业权力距离过大，领导较少顾及员工的精神需求与心理感知，并且同事之间的相互排挤或歧视也是滋生消极情绪的“温床”（Barcalay & Skarlicki， 2009）。消极情绪中介作用的发现具有重要的实际意义，它提示企业更要坚持以人为本的思想，在追求企业利润的同时，还需采取人性化的领导方式和管理措施，为员工提供舒适的工作氛围，使得员工的生理和心理需求同时得到满足。
53心理复原力对消极情绪与员工破坏行为关系的调节效应已有研究结果表明，心理复原力较强的员工能够在情绪低落时表现出正常的工作状态，诱发反生产行为的概率低（Masten， 2001），这说明心理复原力对于员工控制消极情绪的表达，以及适应组织行为的变化具有重要的意义。本研究引入员工心理复原力这一心理层面的要素做调节变量，并实证分析了员工的心理复原力在削弱消极情绪对破坏行为作用效果方面的影响，分析结果与先前研究一致，即心理复原力强的员工即使受到消极情绪的影响，相比较而言也能更好地控制自己的言行举止，最大程度的防止破坏行为发生；相反，心理复原力低的个体，容易受到消极情绪的影响，即使是较小的消极情绪也会对其造成紧张感和挫败感，进而诱发破坏行为（姜媛， 林崇德， 2010）。因此，企业应该有针对性地为心理复原力较低的员工进行心理疏导，有效缓解消极情绪的负面影响，从而更好地抑制破坏行为的发生。
54研究意义、不足和展望
职场霸凌理论是近年来在西方管理学界的一个新兴研究议题，国内相关研究较少（Detert & Burris， 2007），但职场霸凌行为在我国却一直是一种常见的组织管理现象，而且有研究证实，中国企业中员工的职场霸凌体验要高于西方企業员工。本研究考察了职场霸凌与员工破坏行为之间的作用关系，并探索了员工消极情绪、心理复原力对于该作用过程的影响，不仅丰富了该课题的研究框架，还有效提高了相关理论在中国情境下的适用性，为开拓具有我国社会特色的组织行为理论提供了更多的证据。另外，本研究对职场霸凌与员工破坏行为关系的研究不仅停留在直接效应这个层面上，而且通过引入中介变量与调节变量，更详细描述了职场霸凌与员工破坏行为间的作用机理。同时，通过总效应调节模型考察了职场霸凌与员工破坏行为之间的作用机制，更系统和全面地考察了各变量的综合作用过程。另外，本研究关于职场霸凌和员工破坏行为之间关系的研究对于组织管理实践也提供了重要的启示。
本研究也存在一些局限，有待未来研究改善：一是受限于时间和物质条件等，本研究仅作为一个阶段性的静态研究，主要采用了横断数据，特别是员工情绪的测量，要求被调查者回顾过去一月内情绪变化。所以未来研究需要多时段、纵向性测量员工的情绪变化状况；二是研究问卷的设计以及衡量指标的选取也需要在后续研究中进一步补充和完善，且问卷中未采用测谎题项，导致样本测量结果的准确度可能出现偏差。因此，研究结论还需要在未来实践中进一步检验，还要通过相关论证加以补充；最后，本研究并没有设计企业特征变量，如企业性质、企业规模等是否会对员工感知到企业职场霸凌对员工破坏行为产生影响。所以，未来研究可以进一步检验企业特征变量是否会影响员工破坏行为。
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Effect of Workplace Bullying on the Sabotage Behaviors of Employees：
The Roles of Negative Emotion and ResilienceCAI Libin； LIU Bo
（College of Management， Ocean University of China， Qingdao 266100， China）Abstract
Based on the date collected from 327 employees in 20 enterprises， this paper discussed the effect of workplace bullying on the sabotage behaviors of employees. Choosing negative emotions， resilience as mediated variable and moderated variable， this paper specified the design of this research， and then put forward the hypothesis of this paper， explored the effect of workplace bullying on the sabotage behaviors of employees. The results suggested that： workplace bullying had a positive effect on negative emotion and then resulted in sabotage behaviors. And resilience moderated the relationship between negative emotion and sabotage behaviors. Resilience could weak the direct effect of negative emotion on sabotage behaviors of employees. Based on these above， the related results were discussed in the aspect of theory and enlightenments of management practices were put forward， which helped to provide the theoretical basis and empirical support for hotel management.
Key words： workplace bullying； sabotage behaviors； negative emotion； resilience； mechanism心理技術与应用2017， Vol.5， No.1， 12-18Psychology： Techniques and Applications
基金项目： 第三届市属高校“羊城学者”科研项目（1201561646）的部分成果。
通讯作者：邢强，Email： qiang_xingpsy@126.com