田 建 王寶恒

（1.西南財經大學工商管理學院，四川成都 611130；2.廈門大學管理學院，福建廈門 361005）

0 引言

服務破壞行為（service sabotage）是在服務企業(yè)中多發(fā)的一種反生產行為（Chi et al.，2015；Harris et al.，2006），是員工故意實施的破壞企業(yè)服務規(guī)范、傷害顧客利益的行為，其表現形式多樣，例如：延緩服務速度、違反企業(yè)服務準則、有意降低服務感知質量等。酒店業(yè)作為典型的服務型企業(yè)，經常被曝出各種服務破壞行為，例如：放慢上菜速度、用馬桶刷清洗漱口杯、故意掛斷顧客電話等。諸如此類的負面消極行為不僅會嚴重損害顧客的服務感知質量，降低顧客對企業(yè)的信任度，而且會破壞為客戶創(chuàng)造價值的企業(yè)文化，繼而損害企業(yè)的長期利益（程豹等，2019a；Lee et al.，2014；Wei et al.，2013；Zoghbi-Manrique-de-Lara et al.，2016）。服務業(yè)在需求側的競爭日益激烈，企業(yè)如何規(guī)范一線服務人員的工作行為，繼而提升組織內部服務績效的管理水平成為備受關注的話題。

通過文獻回顧發(fā)現，現有研究更多地聚焦于組織如何激勵員工正面行為（例如：角色外行為、顧客服務主動性行為等）的發(fā)生，從而提升服務績效，但對諸如員工服務破壞等反生產行為及其管控則鮮有涉及。服務破壞行為的相關研究指出，服務破壞行為的產生并不是孤立的，不僅與員工自身特質及他們提供服務時的情緒狀態(tài)有關，還與其所處環(huán)境因素息息相關。針對員工特質，研究者們主要關注員工性別、年齡等人口統(tǒng)計特征（Harris et al.，2002）和冒險精神（Harris et al.，2006）、工作控制感（Karjalainen et al.，2009）等個體特征對服務破壞行為的影響。也有研究者關注負面情緒（Chi et al.，2015；Wang et al.，2011）、無聊感（Ambrose et al.，2002）、倦?。↙ee et al.，2014）等情緒因素對員工服務破壞行為的影響。由于一線員工在對顧客服務時總是身處特定服務場景中，環(huán)境因素也會對員工采取何種服務行為產生重要影響，對此，有研究者基于組織內部環(huán)境視角，研究了員工與領導（Wei et al.，2013）、員工與同事（程豹 等，2019a；Dai et al.，2016；Skarlicki et al.，2016）之間的關系對服務破壞行為的影響，以及從組織外部環(huán)境探討了顧客欺凌（Shao et al.，2014；Wang et al.，2011）、家庭干擾（Dai et al.，2014）等因素對員工服務破壞行為的影響。盡管服務破壞行為在組織行為學領域引發(fā)持續(xù)的討論，但在員工與顧客交互頻繁的酒店服務行業(yè)，對服務破壞行為的研究還較少，且存在一些不足之處：

其一，對于“員工-顧客”人際互動對服務破壞行為的影響關注不足?，F有研究主要基于組織內部人際互動視角探究員工與上級領導、同事之間的人際交往等對服務破壞行為的影響，也有研究探討了組織外部家庭方面的人際互動對服務破壞行為的影響（程豹等，2019a；占小軍，2017），但基于外部顧客視角對這一議題的研究則相對較少（如顧客不文明行為）。所謂顧客不文明行為是指員工感知到的來自顧客的傷害意圖模糊、違反相互尊重社會規(guī)范的低強度越軌行為（Sliter et al.，2010），如顧客對員工的輕蔑言論、大聲說話或無視員工的努力與難處等。在現實服務情境中，這種無明顯傷害意圖的顧客不文明行為更容易發(fā)生（Li et al.，2021）。因此，基于顧客不文明行為視角探討服務破壞行為的成因，不僅有助于酒店經營管理者更有針對性地降低服務破壞行為的發(fā)生，也能更好地提升顧客的感知服務質量。

其二，目前尚未有研究探索顧客不文明行為對服務破壞行為影響的中介機制。盡管我們可以從理論邏輯上推斷顧客不文明行為會誘發(fā)員工的服務破壞行為，但從提高組織效能角度看，僅將兩者進行簡單的關聯很難達到提高組織管理水平的要求，因此，有必要深入探究顧客不文明行為對員工服務破壞行為產生影響的內在作用機理。當一線服務員工遭遇顧客不文明行為時會消耗員工大量的精力、時間等資源，并產生短期的消極情感體驗（即產生負面情緒），員工此時會感知到嚴重的人際不公和資源損失，繼而可能會通過采取服務破壞行為損害顧客利益，獲得心理補償，并可以在一定程度上阻止現有資源的進一步損失（Hobfoll，2001；Hobfoll et al.，2018），因此，本文擬引入負面情緒這一相對短期的狀態(tài)作為顧客不文明行為影響員工服務破壞行為的中介變量。

其三，關于顧客不文明行為發(fā)揮影響作用的邊界探討不夠全面?，F有研究主要從組織支持（Han et al.，2016）、情緒管理能力（Cho et al.，2016）、心理彈性（Al-Hawari et al.，2020）、領導風格（Arnold et al.，2015）等方面進行探討，缺乏對人際不友好敏感性這一人格特質的考察。人際不友好敏感性反映的是個體對于負面人際交互的感知能力和反應能力，在顧客不文明行為作用后果中起到一定的調節(jié)作用。對人際不友好敏感性低的員工而言，由于對負面人際互動感知的能力較弱，他們可能感知不到傷害強度較低的顧客不文明行為，進而對自身情緒及正常服務行為不會產生顯著的影響（Li et al.，2016）。因此，本文希冀于通過引入員工個體特質來探討顧客不文明行為對負面情緒及服務破壞行為產生影響的作用邊界，從而有助于更好地解釋員工負面情緒產生的緣由。

綜上，本文擬基于酒店一線服務“員工-顧客”的人際互動這一全新視角，通過一項包含3 個不同時間點的時間滯后研究，深入探討顧客不文明行為對服務破壞行為的影響后果，并基于資源保存理論（Halbesleben et al.，2014；Hobfoll，1989），通過關注企業(yè)員工在工作場所中相對短期的情緒狀態(tài)及其自身的人際不友好敏感性，進一步探索影響這一過程的機制（負面情緒的中介作用），以及是否存在作用邊界（人際不友好敏感性的調節(jié)作用），以期不僅能夠在理論上彌補現有服務破壞行為領域的研究不足，打開顧客不文明行為與服務破壞行為之間的作用“黑箱”，還能夠探索出這一作用過程的邊界條件，從而豐富源自西方視閾下的服務破壞行為研究，為之提供新的跨文化實證證據，并為實踐中提升一線員工的服務質量，促進服務業(yè)企業(yè)健康發(fā)展提供良好啟示和參考。本文的研究框架如圖1所示。

圖1 研究框架

1 理論基礎與研究假設

1.1 資源保存理論

Hobfoll（1989）首次基于壓力與資源關系視角，提出了資源保存理論（conservation of resources theory），該理論描述了個體如何面臨和應對壓力，并詳細解釋了應對壓力過程中個體資源數量的變化。根據資源保存理論的觀點，個體會盡可能地獲取、保持、培育和保護其所珍視的資源，從而滿足其適應環(huán)境、維持生存的需要（Halbesleben et al.，2014；Hobfoll，1989；Hobfoll，2001）。無論是資源受到潛在損失威脅，還是資源遭受實際損失，都會對個體造成壓力，使其產生緊張情緒（Halbesleben et al.，2014；Hobfoll，1989）。資源保存理論涉及兩個核心觀點：（1）資源損失的影響遠比資源獲得更為重要，并且這種影響更快，持續(xù)時間也會更長。個體的資源越少，其更容易經歷資源的損失，并進一步陷入資源的喪失螺旋之中。當個體在工作過程中經歷資源損失時，更容易產生壓力和出現緊張反應，包括倦怠、抑郁等。（2）個體總是傾向于維護那些自己認為極具價值的資源，并且會采取行動竭盡所能減緩資源的損失（Halbesleben，2010）。根據資源保存理論，員工與顧客的服務交互過程存在大量的資源交換，員工遭遇顧客不文明行為時，其資源池會變少，繼而導致其陷入負面情緒，最終該員工便不愿意在工作中投入更多的資源。因此，本文擬從員工資源獲取和損耗的角度，探討酒店一線服務員工遭遇的顧客不文明行為與員工負面情緒及服務破壞行為之間的作用機制及邊界條件。

1.2 顧客不文明行為與服務破壞行為

顧客不文明行為是指員工感知到的、來自顧客的違反社會規(guī)范的低強度的越軌行為（Li et al.，2021；Sliter et al.，2010）。這一概念表明顧客不文明行為具有行為強度低、傷害意圖模糊和違反了人際交往中相互尊重的社會規(guī)范3 個顯著特征。顧客不文明行為作為一種重要的職場壓力源，通常會導致不利的后果，如顧客不文明行為會導致員工服務績效下降等（Cheng et al.，2020a；Han et al.，2016）。

服務破壞行為是指服務企業(yè)的一線服務人員故意通過妨礙服務的正常傳遞，以損害顧客利益的行為（Chi et al.，2015；Harris et al.，2006），如故意延遲服務過程、破壞與顧客的信任關系、降低服務質量（掛斷顧客電話、誤導顧客）等（Skarlicki et al.，2008；Wang et al.，2011）。服務破壞行為通常是員工有意為之，因而會比較隱蔽，這也使得這一行為很難被觀察和發(fā)現（Skarlicki et al.，2008）。但服務破壞行為的危害性并不會因其隱蔽性而有所降低，這類行為不僅嚴重違背了服務行業(yè)的服務準則，還會讓顧客無法獲得理應獲得的專業(yè)、友好和耐心的對待（Skarlicki et al.，2008；Wang et al.，2011），嚴重傷害顧客關系（Pritchard，2004），降低顧客的感知服務質量（Schneider et al.，2005），影響顧客的滿意度和忠誠度，進而對企業(yè)的客戶關系與品牌價值造成不利影響。

本文認為顧客不文明行為會導致員工服務破壞行為的產生。具體而言：（1）一線服務員工遭遇顧客不文明行為時，需要消耗大量的時間、精力等資源去處理顧客不文明事件，繼而導致該員工能夠用于工作的資源大大減少，最終導致該員工無法全身心地投入到顧客服務中（Halbesleben，2010；Halbesleben et al.，2007；Halbesleben et al.，2011）。此外，員工經歷顧客不文明行為時往往會產生消極的情感體驗，繼而感受到壓力，并感知到嚴重的人際不公正，因此會更有可能實施服務破壞行為以回應這些消極事件（Harris et al.，2012）。（2）根據資源保存理論的“損失螺旋”原則，員工在對顧客服務過程中本身就需要不斷消耗自身的情緒資源、時間資源等，當其受到顧客不文明行為對待時，原先消耗的資源沒有通過與顧客之間的良好互動得到補充，反而需要消耗更多的資源（如時間、情緒等）去處理與顧客的關系，繼而造成員工資源的進一步損失。因此，一線服務員工僅擁有很少的資源去管控自身的情緒和行為，使得該員工無法將精力集中于顧客服務，從而增加了其實施服務破壞行為的幾率。由此，本文提出如下假設：

H1：顧客不文明行為對員工服務破壞行為具有顯著的正向影響。

1.3 負面情緒的中介作用

心理學家對于“情緒”一詞的研究由來已久，由于不同研究者關注的情緒成分不同、研究角度也有所差異，目前還沒有統(tǒng)一的情緒定義。關于情緒的定義主要有兩種觀點：（1）生物社會理論認為情緒來源于個體遺傳特征、社會評價體系和信念及社會角色體系的相互作用，很穩(wěn)定，因此稱之為特質情緒（trait affect）（Watson et al.，1984）；（2）社會認知理論則認為情緒來源于個體的后天認知結構，關注的是個體對相關事件的主觀體驗，因此稱之為狀態(tài)情緒（state affect）（Schaufeli et al.，1993）。由于本文研究負面工作情境和事件（即顧客不文明行為）對員工行為的影響，因此關注的重點是一線服務員工的負面情緒狀態(tài)（即負面情緒）。所謂負面情緒，指的是一種痛苦的、不愉快的主觀體驗，如憤怒、蔑視、嫌惡、內疚、害怕、緊張等（顧遠東 等，2019；衛(wèi)武 等，2019；Watson et al.，1988）。已有研究指出，情緒對人的行為、態(tài)度等都會產生影響，處于負面情緒的個體通常更容易采取消極的決策行為（Fenton-O’Creevy et al.，2011），并消極地處理與他人的關系（Ilies et al.，2013）。

本文認為，負面情緒在顧客不文明行為與員工服務破壞行為之間起著中介作用。根據資源保存理論，一旦服務人員的資源發(fā)生持續(xù)的損耗，就會引發(fā)損耗螺旋（Hobfoll，1989）。首先，酒店一線員工在經歷顧客不文明行為這類負面事件時，需要投入額外的時間資源、心理資源等去處理這一負面工作事件。在與顧客交互的整個過程中，員工不僅得不到資源的補充，反而還會消耗額外的資源，繼而陷入資源的損失螺旋，使得員工缺乏足夠的資源進行情緒管理，最終導致負面情緒的產生。其次，在酒店日常服務過程中，服務人員需要與顧客進行頻繁的接觸，很容易形成情緒感染效應（Hatfield et al.，1993）。當顧客對一線服務員工實施不文明行為時，顧客傳遞給一線員工的情緒狀態(tài)必然是負面的，那么，在顧客與員工之間就會形成負面情緒的感染過程，即一線員工的負面情緒會顯著增強。

當員工陷入負面情緒時，他們更有可能實施服務破壞行為。這是因為，人們在面臨壓力時會努力保護現有資源，以免資源遭受進一步損失（Halbesleben et al.，2014；Hobfoll，1989；Hobfoll，2001）。當處于負面情緒這一壓力狀態(tài)時，員工更可能去實施服務破壞行為以尋求資源的平衡。服務破壞行為并不會消耗很多的資源，甚至能夠給員工帶來一定的資源補充。因此，對于一線員工而言，負面情緒又會進一步促使他們實施更多的服務破壞行為。

綜上所述，基于資源保存理論，當一線服務員工頻繁遭遇顧客不文明行為對待時，員工需要消耗大量資源（包括時間、情緒等）來應對，在無法獲取新資源的情況下，員工由于缺少足夠的資源來管控自己的情緒，因而產生負面情緒；當一線服務員工處于高水平的負面情緒時，為了阻止資源的進一步損失，避免自己陷入資源的損失螺旋，員工便會減少自身對工作的投入，如放慢服務速度等，服務破壞行為不可避免地產生了。也就是說，顧客不文明行為會引發(fā)員工的負面情緒，這種負面情緒會進一步引發(fā)高頻率的服務破壞行為，由此，本文提出如下假設：

H2：負面情緒在顧客不文明行為與員工服務破壞行為之間起中介作用。

1.4 人際不友好敏感性的調節(jié)作用

盡管我們可以推測顧客不文明行為會引起員工的負面情緒，但不同個體對顧客不文明行為的感知和反應是有差異的，即顧客不文明行為對員工負面情緒的影響還可能受到員工某些人格特質的影響。人際敏感性（sensitivity to interpersonal treatment）作為個體適應社會的一種能力，是指員工對工作場所中人際互動關系的敏感程度和反應程度，能夠反映員工在認知和情感方面對人際互動關系的感知能力和反應能力。敏感性高的員工對他人的友好或不友好行為會表現出更強的知覺和反應（Bunk et al.，2011；Li et al.，2016；Wu et al.，2013）。本文僅考慮工作環(huán)境中員工對不利人際互動關系認知和情感反應的強度，即人際不友好敏感性（sensitivity to interpersonal mistreatment）。人際不友好敏感性高的員工更容易感知到負面對待，繼而產生更強烈的被剝奪感，并可能對所感知到的不友好做出更強烈的反應；相反地，人際不友好敏感性低的個體對他人的虐待、欺凌等負面對待感知較弱，由他人的不友好對待帶來的不良情緒較弱。

本文認為，不同敏感性的個體對顧客不文明行為的解讀方式存在差異，人際不友好敏感性會強化顧客不文明行為對員工負面情緒的正向影響。由于不文明行為的實施者不會與員工發(fā)生直接的肢體沖突，更多的是采取沉默、冷嘲熱諷等冷暴力形式，因此，顧客不文明行為作為員工的一種主觀感受，會受個體人格特質的影響（Cheng et al.，2020a）。根據資源保存理論，消極的個人特質可能是資源枯竭的加速器，而積極的個人特質則可以緩解個人資源的消耗（Hobfoll，2001）。人際不友好敏感性水平高的員工對人際交往中負面對待的感知能力更強，所以他們更容易感知到顧客不文明行為，并傾向于將其解讀為不友好的人際互動，繼而更容易受到顧客不文明行為的影響。他們資源的消耗速度也更快，無法有效地排解顧客不文明行為對個體情緒造成的負面影響。相反，人際不友好敏感性低的員工對負面對待的感知能力較弱，當他們遭遇顧客不文明行為時并不會認為自己受到了不公平、不友好的對待，由此引發(fā)的負面情緒也相對較弱。由此，本文提出如下假設：

H3：人際不友好敏感性在顧客不文明行為與負面情緒的關系中起調節(jié)作用。當員工的人際不友好敏感性較高時，顧客不文明行為對負面情緒的正向影響會被增強。

在以上論述中，本文假定：（1）負面情緒在顧客不文明行為和服務破壞行為之間起著中介作用；（2）人際不友好敏感性會強化顧客不文明行為對負面情緒的正向影響。當員工人際不友好敏感性水平較低時，員工對顧客不文明行為的負面感知和產生的反應相對較低，因而負面情緒傳遞顧客不文明行為的作用會被削弱。但在員工人際不友好敏感性水平較高時，員工對顧客不文明行為的負面感知和產生的反應相對較高，進而導致更高水平的負面情緒，從而增強了負面情緒在顧客不文明行為和服務破壞行為之間的中介作用?；诖?，本文提出如下假設：

H4：人際不友好敏感性能夠調節(jié)顧客不文明行為通過負面情緒對服務破壞行為的間接效應。當員工的人際不友好敏感性水平較高時，顧客不文明行為通過負面情緒對服務破壞行為的正向效應會被增強。

2 研究方法

2.1 樣本與數據收集

本文采用問卷調查的方式收集數據，以江蘇省3 家二星級、2 家三星級、1 家四星級與1 家五星級酒店的一線服務員工為研究對象。為降低共同方法偏差，本文在數據收集過程中采用了時間滯后的三階段數據收集方法。在2019 年8 月至10月共收集了3 次數據，每次收集數據的時間間隔為一個月（Cheng et al.，2019；Podsakoff et al.，2012）。

我們在各酒店人力資源部門經理的協助下展開調研。在正式調研前，我們獲取了各酒店前廳、餐飲、客房等多個部門一線服務員工的名單，并根據工號對被試進行編號處理，以準確地對三階段調查問卷進行匹配。之后，我們將調查問卷封裝在信封中分發(fā)給每個被試，并在現場向被試詳細解釋調研目的、數據填寫規(guī)則，告知其數據填寫的保密性、匿名性，確保每個被試都能了解調研意圖從而毫無顧慮地準確評價每個題項（程豹等，2019b）。

第一次調研測量顧客的不文明行為、人際不友好敏感性，并收集相關人口統(tǒng)計信息；一個月后進行第二次調研，測量員工的負面情緒；再過一個月之后，實施第三次調研，測量員工的服務破壞行為，該變量由員工的直屬領導對其進行評價。經統(tǒng)計，第一階段我們發(fā)放問卷700 份，回收有效問卷624 份（有效樣本回收率為89.143%），第二次針對第一次調查中被判定為有效問卷的員工定向發(fā)放問卷，共回收有效問卷543份（有效樣本回收率為87.019%），第三次針對第二次調查中被判定為有效問卷員工的直屬上級定向發(fā)放問卷，共回收有效配對問卷451份（有效樣本回收率為83.057%），總計有效回收率64.429%。

2.2 測量工具

本文在選取測量工具時主要從以下幾個方面考量：首先，本文所選取的量表均來自國內外高水平期刊，并且這些量表已經被國內外眾多研究者引用，說明我們選取的量表具有較高的信效度；其次，由于在中國企業(yè)實施調研，需要將英文量表進行漢化處理，在漢化的過程中，我們嚴格遵循量表翻譯和回譯的標準程序，以力求量表翻譯的準確性，同時根據酒店行業(yè)的研究背景，我們邀請多位專家學者和酒店一線員工對問卷措辭進行評價反饋，在獲得反饋意見后，我們對問卷措辭進行適當修改，形成最終的調查問卷。

顧客不文明行為：本文采用Walker 等（2014）編制的四題項量表，示例問題如“我的顧客常常以一種充滿攻擊性的方式跟我說話”等。該量表的Cronbach’s值為0.794。

負面情緒：本文采用Wong等（2006）改編的四題項量表，示例問題如“我工作時是痛苦的”等。該量表的Cronbach’s值為0.878。

人際不友好敏感性：本文采用Li 等（2016）改編自Bunk 等（2011）的四題項量表，示例問題如“如果我的上司或同事對我撒謊，我會很生氣”等。該量表的Cronbach’s值為0.839。

服務破壞行為：本文采用Chi 等（2015）編制的六題項服務破壞行為量表，示例問題如“這位員工故意虐待顧客”等。該量表的Cronbach’s值為0.786。

控制變量：根據以往研究結果（Cheng et al.，2019；Cheng et al.，2020a），本文選取員工的性別、年齡、受教育程度、工作年限作為控制變量，以排除它們對負面情緒和服務破壞行為的影響。除控制變量外，本文其他4 個變量的測量題項均采用Likert 5級量表，1分～5分別表示“很不符合”“不太符合”“不確定”“有些符合”“非常符合”。

3 數據分析與結果

3.1 同源偏差檢驗

為降低共同方法偏差的影響，本文采取了時間滯后及“員工-主管”配對的數據收集方式。但由于顧客不文明行為與人際不友好敏感性是同一時間點收集，且與負面情緒屬于同一數據來源（均由員工自己評價），可能導致數據分析結果受共同方法偏差的影響，因此，本文對所有題項進行因子分析，采用無旋轉的主成分分析法對共同方法偏差問題進行檢驗。探索性因子分析結果顯示，未旋轉的最大因子方差解釋率為28.814%，遠小于50%（郭功星等，2021），表明樣本數據的共同方法偏差在可接受范圍內，即本文不存在嚴重的共同方法偏差問題。

3.2 效度檢驗

本文采用驗證性因子分析檢驗文中的4個關鍵變量（顧客不文明行為、人際不友好敏感性、負面情緒、服務破壞行為）之間的區(qū)分效度（程豹等，2021）。如表1所示，與其他模型相比，四因子模型的適配指數最優(yōu)（χ=376.894，129，=0.065，=0.930，=0.916，=0.929），說明本文中的4 個變量在內涵與測量方面具有較好的區(qū)分效度，是4個不同構念，同時也表明本文不存在嚴重的共同方法偏差問題（Cheng et al.，2020b）。

表1 驗證性因子分析

3.3 描述性統(tǒng)計與相關性分析

本文在多元回歸分析之前首先進行變量間相關性分析（見表2），控制變量和關鍵變量的均值、標準差和相關系數均與已有研究較相符，未出現異常值。由結果可知，顧客不文明行為和服務破壞行為（=0.412，<0.01）、顧客不文明行為和負面情緒（=0.332，<0.01）、負面情緒和服務破壞行為（=0.355，<0.01）均存在顯著的正相關關系，各個變量間的相關關系與假設相一致，為后續(xù)假設檢驗提供了初步的證據。

表2 各變量描述性分析和變量間相關系數

3.4 假設檢驗分析

（1）主效應與中介效應檢驗。層級回歸結果如表3所示：（1）在固定控制變量的影響后，顧客不文明行為的回歸系數顯著為正（M4，=0.419，<0.01），且能額外解釋17.5%的服務破壞行為變異（2=0.175，<0.01），H1 得到支持；（2）顧客不文明行為的回歸系數顯示為正（M2，=0.338，<0.01），且能額外解釋11.4%的負面情緒變異（2=0.114，<0.01）；（3）負面情緒的回歸系數顯著為正（M5，=0.348，<0.01），且能額外解釋11.9%的服務破壞行為變異（2=0.119，<0.01）；（4）加入中介變量（負面情緒）之后，負面情緒對服務破壞行為（M6，=0.231，<0.01）仍具有顯著的正向影響，同時，顧客不文明行為對服務破壞行為（=0.341，<0.01）的正向影響有所下降。因此，負面情緒在顧客不文明行為與服務破壞行為之間起部分中介作用，H2得到部分支持。

表3 層級回歸結果

此外，本文運用PROCESS 程序來檢驗中介效應的顯著性（Preacher et al.，2007）。分析結果顯示，顧客不文明行為通過負面情緒影響服務破壞行為的間接效應值為0.083，在95%的Bias-corrected 置信區(qū)間為［0.049，0.127］，不包含零。這就說明負面情緒在顧客不文明行為與服務破壞行為之間所起的中介作用顯著，H2得到進一步支持。

（2）調節(jié)效應檢驗。在檢驗調節(jié)效應之前，本文首先對控制變量（性別、年齡、受教育程度、工作年限）、自變量（顧客不文明行為）和調節(jié)變量（人際不友好敏感性）進行標準化處理，并利用標準化后的顧客不文明行為和人際不友好敏感性創(chuàng)造交互項，以此來消除多重共線性對實證分析結果的影響。為了檢驗人際不友好敏感性的調節(jié)效應，本文將負面情緒設置為因變量，依次將標準化后的控制變量（性別、年齡、受教育程度、工作年限）、自變量（顧客不文明行為）、調節(jié)變量（人際不友好敏感性）和交互項（顧客不文明行為×人際不友好敏感性）加入回歸方程。由表3可知，顧客不文明行為與人際不友好敏感性的交互項對負面情緒有顯著的正向影響（=0.105，<0.05），表明人際不友好敏感性越高，顧客不文明行為對負面情緒的正向影響就會增強，即H3得到數據支持。

根據Cohen 等（2003）的建議，本文以高于和低于調節(jié)變量均值一個標準差值繪制了調節(jié)效應圖。由圖2 可知，人際不友好敏感性顯著調節(jié)顧客不文明行為與負面情緒之間的關系。對人際不友好敏感性高的員工來說，顧客不文明行為對負面情緒的正向影響更強（=0.403，<0.01）；對于人際不友好敏感性較低的員工來說，顧客不文明行為對負面情緒的影響則較為平緩（=0.211，<0.01）。

圖2 人際不友好敏感性的調節(jié)效應圖

（3）被調節(jié)的中介效應檢驗。本文采用Edwards 等（2007）的“調節(jié)-中介程序”對H4 進行檢驗，利用Bootstrapping 的方法來分析人際不友好敏感性在不同水平下，負面情緒在顧客不文明行為和員工服務破壞行為之間的中介效應。由表4 可知，顧客不文明行為對員工服務破壞行為的間接效應在人際不友好敏感性的不同水平下表現出顯著的差異（Δ=0.052，＜0.01），99.5%的置信區(qū)間為［0.008，0.105］，不包含0。具體而言，對于人際不友好敏感性水平較高的員工，這種間接效應會變得更強（=0.109，＜0.01），99.5%的置信區(qū)間為［0.048，0.192］，不包含0。而對于人際不友好敏感性水平較低的員工，這種間接效應則相對較弱（=0.057，＜0.01），99.5%的置信區(qū)間為［0.016，0.116］，不包含0。因此，H4 得到證實。另外，由表4 亦可知，第一階段的調節(jié)效應是顯著的（Δ=0.279，＜0.01），99.5%的置信區(qū)間為［0.054，0.522］，不包含0，H3得到進一步驗證。

表4 有調節(jié)的中介效應檢驗

4 研究結論與討論

4.1 主要研究結論

本文以資源保存理論為基礎，由酒店一線服務員工與顧客的人際關系互動這一視角切入，引入負面情緒作為中介變量和人際不友好敏感性作為調節(jié)變量，通過一項針對江蘇省七家酒店451 位一線服務員工的時間滯后研究，深入探討了顧客不文明行為對服務破壞行為的影響機制和作用邊界，得出以下幾點結論：（1）顧客不文明行為對服務破壞行為具有顯著的正向影響；（2）負面情緒在顧客不文明行為與服務破壞行為之間起著部分中介作用；（3）人際不友好敏感性在顧客不文明行為與負面情緒之間起著調節(jié)作用，即員工人際不友好敏感性越強，顧客不文明行為對負面情緒的正向影響就越強；（4）人際不友好敏感性還能夠調節(jié)顧客不文明行為通過負面情緒對服務破壞行為的間接效應，即員工人際不友好敏感性越強，顧客不文明行為通過負面情緒對服務破壞行為的間接效應越強。

4.2 理論貢獻

第一，本文基于酒店服務業(yè)情境，證實了顧客不文明行為對員工服務破壞行為具有顯著的正向影響，豐富了服務破壞行為影響因素的研究內容。雖然已有部分研究關注到了員工與組織（上級）、員工與同事之間的人際關系互動可能對服務破壞行為產生影響（程豹 等，2019a；Dai et al.，2016；Wang et al.，2011；Wei et al.，2013），但顧客不文明行為對服務破壞行為產生的影響卻一直被忽略。本文結合了酒店服務業(yè)的工作特征，采用3個時間點的時間滯后研究設計，并采用“主管-員工”配對數據，從理論上和實證上驗證了顧客不文明行為對員工服務破壞行為的影響，加強了對服務破壞行為影響因素的理解，為以往的研究成果提供了有益補充。

第二，本文基于資源保存理論，通過引入負面情緒作為中介變量，剖析了顧客不文明行為對于員工服務破壞行為影響的作用機制，揭開了二者之間的“作用黑箱”，直接回應了Kim 等（2019b）提出的未來研究應更多關注顧客不文明行為的中介作用機制的倡議，有利于深入理解顧客不文明行為對服務破壞行為的作用過程。顧客不文明行為通常會導致員工難以得到顧客的理解與支持，并產生沮喪、痛苦、傷心等負面情緒，最終導致員工服務破壞行為的發(fā)生。本文豐富了資源保存理論的應用范疇，對深入理解顧客不文明行為對員工服務破壞行為的作用機制提供了一個有價值的理論框架。

第三，本文通過引入人際不友好敏感性作為調節(jié)變量，發(fā)現了顧客不文明行為對負面情緒的作用邊界。程豹等（2019b）指出，調節(jié)變量的探索有助于明晰此種過程的情境效應。本文實證分析結果證實了人際不友好敏感性在顧客不文明行為與負面情緒之間的調節(jié)作用，即人際不友好敏感性高的員工更容易感知到來自顧客的不文明行為，并傾向于表現出更強烈的情緒反應（Wu et al.，2013），繼而導致員工產生更消極的負面情緒，并進一步增強顧客不文明行為通過負面情緒對服務破壞行為產生的正向影響，這一研究結論揭示了顧客不文明行為影響員工負面情緒的一個重要邊界，對已有研究進行了重要補充。

4.3 管理啟示

服務破壞行為在酒店服務業(yè)中較為常見，會給組織和顧客帶來消極負面影響。本文發(fā)現，服務破壞行為的重要形成原因之一就是“員工-顧客”人際互動過程中的顧客不文明行為，顧客不文明行為會消耗員工額外的資源，使員工處于資源不斷損失的狀態(tài)，產生較強的負面情緒，進而導致其服務破壞行為的發(fā)生，這一研究發(fā)現給企業(yè)管理實踐提供了一定的參考。

首先，制定能有效應對顧客不文明行為的措施和辦法。本文引入了顧客不文明行為作為服務破壞行為的一個全新影響因素，并證實了顧客不文明行為會導致員工服務破壞行為。因此，本文為如何有效阻止和降低一線員工實施服務破壞行為提供了全新的思路。由于顧客不文明行為具有傷害程度較輕且傷害意圖較為模糊等特征（Kim et al.，2019a；Sliter et al.，2010；Torres et al.，2017），員工每天都要面對形形色色的顧客，導致顧客不文明行為很難完全避免（Cheng et al.，2020a；Torres et al.，2017），這就啟示酒店管理者需要采取相應的措施來盡可能阻止、避免顧客不文明行為的發(fā)生，繼而降低顧客不文明行為帶來的危害。酒店管理者應當密切注意、監(jiān)測顧客不文明行為的發(fā)生，多鼓勵員工主動匯報在服務過程中所遭遇的困難，如明顯無理取鬧的顧客、超出員工職責范圍內的不當要求等，讓員工在遭遇類似顧客不文明行為時積極向部門領導尋求幫助，領導要積極地向員工提供援助，并對遭受過顧客不文明行為的員工進行心理疏導，幫助其調整心理狀態(tài)。

其次，樹立以員工和顧客為中心的管理理念而非單一的“顧客至上”服務理念。本文實證結果顯示，負面情緒在顧客不文明行為與員工服務破壞行為之間發(fā)揮著部分中介作用，這就啟示酒店管理者應該著重關注員工的情緒狀態(tài)，盡可能地從源頭上阻斷員工產生負面情緒。一方面，酒店管理者應考慮賦予一線員工更多的自主權以應對顧客不文明行為，從而降低員工在應對顧客不文明行為時的壓力（Cheng et al.，2020a）。另一方面，企業(yè)還可以通過開展團建活動等來幫助員工保持工作激情，并且通過團建等活動了解員工的真實想法，對癥下藥，幫助其消除負面情緒，降低服務破壞行為發(fā)生的幾率。

最后，加強員工招聘時的人格測試。本文證實了人際不友好敏感性在顧客不文明行為與負面情緒之間的調節(jié)作用，這就啟示服務型企業(yè)在進行人才招聘時，在法律和政策允許的范圍內盡量聘用那些人際不友好敏感性水平較低的員工，以此降低顧客不文明行為對他們工作狀態(tài)的不利影響。針對已入職的人際不友好敏感性水平較高的員工，管理者需對他們進行適當的培訓，增強他們溝通和相互理解的能力，進而增強這些員工在處理顧客不文明行為問題時的換位思考能力，鼓勵他們正確看待那些“無意”的顧客不文明行為。而對那些“有意”的顧客不文明行為，鼓勵員工采取積極的措施予以應對，如與不文明行為的實施者進行有效溝通，增強互信與理解，以尋求將顧客不文明行為的消極效果降至最低。

4.4 局限與展望

首先，本文采用了時間滯后的研究設計并選擇了多數據來源的調查方式，以盡可能地降低共同方法偏差對數據分析結果的不利影響，但本文所涉及的自變量、調節(jié)變量、中介變量均來自同一被試，因此研究結果仍然可能受到共同方法偏差的影響（Podsakoff et al.，2012）。雖然共同方法偏差檢驗及驗證性因子分析結果顯示，本文并不存在嚴重的共同方法偏差問題，但未來研究可以采取其他研究設計來提高測量的準確性（如實驗法等）。此外，負面情緒作為狀態(tài)性的變量，我們對其結果變量（服務破壞行為）采取了滯后一個月的數據獲取方式，這可能會導致測量的偏差。尤其是分三階段（每次間隔1 個月）去收集數據，在這期間可能存在受其他因素影響，各階段收集到的數據不能真實反映變量之間的關系，這就啟示未來的研究者需要在研究設計中力爭通過更合理的研究設計剔除一些可能存在的不利影響因素（如開發(fā)場景等），以最大程度保證研究的嚴謹性。

其次，本文僅驗證了負面情緒在顧客不文明行為與員工服務破壞行為之間的部分中介作用，未來研究可以嘗試運用其他理論框架如社會交換理論、情感事件理論等，進一步探究職業(yè)倦怠、情緒耗竭、職業(yè)認同、組織認同等在顧客不文明行為與服務破壞行為之間的中介機制。

最后，本文雖然證實了人際不友好敏感性的調節(jié)作用，但對于是否存在其他的邊界條件并不可知。尤其是，本文僅從個體人格特質視角進行了邊界效應檢驗，未涉及更廣泛層面的檢驗，如團隊層面的同事支持、領導支持等，以及組織層面的組織氛圍等，未來研究應該考慮從多視角進行更多的驗證，以進一步豐富研究模型。