分配公正、程序公正、互动公正影响效果的差异，本文主要内容关键词为：公正论文,互动论文,差异论文,分配论文,效果论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
1 问题提出
组织公正的研究最初始于亚当斯(Adams，1965)提出的分配公正(equity theory)问题。1975年Thibaut和Walker认为只要人们有过程控制的权力，不管最终结果是否有利，分配公正感都会提高，并提出了程序公正(procedural justice)，而1980年Leventhal等进一步提出了程序公正的六条标准。1986年Bies和Moag开始关注分配结果反馈执行时的人际互动方式对公正的影响，提出了互动公正(interactional justice)[1]。人们对于组织公正的认识正逐渐深入，推动研究深入的原因之一就在于希望能够证实这样一个假设：提高组织公正能够导致组织希望的员工心理与行为(如组织承诺、工作满意度、组织公民行为、绩效等)的改善。那么，有一个问题就凸显出来：组织公正各维度与效果变量之间是什么关系？
组织公正领域经常研究的效果变量按照所指向的对象可以分为三种：(1)具体的、以个人为参照的后果(person-referenced outcomes)，一般包括对薪酬或绩效评估的满意度，或者消极怠工、缺勤等行为；(2)与组织有关的后果(organization-referenced outcomes)，一般包括组织公民行为以及组织承诺；(3)与上司有关的后果(supervisor-referenced outcomes)，一般包括与上司的关系，以及对上司的信任、评价等[2～4]。
目前对组织公正与员工心理与行为之间关系的解释主要有三种：Leventhal(1980)[5] 提出的分配优势模式(distributive dominance model)、Sweeney和McFarlin(1992，1993)[2，6] 提出的两因素模式(twofactor model)以及Masterson、Lewis等(2000)[7] 提出的代理者—系统模式(agent-system model)。
Leventhal的分配优势模式认为，虽然程序公正也是人们形成公正判断以及导致员工心理与行为后果的重要因素，但是相比而言，分配公正比程序公正更加重要，强调的是分配公正在解释员工心理与行为上的基础作用，人们对某一结果的反应首先取决于分配公正与否。也就是说，只要做出公正的分配，无论分配所遵循的程序是否公正，都会导致积极的后果；反之，只要分配不公正，无论分配所遵循的程序公正与否，都会导致消极的后果。与分配优势模式片面强调分配公正的作用不同，有研究者认为分配公正对具体的、以个人为参照的后果有更多的影响；而程序公正对更一般组织和权威的评价具有更大的影响[8]。McFarlin和Sweeney(1993)[2] 提出了两因素模式，认为程序公正和分配公正对不同的后果变量解释和预测力是不同的，程序公正主要预测以组织系统为参照的后果(比如组织承诺)，而分配公正主要预测以个人为参照的后果(比如薪酬满意度)。在McFarlin和Sweeney(1993)的研究中，考察了分配公正、程序公正与组织承诺、薪酬满意度的关系，通过模型比较发现，较之分配优势模式，两因素模式拟合数据最佳。Folger和Konovsky(1989)[9] 对提高薪酬中分配公正与程序公正效果的研究表明，程序公正比分配公正能解释组织承诺更多的变异，而分配公正比程序公正能解释薪酬满意度更多的变异。
Bies和Moag(1986)[10] 通过考察互动公正，提出了对组织公正后果的另一种解释，他们认为个体在决定如何对权威形象(老板和上司)做反应时依靠的是互动公正，在决定如何对整个组织做反应时依靠的是程序公正。Masterson、Lewis等(2000)[7] 进一步提出代理者—系统模式，其认为组织中的个体要处理两类关系：与直接上司的关系和与组织的关系，互动公正预测与上司有关的后果，程序公正预测与组织有关的后果，互动公正对以代理人为参照的后果比对以系统为参照的后果有更强的预测力。
如果把两因素模式和代理者—系统模式综合起来考察，可以构成一个组织公正三维度与效果变量的对应影响模式：分配公正对具体的、以个人为参照的后果有更多的影响；程序公正对一般组织和权威的评价具有更大的影响，预测与组织有关的后果；互动公正主要预测与上司有关的后果。Erdogan(2002)[3] 对组织公正与效果变量间关系的综述分析也认同这种观点。
国内学界对于组织公正的关注越来越多。比如，吴谅谅(1991)[11] 对分配不公平感的心理分析，俞文钊(1991)[12] 对公平差别阈与分配公平的研究，李超平、时勘(2003)[13] 对组织公平与工作倦怠关系的研究，以及刘亚、龙立荣等(2003)[14] 对组织公平感影响效果的研究等。国内已有的研究尚有两个不足，第一，没有同时考察组织公正三维度与效果变量之间的关系，特别是忽视了互动公正[13]；第二，已有的研究大多是相关范式的问卷研究，缺乏实验研究，以及因果关系的证据。实证研究的缺乏使得我们对于中国社会背景下的组织公正及其效果之间的关系并没有一个清晰的认识。本研究以大学生奖学金评比为例，采用实验控制的方法，对组织公正三维度与效果变量之间的关系加以探讨。
本研究考察在奖学金评比情境中分配公正、程序公正、互动公正对大学生心理与行为的影响，考察的因变量有四个：（1）学习投入，指个人在学习上的投入时间、精力的意愿，类似于组织情境下的对怠工、缺勤行为的考察，属于个人参照后果。（2）班级荣誉感，指个人主动维护班集体荣誉的意愿，类似于组织情境下的组织公民行为。（3）班级归属感，指个人对于班集体的情感，类似于组织情境下的组织承诺。班级荣誉感与班级归属感属于组织参照后果。（4）与辅导员的关系，指个人对辅导员的信任、距离感等，属于上司参照后果。根据前面的分析，可以提出以下假设：
假设1：奖学金评比中分配公正与否会影响大学生的学习投入。
假设2a：奖学金评比中程序公正与否会影响大学生的班级荣誉感。
假设2b：奖学金评比中程序公正与否会影响大学生的班级归属感。
假设3：奖学金评比中互动公正与否会影响大学生与辅导员的关系。
2 研究方法与程序
2.1 被试的选定
本研究共选取大学生被试661名，在武汉地区三所高校中挑选12个公共课课堂，共施测672人，回收有效样本661份，回收率98.36％。被试中男生320人，女生329人，另有12人性别数据缺失；理科生321人，文科生327人，另有13人专业数据缺失。被试平均年龄20.04岁，均为大学本科二、三年级学生。
2.2 实验程序与材料
研究前期对大学生进行了有关奖学金评比的访谈，在整理后的资料中提炼出奖学金评比中分配、程序、互动公正与不公正的典型事例组合成八个有关奖学金评比的情境故事(scenarios)，即八种刺激情境。每种情境都包括分配公正/不公正，程序公正/不公正以及互动公正/不公正，而每个小故事呈现刺激都是按照故事本身情节发展的逻辑，即程序—互动—分配的顺序。
本实验采用的是2×2×2的完全随机设计。八则故事随机发放，即每名被试随机接受一种刺激情境。通过指导语告诉被试，他们会读到一则奖学金评比的故事，假设他们就是故事中的主人公，要求他们首先仔细阅读这则故事，然后根据自己在故事中的真实感受回答后面的问题。在故事中对自变量实施操作。
首先是对程序公正/不公正的操作：评比标准公开、过程透明，信息准确、结果公示、可修正/评比标准不公开、过程不透明，信息不准确、结果不公示；
然后是对互动公正/不公正的操作：辅导员对出现的问题很重视，认真对待，并及时作出解释，态度诚恳/辅导员对出现问题很不重视，敷衍了事，态度粗暴；
最后是对分配公正/不公正的操作：付出很多努力，最终获得一等奖学金(2000元)/付出很多努力，却只得到三等奖学金(500元)。
2.3 反应量表
量表的内容分为两部分。前一部分考察被试在体验刺激情境故事的基础上产生的分配公正、程序公正、互动公正，都有两个项目(其中一个为反向记分)加以测量，其Cronbach' s α分别为0.88，0.89，0.95。
本研究是从分配公正、程序公正、互动公正三方面来探讨组织公正与结果变量关系的，但也有研究者认为，互动公正是程序公正的一种，或者三种公正是不可分的。本研究对测量组织公正的六个项目进行验证性因素分析，比较了单因素模型(三种公正属于一个因素)、二因素模型(分配公正与程序公正，互动公正属于程序公正)、三因素模型(分配公正、程序公正、互动公正)。结果表明，三因素模型对于数据的拟合最佳，RMSEA、SRMR低于0.05，GFI，IFI，CFI，NNFI都高于0.90，卡方与自由度的比值小于3，而两因素模型和单因素模型对于数据的拟合很差，各指数均未达到临界值(见表1)。说明，三种公正的确不同，应分别考察其与后果变量的关系。
表1 组织公正三种模型验证性因素分析结果(6个项目，N=661)
模型x[2]dfx[2]/df
RMSEASRMRGFI IFI CFI NNFI
三因素模型 11.486 1.910.0370.011
0.991.001.000.99
二因素模型555.658 69.460.32 0.200.780.560.550.16
单因素模型967.499107.500.4020.260.670.280.28
-0.19
后一部分为因变量，包括学习投入、班级荣誉感、班级归属感、与辅导员的关系四个潜变量。其中学习投入有5个项目(比如：经过这次奖学金评定，我会花更多的时间在学习上)，Cronbach' s α为0.92；班级荣誉感有5个项目(比如：经过这次奖学金评定，我以作为班集体一分子为荣)，Cronbach' sα为0.91；班级归属感有4个项目(比如：经过这次奖学金评定，我感觉对班集体没有了归属感)，Cronbach' s α为0.89；与辅导员的关系有3个项目(比如：经过这次奖学金评定，我会疏远辅导员)，Cronbach' s α为0.88。各因变量的得分是将反向编码项目调整过来之后，项目得分的均值。量表中所有项目均采用Likert 5点记分，1到5分别表示“完全不同意”到“完全同意”。因变量项目是在试测的基础上，经修订而成。对正式实验数据的因变量进行验证性因素分析，同时考察了四因素模型(四个因变量相互独立)、三因素模型(班级荣誉感、班级归属感属于一个因素)、单因素模型(四个因变量属于一个因素)。从模型比较的情况看，单因素模型和三因素模型的各项拟合指数都未能达到临界值，而四因素模型的RMSEA、SRMR低于0.08，GFI,IFI,CFI,NNFI都高于0.90，卡方与自由度的比值小于3，从这些指数来看，四因素模型是最理想的，由此说明因变量项目有很好的构想效度。(见表2)
表2 因变量项目验证性因素分析结果(17个项目，N=661)
模型 x[2] df
x[2]/dfRMSEASRMRGFI IFI CFI NNFI
四因素模型 241.01
113 2.1330.0590.045
0.920.970.970.96
三因素模型 837.84
116 7.2230.1380.083
0.770.850.850.82
单因素模型2657.97
11922.3360.2550.160.510.510.510.44
2.4 实验控制
通过指导语告诉被试，本研究不记名，要求他们按照自己在故事中的真实感受作答，不要有任何顾虑。八个情境故事随机发放，在每个刺激情境上注意保持被试人数、性别、文理科上的平衡，每个刺激情境被试人数平均为83人。
3 研究结果
3.1 实验操作检测
在对实验假设进行验证以前，首先要检验对自变量的操作、控制是否成功。t检验结果表明，分配公正条件下，被试体验到的分配公正显著高于分配不公正的情况(M[，分配公正]=4.076，M[，分配不公正]=2.399，t(657)=19.386，p＜0.001)；程序公正条件下，被试体验到的程序公正显著高于分配不公正的情况(M[，程序公正]=3.988，M[，程序不公正]=1.854，t(657)=30.201，p＜0.001)；互动公正条件下，被试体验到的互动公正显著高于互动不公正的情况(M[，互动公正]=4.329，M[，互动不公正]=1.795，t(657)=33.600，p＜0.001)。总而言之，被试体验到的分配、程序、互动公正与所接受的实验处理的方向一致，实验对于自变量的操作和控制结果与预期相符，达到了实验控制的目的。
3.2 描述性统计分析结果
各种实验条件下因变量的描述统计结果如表3和表4所示。
表3 各实验情境中因变量的平均数与标准差(N=661，平均每个实验情境下被试数为83)
情境学习投入班级荣誉感班级归属感 与辅导员的关系
分配 程序 互动MSD
M
SDM
SDM
SD
1 1 13.9930.8583.5351.0113.8810.9274.0000.875
03.9430.7953.5400.9204.0030.7282.3330.952
0 13.8850.9942.9951.1523.0961.1663.7540.945
03.7070.9012.7191.0323.1221.0402.4421.023
0 1 12.9151.0473.2440.9323.9390.8353.9270.914
03.3611.3123.0931.0673.7500.8212.3491.000
0 13.1951.0632.6370.9942.8120.8943.6630.969
03.3001.2402.5881.0073.1071.1122.4010.948
注：1表示公正，0表示不公正
表4 因变量相关矩阵(N=661)
M
SD 1学习投入2班级荣誉感3班级归属感4与辅导员的关系
13.5391.101(0.92)
23.0441.0370.433[**](0.91)
33.4641.0450.237[**]0.495[**] (0.89)
43.1081.2060.179[**]0.302[**] 0.205[**] (0.88)
注：*p＜0.05，**p＜0.01，下同。对角线上括号内为各因变量的内部一致性系数
各因变量的内部一致性系数均在0.90左右，高于推荐值0.70，并且各因变量间都存在显著相关(见表4)。
3.3 对实验假设的验证
由于各因变量(学习投入、班级荣誉感、班级归属感、与辅导员的关系)之间存在显著相关，所以不应通过多次方差分析来对实验结果进行分析，而应通过MANVOA进行多元方差分析，来对实验假设进行验证。多元方差分析的检验统计量通常用Wilks的Λ，得到的是精确的F值。首先考虑全模型，结果表明分配公正和程序公正的交互效应不显著(Λ=0.995，F=0.747，df=(4，617)，p=0.560，ns)，分配公正和互动公正的交互效应不显著(Λ=0.988，F=1.819，df=(4，617)，p=0.123，ns)，程序公正和互动公正的交互效应不显著(Λ=0.986，F=2.182，df=(4，617)，p=0.070，ns)，分配、程序、互动公正的三向交互效应也不显著(Λ=0.987，F=1.956，df=(4，617)，p=0.100，ns)。然后设置非饱和模型，即除去不显著的交互效应项，结果显示三个自变量的主效应显著(见表5)。进一步采用一元方差分析(post hoc univariate ANOVAs)来对实验假设进行检验(见表6)。
表5 假设检验多元方差分析结果(非饱和模型)
ΛF df p
分配公正0.894 18.4324，6200.000[**]
程序公正0.804 37.8334，6200.000[**]
互动公正0.587109.4234，6200.000[**]
表6 各因变量的变异分解与比较
变量 学习投入 班级荣誉感 班级归属感 与辅导员的关系
df MS
η[2] MS η[2]
MS η[2]
MSη[2]
分配公正1
76.9940.10116.9130.026 2.7460.005 0.239 0.000
程序公正10.1780.00053.3180.076113.8410.167 1.010 0.002
互动公正11.4700.002 1.8870.003 0.6410.001344.433 0.370
R[2]0.102 0.104
0.1730.372
注：MS：均方；η[2]：某个自变量单独的贡献率，η[2]=SSH/(SSH+SSE)；R[2]：effect size，统计效应大小
3.3.1 假设1 分析表明，在学习投入上仅有分配公正的主效应显著，奖学金分配公正条件下的大学生其以后的学习投入显著高于分配不公正的大学生(M[，分配公正]=3.886，M[，分配不公正]=3.196，F(1，623)=70.010，p＜0.001，η[2]=0.101)。假设1得到验证。
3.3.2 假设2 分析表明，在班级荣誉感上程序公正的主效应显著，奖学金评比程序公正条件下大学生的班级荣誉感显著高于程序不公正的大学生(M[，程序公正]=3.354，M[，程序不公正]=2.731，F(1，623)=51.646，p＜0.001，η[2]=0.076)，假设2a得到验证。
在班级归属感上仅有程序公正的主效应显著。程序公正条件下大学生的班级归属感显著高于程序不公正的大学生(M[，程序公正]=3.891，M[，程序不公正]=3.035，F(1，623)=125.479，p＜0.001，η[2]=0.167)，假设2b得到验证。
同时，在班级荣誉感上分配公正的主效应也显著，分配公正条件下大学生的班级荣誉感显著高于分配不公正的大学生(M[，分配公正]=3.203，M[，分配不公正]=2.885，F(1，623)=16.363，p＜0.001，η[2]=0.026)，这是实验假设没有预想到的。尽管分配公正在班级荣誉感上主效应也达到了显著水平，但与程序公正的效应相比，分配公正的效应要小得多，也就是说班级荣誉感更大程度上还是受程序公正的影响，这与实验假设并不矛盾。
3.3.3 假设3 分析表明，在与辅导员的关系上仅有互动公正的主效应显著，互动公正条件下大学生与辅导员的关系显著高于互动不公正的大学生(M[，互动公正]=3.837，M[，互动不公正]=2.381，F(1，623)=366.504，p＜0.001，η[2]=0.370)。假设3得到验证。
4 分析与讨论
本研究为澄清组织公正三维度与效果变量之间的关系提供了证据。本研究结果支持两因素模式和代理者—系统模式，以及将两者综合而成的组织公正三维度与后果之间的对应影响模式：分配公正主要影响以个人为参照的后果(本研究中的学习投入)；程序公正主要影响与组织有关的后果(本研究中的班级荣誉感、班级归属感)；互动公正主要影响与上司有关的后果(本研究中的与辅导员的关系)。
Martin(1996)[15] 研究表明，分配公正与以个人为的参照后果(比如满意度)关系更紧密，而程序公正与以组织为参照的后果(比如组织承诺)关系更紧密。Maureen和Ambrose(2002)[16] 研究发现，当员工知觉到分配不公正时，会采取补偿行为(比如偷窃)来恢复分配公正，而当员工知觉到互动不公正时，会对互动对象(上司)采取报复行为。Greenberg(2003)[17] 研究发现，员工能区分出程序公正与互动公正，并做出相应的反应。李超平，时勘(2003)[13] 的研究则表明，对于情绪衰竭，分配公正有最大预测力；对于玩世不恭，程序公正有最大预测力。情绪衰竭指的是个体情绪低落、挫折感，属于以个人为参照的后果；玩世不恭指的是对组织中其他人和事不再关心，属于与组织有关的后果。本研究结果与上述研究的结论类似，为组织公正三维度与后果之间的对应影响模式提供了实证依据。
本研究的结果不支持Leventhal的分配优势模式，分配公正只在具体的、个人参照的效果变量上(本研究中的学习投入)有最大影响力。所以，对员工的态度和行为进行解释时，都从分配公正出发是不恰当的。
分配公正影响以个人为参照的后果可以从Adams的公平理论得到解释。人们将自己的结果或收益与自己的投入或贡献的比率与参照对象的这一比率进行比较，若两个比率相等则产生分配公正，并导致人们积极的心理与行为，比如高满意度；若不相等则产生分配不公正，并导致人们消极的心理与行为，并采取一些手段来恢复平衡，比如怠工、缺勤[18]。程序公正影响组织参照的后果，互动公正影响与上司有关的后果一般都从社会交换理论加以解释。根据社会交换理论，人的社会互动就是一种交换关系，员工与组织、与上司的关系也是如此，而交换公正与否决定了员工对组织、对上司的态度与行为[19～20]。
本研究理论上的贡献在于，验证了组织公正的各个维度与后果之间的对应影响模式。组织公正的三个维度：分配公正、程序公正、互动公正独立存在，并且分别在以个人参照后果上、与组织有关后果上、与上司有关后果上有不可替代的作用和最大的影响。从而，在实践上提示组织在发现员工某一方面有消极态度或行为时，可以从与之对应的公正方面着手找原因，并加以解决。比如，若员工对上司关系疏离，信任程度、合作意愿低，那么应更多地从上司与下级的互动公正上去找原因。
当然，该研究主要是针对大学生被试所进行的探索性研究，该结果是否符合企业组织、事业组织中的员工，还需要进一步研究；此外，真实的情景条件下的反应是否符合这种规律，也需要深入探讨。
5 结论
在本研究的条件下，可以得到以下结论：分配公正主要影响具体、以个人为参照的效果变量；程序公正主要影响与组织有关的效果变量；互动公正主要影响与上司有关的效果变量。