一、引 言

在儒家传统文化的长期影响下，“沉默是金”“祸从口出”“言多必失”等是不少中国人为人处事和安身立命的金科玉律。与西方员工相比，中国员工的沉默现象更为突出。沉默这种非语言隐蔽行为逐步成为组织行为领域的研究热点之一。Morrison & Milliken(2000)首次将沉默正式定义为“员工面临组织中存在的潜在问题，选择保留个人观点的行为”，并认为沉默行为主要是由领导原因造成。关于领导行为对员工沉默影响的早期研究主要关注积极领导行为对员工沉默的影响，近年来不少学者开始探讨领导辱虐对员工沉默的影响。实证研究一致表明，领导辱虐对员工沉默具有显著的正向影响(李锐，2011；严丹，2012；Hong et.al，2014)。

事实上，儒家文化推崇领导的德行垂范。在这一传统观念长期影响下，中国情境下的组织领导者一般会顾忌自己的个人形象，不会轻易对下属滥施辱虐，而是表现为另一种较为普遍的消极行为——非权变惩罚(Noncontingent Punish)，即指那些没有根据下属过失情况而酌情惩罚的行为。它在实践中往往表现为那些和过失行为不相称的惩罚行为，主要指惩罚过重以及无故惩罚的情况。Podsakoff(2006)和Tremblay(2013)的研究表明，领导非权变惩罚对员工的上级满意度和绩效会产生负面影响。郭桂梅和段兴民(2011)实证研究却表明，非权变惩罚对员工的创造性存在正向影响。可见，领导非权变惩罚对员工的影响效应还存在很多模糊和困惑之处，值得进一步深入探索。本研究感兴趣的是，员工在面临领导非权变惩罚时是否会采取沉默行为作为无声的对抗？如果是的话，这种反应产生的机制是什么？为此，我们基于相关理论，提出领导非权变惩罚对员工沉默行为影响的假说，以及员工的组织公平感知在其中的中介作用和领导的奖励忽视对非权变惩罚影响作用的复杂调节效应，并通过一手调查数据对研究假说进行了实证检验。

二、理论基础与研究假说的提出

1．领导非权变惩罚对员工沉默行为的影响

归因理论认为，员工并非任何时候都会进行归因，而是在受到负面事件影响后更可能尝试归因。员工受到惩罚时会尝试对受惩的原因进行归因。但是，非权变惩罚的特点是惩罚过重或者是没有任何理由的惩罚。这种惩罚会让下属产生角色模糊，对任务目标以及获得奖励与避免惩罚的路径产生怀疑(Podsakoff，2006)，导致员工无法从自身原因进行合理解释，则会将其归咎于无法受自身控制的外因所致，并将非权变惩罚视为领导对自己的恶意对待，并可能产生沮丧无助和沦为“牺牲品”的消极忿恨情绪。领导的消极对待往往被员工认为是组织的意图，会导致员工对组织的报复行为(Shoss等，2013)。非权变惩罚往往被下属视为领导的消极对待。员工出于负向互惠的报复心理，会减少对组织的忠诚和关心以及建言献策的动机，从而对组织存在的问题保持缄默。自我决定理论(Ryan和Deci，2000)表明，个体的胜任需求是重要的内在心理需求之一，这一需求关注成功完成任务和取得满意的结果。而领导的非权变惩罚会抑制下属胜任需求的满足，导致焦虑、紧张、痛苦、沮丧、失望或消沉等负面情绪及心理压力。频繁的非权变惩罚甚至造成员工心理资源耗竭，并影响自我效能，导致其组织自尊降低(Organization-based Self-esteem)。而组织自尊反映了组织中的个体对自我重要性、胜任力与价值性的评价(Pierce et. al，1989)。负面领导行为对员工的组织自尊具有显著的负向影响 (Jian et. al，2012) 。显然，非权变惩罚这种负面领导行为会影响员工的组织自尊，降低对自我重要性、胜任力和价值性的评价，感觉自己“人微言轻”，认为即使指出部门或组织存在的问题也不会得到上级的认可、表扬或奖励，因而不愿做徒劳无益的事情。而且打破沉默、建言献策往往不免涉及对现状的批评，很可能被领导视为一种抱怨和对领导权威的挑战，正所谓“忠言逆耳”。因此，为了规避进言的不确定性风险，避免招致更多的非权变惩罚，保持沉默则是一种理性的行为决策。由此得出假说1：领导非权变惩罚会正向影响员工的沉默行为。

2．组织公平感知的中介作用

根据组织公平理论，员工会通过工作努力与所得回报之间的比率来评估自己与组织之间交换关系的公平性。20世纪90年代以来，组织行为学者开始借鉴社会学与犯罪学领域研究，逐步将公平理论应用于惩罚研究，并认为如果惩罚能够被公平分配，则会对员工的态度与行为产生积极效果(Ball et.al，1994)。受罚者与其他成员所受惩罚的一致性程度会影响其公平感知，因为员工会判断自己所受惩罚和前人所受惩罚的程度是否类似(Ball，1992)。Podsakoff(2006)和Tremblay(2013)的研究表明，当惩罚是根据下属表现进行权变实施的情况下，领导惩罚行为对下属公平感知的负面影响较少。Cole(2008)发现，过于严厉的惩罚会降低员工的公平感。惩罚权是领导权力的重要来源之一，而且在员工心目中，上司的惩罚往往代表了组织的惩罚。领导在组织公平氛围的塑造中起到极为关键的作用，而非权变惩罚是领导对惩罚权的过度滥用，违背了上下级交换关系的公平匹配原则。这种惩罚与员工的绩效表现脱钩，人为随意性较大，惩罚实施的一致性程度往往较低，显然会降低下属的组织公平感知。根据社会交换理论和互惠原则，当员工感觉自己受到组织的公平对待时，会产生回报组织的义务感，认为自己应该对组织中的有害或低效率现象负责，从而更愿意主动地说出自己发现的各种问题，积极献计献策以改善部门和组织绩效。因此公平的组织氛围会促进员工积极进言，而不公平的组织环境是导致员工沉默的重要原因(Pinder & Harlos，2001)。何轩(2009)的研究表明，互动公平与员工沉默之间存在显著的负向关系。Tangirala & Ramanujam(2008)研究还发现，程序公平感知越高，员工沉默行为越少。Tulubas & Celep(2012)、Whiteside & Barclay(2013)的实证研究均表明，整体公平感知是员工沉默行为的显著预测变量。根据以上推理，我们认为领导的非权变惩罚会影响员工的组织公平感知，并通过这一心理中介进一步影响沉默行为。由此得到假说2：组织公平感知在领导非权变惩罚与员工沉默行为之间起中介作用。

3．奖励忽视的调节作用及其性别差异

根据交易型领导理论，领导和成员之间的关系是基于经济、政治和心理的价值交换(Bass，1985)。领导的任务是设定员工的目标，提供员工需要的资源以帮助其达到目标并且获得奖励。从社会交换视角来说，在领导—成员交换关系的维系过程中，下属积极努力完成领导规定的绩效目标后自然会期望得到相应的奖励回报。而且员工与组织之间存在一定的心理契约，即关于互惠性交换协议具体条件的信念(Rousseau，1989)。领导在某种程度上是组织的代理人，掌握着奖励资源的分配，因此上下级之间往往存在多种期望及承诺等主观信念，员工与组织的心理契约更多表现为与领导的心理契约。这种隐性契约关系作为一种特殊的社会交换关系，需要建立在公平互惠基础之上，因此公平性是维系员工心理契约的重要纽带。领导对下属的奖励忽视和非权变惩罚显然违背了领导—成员关系中的公平交换原则，并影响员工对领导行为的意义建构，因为意义建构常常发生在某些行为现象与确定性角色预期或内在价值观相矛盾的情况下(Liu et. al，2015)。而奖励忽视会使员工认为领导对自己不认可、不赏识以及不关注，并造成上下级之间情感疏远和关系质量下降，并打破下属对领导的心理契约，最终侵蚀对领导的信任，从而更可能将领导非权变惩罚解读为对自己的恶意对待，或是为了“杀鸡儆猴”而使自己沦为牺牲品，从而更可能产生不公平感知。相反，如果领导能够根据绩效表现给予相应的奖励，则会增加员工对领导的信任，并从其他角度对领导的非权变惩罚进行意义建构。比如，揣测可能是领导在工作压力下的非故意行为反应而非恶意为之，甚至认为领导之所以实施非权变惩罚是因为把自己视为“圈内人”和寄予厚望，并对自己隐含设有未言明的更严要求和更高期待，正如人们常言的“打是亲、骂是爱”“棒打出孝子，严师出高徒”。因此在奖励忽视程度低的情况下，领导非权变惩罚不易增加员工的不公平感知。由此得到假说3：领导奖励忽视对非权变惩罚与员工组织公平感知的关系具有增强型调节作用。相比于奖励忽视程度低的情况，在奖励忽视程度高的情况下，非权变惩罚对员工组织公平感知的影响更强。

在传统的泰勒制下，组织管理中强调控制、果断、竞争及独立等导向，这些价值观导向与男性的性格特征比较一致，因此重要的岗位一般被男性控制。而女性价值观则以关系为导向，与泰勒制管理的组织价值观不一致，从而导致在组织中逐渐被边缘化(郑晓涛，2009)。杨国枢等(1991)基于华人本土心理学的实证研究也表明，男性优越是华人传统性的重要维度，代表一种男性优于或超越女性的态度。旧有的传统性心理与行为并不会因社会的变迁而消失不见(杨国枢，2004)。当今职场社会对男强女弱性别规范的刻板印象仍属主流，表现为对男性和女性角色期待的差异和女性在职业发展中的“玻璃天花板效应”，即使在同等职位上从事相似的工作，男性更可能得到上司的认可、奖励及提拔。Helson(1964)的适应水平理论中所提出的心理适应概念已被广泛运用来解释生活事件对个体认知、情感和行为的影响。心理适应水平是一种状态,在这种状态下，个体由于反复受到某种外部刺激的作用而变得习惯和适应。适应水平会影响个体面临这种外部刺激时的反应强度，适应水平越高，则对刺激的反应越弱(Paese & Stang，1998)。女性在长期社会化过程中比男性更少得到权威的认可、褒奖甚至个人发展机会，对于奖励缺失状态已经产生较高的心理适应水平，因此对领导的奖励忽视变得习惯，不如男性反应敏感和强烈，也就不太会影响其对领导非权变惩罚的归因和意义建构。因此女性员工受到的奖励忽视对非权变惩罚与沉默行为的调节作用相对较弱。由此得到假说4：领导非权变惩罚及奖励忽视与员工性别通过三项交互作用共同影响员工组织公平感知。奖励忽视对非权变惩罚与组织公平感知关系的调节作用存在性别差异。相比于男性员工，女性员工遭受的奖励忽视对非权变惩罚与组织公平感知关系的调节作用较弱。

三、研究设计

本研究数据分析主要采用统计软件Lisrel8.8和Stata12.0。具体的统计分析包括：首先采用Lisrel8.8进行验证性因子分析，以考察所用量表的构念效度。然后运用Stata12.0进行描述统计、相关分析以及层级回归来检验相关假设，并采用该软件画出调节效应图以辨识交互模式。此外还采用Hayes(2013)开发的Process插件程序对中介效应进行了Bootstrap检验。

2．构念效度的验证性因子分析

本研究的调研工作从2014年8月开始启动，经过多次联系洽谈，最终选择某大型的高技术制造企业。该企业共有员工约9 000人左右，主要生产液晶显示器及液晶电视等电子产品。为了减少对企业正常生产活动的干扰，我们根据生产任务紧迫状况，结合员工的工作时间，采用小批量、多批次的方式随机抽取员工进行现场填写问卷以获取研究数据。调研工作于2015年2月结束，最终收回纸质问卷 414份，剔除研究变量题项信息填写不完整或胡乱填写的无效问卷后共得381份有效问卷，问卷有效率约 92.0%。其中，从性别来看，男性279人，占73.2%，女性102人，占26.8%。从学历来看，本科及以上学历者41人占10.8%，大专学历者107人占28.1%，大专以下学历者233人占61.2%。从职级来看，普通职工252人占66.1%，基层管理者129人占33.9%。从服务年限看，在该企业服务5年及以上者285人占比74.8%，服务2-5年者56人占14.7%，服务2年及以下者40人占10.5%。

1．研究样本与分析方法

2．测量工具

综而言之，不管是夫妻关系还是父母与子女之间的关系，其间均存在“敬”与“爱”两种情感，然而基于男权中心主义的社会建构以及制度设计上的考量，儒家多崇“敬”以申父权，从而使得对人伦而言极其重要的“爱”之情感遭到遮蔽与压抑。

膝关节腔注射氨甲环酸对单纯半月板损伤患者关节肿胀、疼痛、关节功能恢复的影响 …………………… 李明晋等（8）：1098

图1(a)为八角茴香的实体图，它生长快速产量高，且不易生虫害；图1(b)为莽草酸的平面分子结构图，六元环上有一个碳碳双键，环外连接有3个羟基和1个羧基.

变量测量均采用成熟量表。为了确保国外量表在中国情境下的等价性，经过双向翻译检验后的问卷通过小规模预测试，结合实际语境进行了适当修正。问卷采用李克特五点量表设计，以1代表非常不同意，以5代表非常同意。自变量领导非权变惩罚的测量来自Podsakoff(1984)，共有4个题项，比如“即使不是我犯的错误，上司也会让我负责”。组织公平感知的测量来源于Janssen(2001)，采用5题量表，比如“我觉得自己在工作中得到了公平对待”。因变量沉默行为的测量参照李锐(2012)基于Tangirala和Ramanujam(2008)量表修订后的5题量表。由于本研究样本大多为从事全自动流水线作业的员工，难以自行决定生产速度及效率，因此删除第5题：“面对单位里影响工作效率的现象，我选择了沉默”，得到4题量表，比如“尽管我有可以改善工作的想法或建议，但我没有说出来”。调节变量奖励忽视的测量采用Hinkin & Schriesheim(2008)量表，包括4个题项，比如“即使在我业绩良好时，上司也不认可我的工作成果”。根据以往研究，将性别、职级、服务年限和学历等人口学特征和工作满意度作为控制变量。其中性别也是双重调节变量，以1表示女性，以0表示男性。员工工作满意度的测量量表来自Wanous等(1997)。

四、研究结果

1．共同方法偏差检验

本研究从员工搜集领导非权变惩罚数据以减少社会称许性问题。沉默行为的隐蔽性特征也适合从员工搜集数据。为减轻共同方法偏差，采用心理隔离法，隐匿研究目的，将题项顺序适当打乱，并引入反向题，减少作答的一致性倾向。鉴于问卷涉及敏感性问题，告知员工匿名作答，并在卷首醒目位置承诺问卷数据只用于整体分析，不会对员工个人带来影响。采用Harman单因子检验法考察共同方法偏差问题：将理论模型中变量的所有测量项目全部放在一起进行未旋转的因子分析，如果只析出一个因子或第一个因子解释了绝大部分变异，即可判断存在严重的共同方法偏差问题；反之，可以认为不存在严重的共同方法偏差问题。结果显示，第一主成分解释的变异为29.37%，未占到总变异解释量的一半。可见共同方法偏差在本研究中并未造成严重问题。

工区南部缓坡带上物源口呈多个点状，在靠近物源区的多条冲沟前发育多个扇三角洲沉积，水上和水下环境并存，重力流与牵引流混杂，砾石含量较高，岩石颗粒粗并呈现正韵律特征；北部陡坡带则主要发育水下冲积扇沉积，而在洼陷带发育从扇三角洲前缘滑塌下来的浊积扇沉积。因此，本工区以发育多点物源富砾扇三角洲沉积体系为主，如图1所示。

由表1可知，在各施工过程中，吊索的索力分布很离散，故施工中根据各根索的就位索力选取千斤顶。第一批吊索的最大就位力为2830.8kN；第二批吊索的最大就位力为2210.5kN；第三批吊索的最大就位力为1636.8kN，施工中选用最大千斤顶为2台250t的千斤顶。

3．描述统计与相关分析结果

 

表1 聚敛效度的验证性因子分析

  

因素χ2/dfRMSEARMRGFICFI非权变惩罚(4题项测量)0．950．000．020．991沉默行为(4题项测量)2．530．000．0110．98组织公平感知(5题项测量)2．030．050．040．990．88奖励忽视(4题项测量)1．860．050．050．990．95

 

表2 区分效度的验证性因子分析

  

模型χ2/dfRMSEARMRGFICFI四因子：奖励忽视；组织公平感知；非权变惩罚；沉默行为2．240．050．060．930．89三因子：奖励忽视+组织公平感知；非权变惩罚；沉默行为2．810．070．070．880．54二因子：奖励忽视+组织公平感知+非权变惩罚；沉默行为2．950．070．070．870．53一因子：奖励忽视+组织公平感知+非权变惩罚+沉默行为4．470．100．080．820．51

注：“+”表示几个因子合并为一个因子。因子的合并次序是根据各因子之间相关性的大小依次进行合并。

为了检验本研究所设计变量的构念聚敛性和区分性，我们对非权变惩罚、组织公平感知、奖励忽视和沉默行为进行了验证性因子分析。首先，对四个变量分别进行验证性因子分析，据表1可知，各个因素的单个模型拟合效果总体上比较理想，可见各个变量的测量项目能够较好地反映出同一构念，表明各研究变量具有较好的聚敛效度。其次，采用竞争模型比较方法进行区分效度的检验。由表2可知。四因子模型主要拟合度指数均达到标准，并且与其他三个模型相比，四因子模型的拟合效果最为理想，说明本研究变量具有良好的区分效度，确实代表了不同的构念。

4．假设检验

由于到货验收单、投运单、质保单等物资合同结算单据中的数据均可以通过ERP主数据库进行提取，可以通过系统中结构化的数据自动生成付款单据，并结合移动应用、电子签章、生物识别等技术，实现合同管理过程的单据结构化。

 

表3 研究变量的均值、标准差和相关矩阵

  

均值标准差123451．非权变惩罚2．4280．7801(0．740)2．组织公平感知2．8970．717-0．344∗∗∗1(0．674)3．沉默行为2．3630．8590．312∗∗∗-0．273∗∗∗1(0．805)4．奖励忽视2．61670．7450．446∗∗∗-0．450∗∗∗0．412∗∗∗1(0．722)5．员工性别0．2680．4430．0060．0120．0660．114∗1

注：***表示 p < 0.001，*表示 p < 0.05，双侧检验。括号内为Cronbach α系数，N=381。

各研究变量的均值、标准差和皮尔逊相关系数见表3(见下页)。由表3可知，非权变惩罚与组织公平感知显著负相关(r=-0.344，p<0.001)，与沉默行为(r=0.312，p<0.001)及奖励忽视(r=0.446，p<0.001)显著正相关。组织公平感知与沉默行为(r=-0.273，p<0.001)及奖励忽视(r=-0.450，p<0.001)显著负相关。沉默行为与奖励忽视显著正相关(r=0.412，p<0.001)。奖励忽视与员工性别显著正相关(r=0.114，p<0.05)，说明女性员工遭受的奖励忽视更多。

广西柑橘行业协会特聘专家、广西柑橘研究所植保室副主任张戈壁则从技术和实用领域与大家分享了柑橘病虫害后期管理要点，并现场教授了大家病虫害的鉴别和防治办法。他表示，随着10月的到来，柑橘生长进入冲刺阶段，这时候尤其要注意病虫害的侵害，做好预防和治疗。云图控股营销总监阚夕国和大丰收首席技术顾问王兴林也分别向农民介绍了实现柑橘的优质高产云图控股的柑橘复合肥解决方案和大丰收柑橘冬季种植解决方案，受到了农户的一致好评和热烈回应。

对于组织公平感知在非权变惩罚与沉默行为之间中介作用的假设(假设2)，采用Baron和Kenny(1986)提出的三个步骤进行检验：首先检验自变量与因变量的关系，然后检验自变量和中介变量的关系，最后检验在控制了自变量的影响后，中介变量对因变量的影响是否显著。结果如表4所示，非权变惩罚对沉默行为具有显著正向影响(M3，β=0.298，p<0.001)，假设1得到支持。非权变惩罚对组织公平感知具有显著负向影响(M2，β=-0.280，p<0.001)。将非权变惩罚和组织公平感知同时纳入模型后，回归结果显示组织公平感知对沉默行为具有显著影响(M5，β=-0.163，p<0.01)，假设2得到支持。但是非权变惩罚对沉默行为的影响仍然显著(但显著性降低，回归系数t检验值从5.62降为4.52)，说明组织公平感知在非权变惩罚与沉默行为之间起部分中介作用。

 

表4 组织公平感知的中介效应分析

  

因变量组织公平感知M1组织公平感知M2沉默行为M3沉默行为M4沉默行为M5控制变量 性别0．1170．099-0．0030．0160．032 职级-0．170∗∗-0．155∗∗0．158∗0．143∗0．117 服务年限-0．106∗∗-0．102∗∗0．05790．05320．0366 学历0．0800．060-0．0130．0090．019 工作满意度0．197∗∗∗0．153∗∗∗-0．248∗∗∗-0．202∗∗∗-0．177∗∗∗自变量 非权变惩罚-0．280∗∗∗0．298∗∗∗0．253∗∗∗中介变量 组织公平感知-0．163∗∗F4．699．124．647．947．94R20．0920．1810．0910．1620．177ΔR20．089∗∗∗0．071∗∗∗0．015∗

注：*** 表示p < 0.001，**表示 p < 0.01，*表示 p < 0.05；双侧检验；N=381。多重共线性检验结果表明，方差膨胀因子VIF介于1.42-1.46，说明回归结果不受多重共线性的影响。本表中M1和M3为基准模型，只包含控制变量。

我们同时采用Sobel检验(z=2.430*，p<0.05)进一步支持了组织公平感知的中介作用。此外，我们采用Hayes(2013)开发的Bootstrap程序PROCESS插件进行中介效应的稳健性检验。间接效应检验结果显示：99%置信区间[0.012, 0.093]不包含0，说明组织公平感知对非权变惩罚与沉默行为之间关系的中介效应显著，该中介效应的效应值为0.047。直接效应检验结果显示：99%置信区间[0.142, 0.361]不包含0，表明在控制了中介变量后，非权变惩罚对沉默行为的直接效应仍然显著，说明组织公平感知对非权变惩罚与沉默行为之间关系的中介作用为部分作用。

为了检验奖励忽视的调节效应及其性别差异的三项交互效应，在回归模型中依次放入自变量、调节变量和交互项，为了避免自变量和调节变量与交互项的相关性过高而导致共线性问题，将自变量与调节变量均进行中心化处理后再计算交互项。同样在三项交互效应回归中，为避免一次项、二次交互项及三次交互项之间的相关性引起共线性问题，对所有交互项进行计算之前均进行了中心化处理。结果见表5，将非权变惩罚和奖励忽视同时纳入模型后，非权变惩罚对组织公平感知仍具有显著的负向预测效果(M6，β=-0.159，p<0.001)。从调节效应回归结果可知，奖励忽视对非权变惩罚与组织公平感知关系的调节效应达到显著性水平(M7，β=-0.154，p<0.01)。

 

表5 奖励忽视的调节效应及其性别差异的三项交互效应分析

  

因变量组织公平感知M6组织公平感知M7组织公平感知M8组织公平感知M9组织公平感知M10控制变量女性样本组男性样本组 性别0．1290．1320．135 职级-0．134∗-0．140∗-0．136∗-0．232∗-0．100 服务年限-0．102∗∗-0．109∗∗-0．108∗∗-0．090+-0．119∗ 学历0．0360．0380．0450．144-0．013 工作满意度0．0818∗0．0927∗0．0799∗0．06500．106∗自变量与调节变量 非权变惩罚-0．159∗∗∗-0．134∗∗-0．323∗-0．115-0．152∗∗ 奖励忽视-0．323∗∗∗-0．308∗∗∗-0．133-0．340∗∗∗-0．267∗∗∗ 交互项非权变惩罚×奖励忽视-0．154∗∗0．220-0．078-0．172∗ 奖励忽视×性别-0．056 非权变惩罚×性别0．081 非权变惩罚×奖励忽视×性别-0．140∗F13．0812．8510．626．208．97R20．2610．2770．2890．4050．251ΔR20．08∗∗∗0．016∗0．012∗

注：*** 表示p < 0.001，**表示 p < 0.01，*表示p < 0.05，+ p表示< 0.1，双侧检验。M1- M4采用全部样本(N=381)，M5 采用女性员工样本(N=102)，M6采用男性员工样本(N=279)。M6中的ΔR2为M6与M2的R2之差。多重共线性检验结果明，方差膨胀因子VIF介于1.37-4.35，说明回归模型的多重共线性问题处于可接受的范围。

  

图1 奖励忽视对非权变惩罚与组织公平行为的调节效应

为了进一步确认调节效应的型态，根据调节变量大小对样本分组(将奖励忽视的均值左右各一个标准差区域之外各作一组)，利用Stata12.0软件画出分组回归直线，如图1所示：在奖励忽视程度高时，非权变惩罚与组织公平感知的回归直线斜率更为陡峭，说明奖励忽视对非权变惩罚与组织公平感知的关系具有增强型调节作用，假设3得到支持。

从三项交互效应回归结果可见，非权变惩罚、奖励忽视和性别对组织公平感知的三项交互作用达到显著性水平(M8，β=-0.140，p<0.05)。为了进一步确认奖励忽视对非权变惩罚与组织公平感知关系的调节效应是否存在性别差异，将样本分为男性组和女性组分别进行调节效应检验以作比较。结果显示，在男性组中，奖励忽视的调节效应达到显著性水平(M10，β=-0.172，p<0.05)，而在女性组中，奖励忽视的调节效应不显著(M9)，因此奖励忽视对非权变惩罚与组织公平感知之间关系的调节效应存在性别差异，假设4得到支持。

本刊设有主题论文（字数：8 000—12 000）、研究综述（字数：8 000—12 000）、前沿报告（字数：3 000—5 000）、观点与争鸣（观点类字数：2 000左右；商榷类字数：4 000—6 000）、书评（字数：2 000—3 000）等栏目（具体栏目内容请见本刊网站）。

五、结论与讨论

受中国传统文化的影响，组织内员工沉默是我国企业中常见的现象。从消极领导力的角度对这种现象产生的原因解释是近来组织行为领域中的研究热点。奖励惩罚是组织管理中的重要实践，奖励惩罚权也是领导权力的重要来源，但是领导者对这种权力使用不当现象却极为普遍，从而对员工产生消极影响。本研究首次采用实证研究的方法从领导奖励惩罚视角探讨了员工沉默的形成机制。研究结果表明：第一，领导非权变惩罚对员工沉默行为具有显著的正向预测作用；第二，员工的组织公平感知在领导非权变惩罚对沉默行为影响的过程中起到部分中介作用；第三，领导的奖励忽视对非权变惩罚与员工沉默行为之间的关系存在显著的调节效应，当领导对员工的奖励忽视程度高时，非权变惩罚对沉默行为的影响更强；第四，非权变惩罚、奖励忽视和员工性别对沉默行为存在三项交互作用。具体表现为奖励忽视对非权变惩罚与沉默行为之间关系的调节效应存在性别差异。与男性员工相比，女性员工遭受的奖励忽视对非权变惩罚与沉默行为之间关系的调节效应相对较弱。

随着组织外部竞争的逐步加剧和对创新需求的与日俱增，员工的主动行为显得格外重要。当过多的员工面对企业保持沉默时，也意味着企业内部员工管理的失败。因此亟须打破当前组织中普遍存在的员工沉默现象。本研究结论的重要实践启示在于：

第一，管理者在奖惩权的运用中要做到赏罚分明。组织中每个员工在工作中都存在一定的优点和缺点。奖惩措施应该对事不对人，不能对存在工作失误的员工全盘否定。一方面，管理者要合理使用惩罚权，力图避免非权变惩罚行为。惩罚决策应充分考虑员工过失过错的客观原因，并提供合理的惩罚依据及原因解释，同时还要保证惩罚的一致性和公平性以及对受罚员工进行事后的安抚和关心，从而减轻惩罚可能导致的沉默效应。另一方面，要善于发现员工在工作中的长处和进步，并给予奖励或认可。员工对非权变惩罚的感知具有一定的主观性，在现实中往往难以完全避免。而对员工奖励的忽视无疑会起到雪上加霜的效果，进一步恶化非权变惩罚引起的沉默现象。因此在针对员工某方面工作失误实施惩罚的同时，领导者也需要善用奖励的艺术，及时对员工在工作其他方面表现的优点、进步和努力予以褒奖。

第二，管理者对员工的奖励要避免性别歧视。本研究发现，男性员工的奖励忽视对非权变惩罚与沉默关系的影响更强，说明男性员工对奖励忽视更为敏感，而女性员工对奖励忽视则相对迟钝。相关分析表明，女性遭受的奖励忽视比男性更多。相比于男性员工，女性员工取得的工作业绩往往更难得到奖励和认可。而长期处于奖励缺失状态将使得女性对奖励忽视的不公平对待不再敏感，并产生社会适应和消极顺从，这无疑会增加女性职业成长的障碍。因此管理者应该避免对性别的刻板印象，在奖励实施过程中同等对待不同性别员工。

第三，企业要建立科学的绩效考核和奖惩制度以及完善劳动合同和员工申述机制。员工对非权变惩罚和奖励忽视的感知在一定程度上受到上下级对业绩好坏认知差异的影响。员工对自己的业绩表现评价与领导对其的业绩评价可能存在不一致，从而产生非权变惩罚和奖励忽视的认知错觉。因此，企业需要制定明确的绩效标准，使用全面而科学的评估方法和程序。不仅要将绩效考核标准清晰地传递给员工，还要将考核结果采用恰当形式准确反馈给员工。还要完善劳动合同中的奖惩细则，以减少奖惩实施过程中的纠纷。同时要明文规定具体申述程序，使员工在受到不公平的奖惩对待时可以通过一定的渠道表达自己的不满和得到回应与解释以及问题的解决或弥补措施，从而减轻奖惩不当造成的消极后果。

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