本文選題：信任濫用　切入點(diǎn)：領(lǐng)導(dǎo)成員交換社會(huì)比較　出處：《哈爾濱工業(yè)大學(xué)》2017年碩士論文　論文類型：學(xué)位論文

【摘要】：根據(jù)信任的定義可以知道,施信方在選擇信任他人的同時(shí),也接受了因?yàn)檫x擇信任他人而帶來的風(fēng)險(xiǎn)。目前,在學(xué)術(shù)研究中,大多數(shù)都將信任視為一個(gè)積極的變量,例如促進(jìn)合作,增強(qiáng)凝聚力,提高工作績效,提高組織公民行為等等。然而,可以發(fā)現(xiàn)現(xiàn)實(shí)生活中,信任并不總能轉(zhuǎn)化為積極的結(jié)果。2017年1月,華為的6名高管被警方批捕,原因是涉嫌泄露內(nèi)部資料。類似的例子在生活中還有很多。由此可見,信任是可以被濫用的。因此,本研究提出了一個(gè)新的變量—信任濫用,并將其概念化。本研究將研究的對(duì)象聚焦到員工濫用主管給予的信任。參考信任修復(fù)的名詞定義,本研究稱這種現(xiàn)象為“trust abuse”。本研究把信任濫用定義為“下屬認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)很信任自己,因此自己可以做任何想做的事情而不會(huì)受到處罰的一種心理狀態(tài)”。本研究使用“過猶不及”效應(yīng)這一元理論原理來解釋這個(gè)新的變量。在本研究中,還討論了信任濫用的前因和結(jié)果變量。基于“過猶不及”效應(yīng),本研究提出了五個(gè)假設(shè)。因?yàn)樾湃螢E用是一個(gè)相對(duì)敏感的變量,本研究為首次探索它的相關(guān)變量,為了降低研究的敏感度,本研究將假設(shè)提升到團(tuán)隊(duì)層面。由信任濫用的定義可知,有機(jī)會(huì)信任濫用的人首先會(huì)擁有主管相對(duì)高的信任,已有研究表明領(lǐng)導(dǎo)成員交換社會(huì)比較高的下屬意味著更多的特權(quán)。個(gè)體會(huì)依據(jù)自身的相對(duì)地位影響自身的態(tài)度、抱負(fù)和行為。因此本研究提出假設(shè)1:領(lǐng)導(dǎo)成員交換社會(huì)比較與信任濫用在團(tuán)隊(duì)層面正向相關(guān)。根據(jù)信任濫用的定義,信任濫用會(huì)產(chǎn)生不好的結(jié)果,本研究選擇不道德的團(tuán)隊(duì)行為作為結(jié)果變量。格林伯格等人的研究表明,員工選擇不道德行為的一個(gè)原因是利己。這與本研究對(duì)信任濫用的定義相匹配,因此本研究提出假設(shè)2:團(tuán)隊(duì)層面的信任濫用與不道德的團(tuán)隊(duì)行為正向相關(guān);假設(shè)3:團(tuán)隊(duì)層面的信任濫用在團(tuán)隊(duì)層面的領(lǐng)導(dǎo)成員交換社會(huì)比較與不道德團(tuán)隊(duì)行為的正相關(guān)關(guān)系中起到中介作用。布拉西的研究表明,在道德判斷和行為產(chǎn)出間,會(huì)有一些行為傾向的影響。本研究認(rèn)為信任濫用與不道德團(tuán)隊(duì)行為間的關(guān)系受人格特質(zhì)的影響,因此選擇馬基雅維利主義為調(diào)節(jié)變量,馬基雅維利主義是個(gè)體利用他人達(dá)成個(gè)人目標(biāo)的一種行為傾向,表現(xiàn)為喜歡操縱他人,為達(dá)目的不擇手段。已有研究表明,它與濫用資源、貪污、詐騙等有正相關(guān)作用。因此本研究提出假設(shè)4:團(tuán)隊(duì)層面的馬基雅維利主義調(diào)節(jié)團(tuán)隊(duì)層面的信任濫用和不道德團(tuán)隊(duì)行為間的正相關(guān)關(guān)系;假設(shè)5:團(tuán)隊(duì)層面的馬基雅維利主義調(diào)節(jié)整個(gè)團(tuán)隊(duì)層面的中介模型。本研究通過4個(gè)樣本對(duì)信任濫用進(jìn)行了概念化,包括收集項(xiàng)目池、修改測(cè)量項(xiàng)目、探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析。在收集項(xiàng)目池部分,本研究設(shè)計(jì)了開放式調(diào)查問卷,并將其發(fā)送給30名大學(xué)畢業(yè)生。本研究在開放式問卷中描述了信任濫用的定義,受訪者需要根據(jù)自己對(duì)信任濫用的認(rèn)識(shí)列出3-5個(gè)信任濫用的特征。最終,回收了27份問卷,共計(jì)87個(gè)項(xiàng)目。本研究邀請(qǐng)了5位組織行為領(lǐng)域的專家來歸類整合初始項(xiàng)目池。在刪除了有歧義和與描述不符的項(xiàng)目后,專家對(duì)相同含義的項(xiàng)目進(jìn)行分類。最后,得到8個(gè)類別,每一個(gè)代表一個(gè)項(xiàng)目。本研究將這8個(gè)項(xiàng)目編譯成問卷并分發(fā)給21名在讀工商管理專業(yè)本科生。讓他們對(duì)問卷的可讀性和準(zhǔn)確性作出評(píng)論。結(jié)合他們的意見,最終得到了8個(gè)初始項(xiàng)目。在得到了8個(gè)項(xiàng)目后,本研究將其編制成初始問卷。初始問卷采用Likert五級(jí)量表(1=“非常同意”,5為“非常不同意”)。本次調(diào)查的樣本是山西省陽泉市三家醫(yī)院的護(hù)士,最終得到154份有效問卷,并用SPSS對(duì)初始量表進(jìn)行探索性因子分析。第一次探索性因子分析結(jié)果顯示,樣本的KMO值為0.855,大于0.7。巴特利特球狀檢驗(yàn)的值等于0.000,小于0.001,這意味著結(jié)果是顯著的。綜合KMO值和顯著性水平,得到本量表是適合進(jìn)行因子分析的。總方差解釋表的最后一列標(biāo)量解釋貢獻(xiàn)有兩個(gè)因子,累計(jì)方差解釋率為78.194%,有三個(gè)題目在兩個(gè)因子上的交叉負(fù)荷大于0.4。在依次刪除這些題目后,得到了最終探索性因子分析的結(jié)果。最終的探索性因子分析結(jié)果顯示,樣本的KMO值為0.760,大于0.7。巴特利特球狀檢驗(yàn)的值等于0.000,小于0.001,結(jié)果是顯著的。綜合KMO值和顯著性水平,得到本量表適合進(jìn)行因子分析�？偡讲罱忉尡淼淖詈笠涣袠�(biāo)量解釋貢獻(xiàn)只有一個(gè)因子,這意味著本研究變量是一個(gè)單維變量。累計(jì)方差解釋率為65.471%,大于60%可以接受。根據(jù)因子載荷矩陣得出的第一個(gè)項(xiàng)目的載荷等于0.864;第二個(gè)項(xiàng)目的載荷為0.863;第三個(gè)項(xiàng)目的載荷等于0.852;第四項(xiàng)項(xiàng)目的載荷為0.785;第五個(gè)項(xiàng)目的載荷等于0.663,均超過0.4,這意味著所有的項(xiàng)目都是可接受的。本研究最終確定,信任濫用為含有5個(gè)項(xiàng)目的單維度變量。這5個(gè)項(xiàng)目分別為:“我的主管對(duì)我很信任,不會(huì)有任何懷疑”;“我相信我的主管很信任我,我可以做任何想做的事”;“我的主管的信任常常讓我覺得有恃無恐”;“我相信無論我怎么做,我的主管都會(huì)信任我”;“我相信即使我做錯(cuò)事,我的主管也會(huì)為我辯解”。在經(jīng)過探索性因子分析之后,本研究還需要進(jìn)行量表的驗(yàn)證性因子分析。本研究使用AMOS來進(jìn)行分析。驗(yàn)證性因子分析的樣本為來自印度尼西亞的209名超市員工。最終有效回收199份問卷。χ2/(df)等于1.743,小于2;GFI的值為0.990,大于0.90;CFI的值為0.998,大于0.90;RMSEA值等于0.061,小于0.08。結(jié)果表明,本研究的模型擬合度是好的。本研究使用Cronbachα值檢驗(yàn)量表的信度。結(jié)果表明,整體量表的Cronbachα值為0.95,超過0.7,這是可以接受的。本研究用標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷(SFL)計(jì)算CR和AVE的值,CR為組合信度,AVE為平均變異抽取量。測(cè)量收斂效度的3個(gè)指標(biāo)為,標(biāo)準(zhǔn)化的因子載荷大于0.5,組合信度大于0.7,平均變異抽取量大于0.5。結(jié)果顯示本研究變量5個(gè)項(xiàng)目的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷分別為0.81、0.87、0.88、0.96、0.87,組合信度為0.944,平均變異抽取量為0.773,說明量表具有良好的收斂效度。本研究用SPSS對(duì)信任濫用的五個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行相關(guān)性分析。所有項(xiàng)目相關(guān)系數(shù)均小于AVE的平方根,這意味著量表的區(qū)分效度是好的,各項(xiàng)目間避免了多重共線性。在實(shí)證檢驗(yàn)研究模型之前,研究者花了大量的時(shí)間做文獻(xiàn)回顧,來找出適合本研究的量表。在選定量表后,研究人員設(shè)計(jì)了問卷并將其發(fā)放給金融服務(wù)業(yè)的50個(gè)工作團(tuán)隊(duì),包括235名員工。最終回收了45組問卷,共210名員工。研究者首先進(jìn)行了信度和效度檢驗(yàn)。領(lǐng)導(dǎo)成員交換社會(huì)比較的Cronbachα值為0.964,信任濫用的Cronbachα值為0.952,馬基雅維利主義的Cronbachα值為0.970,不道德團(tuán)隊(duì)行為的Cronbachα值為0.948,信度指標(biāo)均符合要求。本研究使用AMOS進(jìn)行量表的驗(yàn)證性因子分析,結(jié)果顯示,四因子模型的χ2/(df)等于1.716,小于2;GFI的值為0.801,小于0.90;CFI的值為0.950,大于0.90,RMSEA值等于0.059,小于0.08。盡管四因子模型的GFI值小于0.9,但四因子模型的各指標(biāo)均好于三因子、二因子和一因子模型,因此模型的擬合可以接受。因?yàn)閿?shù)據(jù)收集的層面是個(gè)體層面,而研究模型是團(tuán)隊(duì)層面,本研究還用R軟件進(jìn)行了聚合分析。聚合分析的三個(gè)指標(biāo)為Rwg,ICC(1)和ICC(2)。Rwg為組內(nèi)現(xiàn)有差異與理想值對(duì)比,一般需大于0.7;ICC(1)為組內(nèi)一致,一般需大于0.1;ICC(2)為小組平均數(shù)穩(wěn)定,一般需大于0.7。計(jì)算得領(lǐng)導(dǎo)成員交換社會(huì)比較的Rwg值為0.825,ICC(1)值為0.230,ICC(2)值為0.714;信任濫用的Rwg值為0.803,ICC(1)值為0.211,ICC(2)值為0.700;不道德團(tuán)隊(duì)行為的Rwg值為0.899,ICC(1)值為0.298,ICC(2)值為0.757;馬基雅維利主義的Rwg值為0.887,ICC(1)值為0.286,ICC(2)值為0.750。結(jié)果表明,指標(biāo)均符合要求,所得個(gè)體層面數(shù)據(jù)可以聚合到團(tuán)隊(duì)層面。本研究運(yùn)用SPSS進(jìn)行回歸分析。結(jié)果表明,團(tuán)隊(duì)層面的領(lǐng)導(dǎo)成員交換社會(huì)比較與信任濫用呈正相關(guān)(β=0.394,p0.01),團(tuán)隊(duì)層面信任濫用與不道德團(tuán)隊(duì)行為呈正相關(guān)(β=0.435,p0.001),團(tuán)隊(duì)層面的領(lǐng)導(dǎo)成員交換社會(huì)比較和不道德的團(tuán)隊(duì)行為之間的關(guān)系不顯著(β=0.123,p0.05)。因此假設(shè)1和假設(shè)2成立,但假設(shè)3和假設(shè)5不成立。本研究應(yīng)用SPSS回歸分析驗(yàn)證團(tuán)隊(duì)層面的馬基雅維利主義在團(tuán)隊(duì)層面的信任濫用和不道德的團(tuán)隊(duì)行為之間的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明,馬基雅維利主義在團(tuán)隊(duì)層面的信任濫用和不道德的團(tuán)隊(duì)行為之間的調(diào)節(jié)作用效應(yīng)顯著(β=0.113,p0.05)。因此,假設(shè)4成立。為了避免樣本量小帶來誤差,本研究還使用拔靴法將樣本量科學(xué)的擴(kuò)展到1000來檢測(cè)變量間的關(guān)系,結(jié)果與上述相同。在本文的最后,研究者對(duì)假設(shè)的成立或不成立的原因進(jìn)行了分析,討論了本研究的理論和實(shí)踐的意義,并指出未來的研究方向。
[Abstract]:......
【學(xué)位授予單位】：哈爾濱工業(yè)大學(xué)
【學(xué)位級(jí)別】：碩士
【學(xué)位授予年份】：2017
【分類號(hào)】：F272.92

【參考文獻(xiàn)】

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1 楊曉;師萍;譚樂;;領(lǐng)導(dǎo)—成員交換社會(huì)比較、內(nèi)部人身份認(rèn)知與工作績效:領(lǐng)導(dǎo)—成員交換關(guān)系差異的作用[J];南開管理評(píng)論;2015年04期

2 嚴(yán)瑜;張倩;;“過猶不及”——組織公民行為消極面的解讀與探析[J];心理科學(xué)進(jìn)展;2014年05期

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本文編號(hào)：1575958