領導親社會動機與員工主動型綠色行為
——一個有調節的中介模型

姚德明，方 奕

(湖北工業大學經濟與管理學院， 湖北 武漢 430068)

而綠色行為作為組織公民行為的內容之一，學者們對其研究大多集中在探求領導力對綠色行為的影響機制上。相較于領導力因素，領導者人格特質能更穩定地預測組織公民行為，有效引導員工的綠色行為。而組織氛圍作為情境變量在領導研究當中通常充當中介變量的角色[1-2]。故本文采用吳琴的思路[3]，選用組織綠色氛圍作為中介變量。Tian證實了共情能力在員工感知和組織認同間的正向調節關系[4]，共情能力的特點之一就是對他人進行感知，與本文所研究的對領導親社會動機的感知相契合，本研究考慮將共情能力作為調節變量納入研究模型中進行分析。本研究意在構建一個綠色背景下領導者人格特質影響員工行為的被調節的中介模型，以探討領導親社會動機對員工主動型綠色行為的影響，探究組織綠色氛圍的中介作用，以及共情能力如何影響領導親社會動機與組織綠色氛圍間的關系。

1 文獻綜述與研究假設

1.1 領導親社會動機與員工主動型綠色行為

親社會動機是指考慮他人利益，并為此投入精力的意愿[5]，其有助于個體克服、跳出自身視角的局限性。親社會動機驅動下的領導者關注成果分配的公平性，會將自身和他人作為整體來考慮聯合收益[6]。研究發現，親社會動機能夠增加個體之間的工作緊密度，促進員工同理心[7]、幫助行為[8]等組織公民行為的產生。員工主動型綠色行為是一種可以在工作場所發生的組織公民行為，它通過節約組織資源降低成本，并通過保護自然環境以實現組織的可持續性，從而直接或間接地為組織帶來益處[9]。根據社會信息加工理論(Social Information Process Theory)，員工的態度和行為取決于其在工作場所中可獲得的信息[10]，即如果組織中的領導者向員工傳達出保護環境的動機與傾向，就可能促進員工自發地實施綠色行為。在綠色背景下，對于有環境意識的員工而言，當其感知到領導的親社會動機，或者感知到領導親社會動機引發的親環境行為時，會產生習慣性的道德行為；而對于一般不太關心環境的員工，在感覺到管理層行為動機的變動時，更有可能實施主動型的綠色行為。此時主動型環保行為也可能代表了一種替代性的積極行為方式[11]。由此提出

假設1：領導親社會動機對員工主動型綠色行為有正向影響。

1.2 組織綠色氛圍的中介作用

組織綠色氛圍指的是員工對公司內部與環境可持續性相關的組織屬性和行為規范的感知[2]。首先，組織綠色氛圍的概念基礎是組織氛圍，組織員工的感知被聚合時就能反映組織氛圍[12]。氛圍研究主要探討的是個體對于工作環境的主觀認知，以及這種認知如何引導員工的工作態度和工作行為。其次，“綠色”的概念更偏向于聯系個體對于環境的主觀態度與行為[1]。綜上，組織綠色氛圍是整體員工對環境保護的感知集合，會對員工個體的態度和行為施加一定的影響。

領導親社會動機屬于領導者的人格特質之一，是組織情境中能夠預測組織行為的穩定因素[3]，作為一種以他人為中心的領導特質，親社會動機在領導者與員工進行信息交換時會促使氛圍感的產生，而員工的經驗感知在此過程中能夠過濾出有效信息并進行分享，即領導者的特質能夠影響員工對于組織環境的感知[13]。組織內部成員的感知共享是氛圍創造的途徑，在綠色背景下領導者的親社會(親環境)動機及其綠色行為方式會被員工感知并共享，從而促進組織綠色氛圍的產生。進一步地，組織綠色氛圍能夠激發個體主觀層面上的環保意愿，促進員工的主動型綠色行為。依據社會信息加工理論，組織環境并不直接作用于員工，而是員工在對環境產生了自我感知后，與組織成員交流并達成一致，將組織氛圍的影響圈逐步擴大，再在其驅使下發出的行為[14]。因此，組織中存在良好的親環境氛圍，會刺激員工的主動型綠色行為，故提出：

假設2，領導親社會動機對組織綠色氛圍產生正向影響；

假設3，組織綠色氛圍對員工主動型綠色行為產生正向影響；

假設4，組織綠色氛圍在員工感知領導親社會動機與員工主動型綠色行為的關系中起中介作用。

1.3 共情能力的調節作用

共情是個體對他人的感知共享，主要包括認知組成和情感組成[15]。認知共情可以理解為換位思考，即從他人的角度出發，使觀察者能夠推斷和理解他人的動機與行為；而情感共情指的是“以他人情感為導向的情感回應”，能夠激發觀察者產生類似的情感。共情能力側重對客體情緒的替代性體驗，強調共情主客體之間消極或積極情緒情感反應的一致性，體現認知的共識性、情感的共鳴性，最終轉化為行為的共同性[16]。在綠色背景下，擁有高共情能力的員工更能從領導者的環境動機中推斷以及理解其綠色偏好，從而在組織中形成從上至下的綠色觀念一致性；從情感共情的層面出發，領導者可以從自然環境的福利角度出發，對因人為因素而遭到破壞的自然環境感到同情[17]，而高共情能力者在此時能夠被激發出類似的同情感，并形成濃厚的組織綠色氛圍。在共情能力的總效應下，認知共情以及情感共鳴的一致性能促進組織綠色氛圍的產生，并最終轉化為員工的主動型綠色行為。因此，本文提出

假設5：共情能力正向調節領導親社會動機與組織綠色氛圍間的關系，在共情能力較強時，領導親社會動機與組織綠色氛圍之間的積極效應會更顯著。

1.4 調節-中介效應

在綠色背景下，領導親社會動機通過組織綠色氛圍促進員工實施主動型綠色行為，而共情能力在其中發揮了正向的調節作用，放大了員工在感知領導親社會(環境)動機時體驗到的正面情緒，促進了組織綠色氛圍的產生。較強的共情能力會增強員工的感知能力，從而聚合產生濃厚的組織綠色氛圍，最終提高員工實施綠色行為的積極主動性，促進個體的組織公民行為。由此，提出

假設6：共情能力正向調節組織綠色氛圍(圖1)。

圖 1 理論模型

2 研究設計

2.1 數據收集

本研究采用問卷方式收集數據。考慮到研究對象是普通型企業的員工，不存在樣本的特殊性，因此以武漢市為中心，選取6家發展成熟的服務型企業，依托網絡問卷和企業內部員工收集了212份問卷。由于問卷采取的是有償發放，因而最終有效問卷為201份，問卷回收率為94.8%。其中，52.74%為男性，46.72%的被調查者介于20-29歲之間，工齡3年以內的員工占27.86%，工齡10年以上的員工占40.3%，82.09%的員工教育程度處于本科及以上。

2.2 測量工具

本研究采用的測量工具均來源于國外較為成熟的量表。本研究利用Likert5級量表對各變量進行測量，其中“1—5”分別表示“非常不同意/符合”“較不同意/符合”“一般”“較同意/符合”“非常同意/符合”。被調研人員可根據自身實際情況匿名填寫。其中，領導親社會動機(Leaders’Prosocial Motivation，LPM)以Grant的量表[18]為基礎，包含了4個題項，Cronbach'sα值為0.778；組織綠色氛圍(Organization Green Climate, OGC)以Norton開發的8個題項量表為基礎，本研究提取了其中的5個題項組成了測量量表[2]，該量表的Cronbach'sα值為0.855；員工主動型綠色行為(Employees’Proactive Green Behavior，EPGB)采用Kim的員工綠色主動行為量表[19]以及Bissing-Olson的員工日常主動型綠色行為的量表[11]，合并類似的題項，因子載荷>0.6的6個題項，該量表的Cronbach'sα值為0.867；共情能力(Empathy Ability，EA)為調節變量，參考了Tian 的量表[4]，在結合了因子載荷的數值后，選取其中的4個題項，該量表的Cronbach'sα值為0.815。

3 數據分析及結果

3.1 描述性統計及相關分析

各變量的均值、標準差和相關系數的結果見表1。從表中可以看出，領導親社會動機與員工主動型綠色行為呈顯著正相關(r=0.611，p<0.01)，與組織綠色氛圍呈顯著正相關(r=0.567，p<0.01)，組織綠色氛圍與員工主動型綠色行為呈顯著正相關(r=0.494，p<0.01)，初步驗證了假設1、假設2及假設3。

表1 各研究變量的相關性分析

3.2 共同方法偏差檢驗

為了排除數據上可能存在的共同方法偏差，采用Harman單因素檢驗法。SPSS23.0的分析結果顯示，在未經旋轉的情況下析出4個因子，第一公因子的方差解釋比為39.904%，小于50%的臨界標準，表示本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

3.3 區分效度分析

為了確保調研問卷在刪除以及調整題項后的設計具有一致性，且整體上具有完整性，采用AMOS23.0軟件進行驗證性因子分析來檢驗各變量的區分效度，結果如表2所示：4因子模型具有最好的模型擬合優度(χ2/df=1.090<3，GFI=0.928>0.9，AGFI=0.904>0.9，RMSEA=0.021<0.05，SRMR=0.042<0.5)，可見變量之間具有較好的區分效度。

表2 驗證性因子分析結果

3.4 假設檢驗

本研究采用 SPSS23.0 進行多層線性回歸， 回歸結果如表3所示。 模型2檢驗了間接效應， 即領導親社會動機與組織綠色氛圍之間的關系，結果表明，二者之間存在顯著的正向關系 (β=0.532，p<0.001)， 假設2得到驗證； 模型4用于檢驗領導親社會動機與員工主動型行為之間的主效應， (β=0.504，p<0.001)假設1成立； 模型5用于檢驗該模型的直接效應， 結果顯示， 組織綠色氛圍與員工主動型綠色行為之間存在顯著的正向關系 (β=0.257，p<0.001)， 當引入了組織綠色氛圍后， 領導親社會動機與員工主動型綠色行為的系數雖然減小， 但仍然呈正向顯著 (β=0.465，p<0.001)， 說明組織綠色氛圍在領導親社會動機與員工主動型綠色行為之間起部分中介作用， 假設3、 假設4得到驗證。

表3 中介效應的回歸驗證結果

為了進一步檢驗共情能力的調節效應，將領導親社會動機與共情能力兩個變量進行中心化操作，構造乘積項。由表4模型8可以得知，領導親社會動機與共情能力的交互項對組織綠色氛圍有顯著影響(β=0.214，p<0.001)，初步驗證假設5。此外，在回歸結果的基礎上繪制調節效應圖，進行簡單斜率分析，結果如圖2所示：在高共情能力的情況下，領導親社會動機對組織綠色氛圍的影響效果更顯著。

表4 調節效應的回歸驗證結果

圖 2 共情能力的調節效應

根據Hayes提出的有調節的中介模型，運用SPSS中的Process插件進行調節中介檢驗，并采用Bootstrap的方法，在樣本量5000，95%的置信區間對數據進行處理，結果如表5所示。通過共情能力均值加減一個標準差來表示高共情能力與低共情能力，檢驗結果顯示，員工感知領導親社會動機與共情能力的交互項通過組織綠色氛圍對員工主動型綠色行為的間接效應均不包含0，間接效應顯著，且被調節的中介效應指數的區間為[0.0108,0.1829],也不包含0，即假設6成立。

表5 組織綠色氛圍被調節的中介效應分析結果

4 結論與啟示

4.1 結論

1)領導親社會動機正向影響員工主動型綠色行為。根據社會信息加工理論，領導者的親環境傾向會作為一種信息傳遞給員工，激發員工對于綠色行為的效仿與學習，從而使得員工主動實施綠色行為。

2)組織綠色氛圍在領導親社會動機與員工主動型綠色行為間起部分中介的作用。領導的親社會行為經過大多數員工的感知共享后即形成組織綠色氛圍，而這種氛圍又能在組織內部員工的交流中進一步達成一致，既提高了企業內部員工的黏性，又促進了員工主動型綠色行為。

3)共情能力正向調節領導親社會動機與組織綠色氛圍間的關系，并能調節模型的中介效應。高共情能力的員工更能從領導者的環境動機中推斷以及理解其綠色偏好，達到認知共情，同時也能共情到領導者對于環境的同情，產生情感共情，從而促進綠色氛圍的產生，并最終形成主動型綠色行為。

4.2 啟示

1)注重對領導者的培養。在現今可持續發展的背景下，企業管理層在對領導者進行選聘時，可以有目的地考察其對道德規范的遵循，及對環保行為的推崇。從另一個角度，作為管理者，也應該重視自身對于員工的示范效應，充分發揮領導者的帶頭作用。

2)善用組織規章制度。企業的管理者可以利用規章制度對員工進行直接約束，但不能將其作為唯一手段。員工自發實施綠色行為的動機應是一種良性的內在循環，企業不應本末倒置，過分利用權力制定規章，從而導致消耗性的任務型綠色行為。

3)構建組織綠色氛圍。管理層可以定期為員工組織環保知識培訓，或者舉行親近大自然、接觸自然環境的集體活動，在組織中構建環保氛圍，引導員工身體力行其環保理念。

4)宜積極利用組織內部描述性規范，避免使員工在原有的工作壓力之下增添多余的情緒勞動。