领导亲社会动机与员工主动型绿色行为——一个有调节的中介模型

姚德明，方 奕

(湖北工业大学经济与管理学院， 湖北 武汉 430068)

而绿色行为作为组织公民行为的内容之一，学者们对其研究大多集中在探求领导力对绿色行为的影响机制上。相较于领导力因素，领导者人格特质能更稳定地预测组织公民行为，有效引导员工的绿色行为。而组织氛围作为情境变量在领导研究当中通常充当中介变量的角色[1-2]。故本文采用吴琴的思路[3]，选用组织绿色氛围作为中介变量。Tian证实了共情能力在员工感知和组织认同间的正向调节关系[4]，共情能力的特点之一就是对他人进行感知，与本文所研究的对领导亲社会动机的感知相契合，本研究考虑将共情能力作为调节变量纳入研究模型中进行分析。本研究意在构建一个绿色背景下领导者人格特质影响员工行为的被调节的中介模型，以探讨领导亲社会动机对员工主动型绿色行为的影响，探究组织绿色氛围的中介作用，以及共情能力如何影响领导亲社会动机与组织绿色氛围间的关系。

1 文献综述与研究假设

1.1 领导亲社会动机与员工主动型绿色行为

亲社会动机是指考虑他人利益，并为此投入精力的意愿[5]，其有助于个体克服、跳出自身视角的局限性。亲社会动机驱动下的领导者关注成果分配的公平性，会将自身和他人作为整体来考虑联合收益[6]。研究发现，亲社会动机能够增加个体之间的工作紧密度，促进员工同理心[7]、帮助行为[8]等组织公民行为的产生。员工主动型绿色行为是一种可以在工作场所发生的组织公民行为，它通过节约组织资源降低成本，并通过保护自然环境以实现组织的可持续性，从而直接或间接地为组织带来益处[9]。根据社会信息加工理论(Social Information Process Theory)，员工的态度和行为取决于其在工作场所中可获得的信息[10]，即如果组织中的领导者向员工传达出保护环境的动机与倾向，就可能促进员工自发地实施绿色行为。在绿色背景下，对于有环境意识的员工而言，当其感知到领导的亲社会动机，或者感知到领导亲社会动机引发的亲环境行为时，会产生习惯性的道德行为；而对于一般不太关心环境的员工，在感觉到管理层行为动机的变动时，更有可能实施主动型的绿色行为。此时主动型环保行为也可能代表了一种替代性的积极行为方式[11]。由此提出

假设1：领导亲社会动机对员工主动型绿色行为有正向影响。

1.2 组织绿色氛围的中介作用

组织绿色氛围指的是员工对公司内部与环境可持续性相关的组织属性和行为规范的感知[2]。首先，组织绿色氛围的概念基础是组织氛围，组织员工的感知被聚合时就能反映组织氛围[12]。氛围研究主要探讨的是个体对于工作环境的主观认知，以及这种认知如何引导员工的工作态度和工作行为。其次，“绿色”的概念更偏向于联系个体对于环境的主观态度与行为[1]。综上，组织绿色氛围是整体员工对环境保护的感知集合，会对员工个体的态度和行为施加一定的影响。

领导亲社会动机属于领导者的人格特质之一，是组织情境中能够预测组织行为的稳定因素[3]，作为一种以他人为中心的领导特质，亲社会动机在领导者与员工进行信息交换时会促使氛围感的产生，而员工的经验感知在此过程中能够过滤出有效信息并进行分享，即领导者的特质能够影响员工对于组织环境的感知[13]。组织内部成员的感知共享是氛围创造的途径，在绿色背景下领导者的亲社会(亲环境)动机及其绿色行为方式会被员工感知并共享，从而促进组织绿色氛围的产生。进一步地，组织绿色氛围能够激发个体主观层面上的环保意愿，促进员工的主动型绿色行为。依据社会信息加工理论，组织环境并不直接作用于员工，而是员工在对环境产生了自我感知后，与组织成员交流并达成一致，将组织氛围的影响圈逐步扩大，再在其驱使下发出的行为[14]。因此，组织中存在良好的亲环境氛围，会刺激员工的主动型绿色行为，故提出：

假设2，领导亲社会动机对组织绿色氛围产生正向影响；

假设3，组织绿色氛围对员工主动型绿色行为产生正向影响；

假设4，组织绿色氛围在员工感知领导亲社会动机与员工主动型绿色行为的关系中起中介作用。

1.3 共情能力的调节作用

共情是个体对他人的感知共享，主要包括认知组成和情感组成[15]。认知共情可以理解为换位思考，即从他人的角度出发，使观察者能够推断和理解他人的动机与行为；而情感共情指的是“以他人情感为导向的情感回应”，能够激发观察者产生类似的情感。共情能力侧重对客体情绪的替代性体验，强调共情主客体之间消极或积极情绪情感反应的一致性，体现认知的共识性、情感的共鸣性，最终转化为行为的共同性[16]。在绿色背景下，拥有高共情能力的员工更能从领导者的环境动机中推断以及理解其绿色偏好，从而在组织中形成从上至下的绿色观念一致性；从情感共情的层面出发，领导者可以从自然环境的福利角度出发，对因人为因素而遭到破坏的自然环境感到同情[17]，而高共情能力者在此时能够被激发出类似的同情感，并形成浓厚的组织绿色氛围。在共情能力的总效应下，认知共情以及情感共鸣的一致性能促进组织绿色氛围的产生，并最终转化为员工的主动型绿色行为。因此，本文提出

假设5：共情能力正向调节领导亲社会动机与组织绿色氛围间的关系，在共情能力较强时，领导亲社会动机与组织绿色氛围之间的积极效应会更显著。

1.4 调节-中介效应

在绿色背景下，领导亲社会动机通过组织绿色氛围促进员工实施主动型绿色行为，而共情能力在其中发挥了正向的调节作用，放大了员工在感知领导亲社会(环境)动机时体验到的正面情绪，促进了组织绿色氛围的产生。较强的共情能力会增强员工的感知能力，从而聚合产生浓厚的组织绿色氛围，最终提高员工实施绿色行为的积极主动性，促进个体的组织公民行为。由此，提出

假设6：共情能力正向调节组织绿色氛围(图1)。

图 1 理论模型

2 研究设计

2.1 数据收集

本研究采用问卷方式收集数据。考虑到研究对象是普通型企业的员工，不存在样本的特殊性，因此以武汉市为中心，选取6家发展成熟的服务型企业，依托网络问卷和企业内部员工收集了212份问卷。由于问卷采取的是有偿发放，因而最终有效问卷为201份，问卷回收率为94.8%。其中，52.74%为男性，46.72%的被调查者介于20-29岁之间，工龄3年以内的员工占27.86%，工龄10年以上的员工占40.3%，82.09%的员工教育程度处于本科及以上。

2.2 测量工具

本研究采用的测量工具均来源于国外较为成熟的量表。本研究利用Likert5级量表对各变量进行测量，其中“1—5”分别表示“非常不同意/符合”“较不同意/符合”“一般”“较同意/符合”“非常同意/符合”。被调研人员可根据自身实际情况匿名填写。其中，领导亲社会动机(Leaders’Prosocial Motivation，LPM)以Grant的量表[18]为基础，包含了4个题项，Cronbach'sα值为0.778；组织绿色氛围(Organization Green Climate, OGC)以Norton开发的8个题项量表为基础，本研究提取了其中的5个题项组成了测量量表[2]，该量表的Cronbach'sα值为0.855；员工主动型绿色行为(Employees’Proactive Green Behavior，EPGB)采用Kim的员工绿色主动行为量表[19]以及Bissing-Olson的员工日常主动型绿色行为的量表[11]，合并类似的题项，因子载荷>0.6的6个题项，该量表的Cronbach'sα值为0.867；共情能力(Empathy Ability，EA)为调节变量，参考了Tian 的量表[4]，在结合了因子载荷的数值后，选取其中的4个题项，该量表的Cronbach'sα值为0.815。

3 数据分析及结果

3.1 描述性统计及相关分析

各变量的均值、标准差和相关系数的结果见表1。从表中可以看出，领导亲社会动机与员工主动型绿色行为呈显著正相关(r=0.611，p<0.01)，与组织绿色氛围呈显著正相关(r=0.567，p<0.01)，组织绿色氛围与员工主动型绿色行为呈显著正相关(r=0.494，p<0.01)，初步验证了假设1、假设2及假设3。

表1 各研究变量的相关性分析

3.2 共同方法偏差检验

为了排除数据上可能存在的共同方法偏差，采用Harman单因素检验法。SPSS23.0的分析结果显示，在未经旋转的情况下析出4个因子，第一公因子的方差解释比为39.904%，小于50%的临界标准，表示本研究不存在严重的共同方法偏差问题。

3.3 区分效度分析

为了确保调研问卷在删除以及调整题项后的设计具有一致性，且整体上具有完整性，采用AMOS23.0软件进行验证性因子分析来检验各变量的区分效度，结果如表2所示：4因子模型具有最好的模型拟合优度(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)，可见变量之间具有较好的区分效度。

表2 验证性因子分析结果

3.4 假设检验

本研究采用 SPSS23.0 进行多层线性回归， 回归结果如表3所示。 模型2检验了间接效应， 即领导亲社会动机与组织绿色氛围之间的关系，结果表明，二者之间存在显著的正向关系 (β=0.532，p<0.001)， 假设2得到验证； 模型4用于检验领导亲社会动机与员工主动型行为之间的主效应， (β=0.504，p<0.001)假设1成立； 模型5用于检验该模型的直接效应， 结果显示， 组织绿色氛围与员工主动型绿色行为之间存在显著的正向关系 (β=0.257，p<0.001)， 当引入了组织绿色氛围后， 领导亲社会动机与员工主动型绿色行为的系数虽然减小， 但仍然呈正向显著 (β=0.465，p<0.001)， 说明组织绿色氛围在领导亲社会动机与员工主动型绿色行为之间起部分中介作用， 假设3、 假设4得到验证。

表3 中介效应的回归验证结果

为了进一步检验共情能力的调节效应，将领导亲社会动机与共情能力两个变量进行中心化操作，构造乘积项。由表4模型8可以得知，领导亲社会动机与共情能力的交互项对组织绿色氛围有显著影响(β=0.214，p<0.001)，初步验证假设5。此外，在回归结果的基础上绘制调节效应图，进行简单斜率分析，结果如图2所示：在高共情能力的情况下，领导亲社会动机对组织绿色氛围的影响效果更显著。

表4 调节效应的回归验证结果

图 2 共情能力的调节效应

根据Hayes提出的有调节的中介模型，运用SPSS中的Process插件进行调节中介检验，并采用Bootstrap的方法，在样本量5000，95%的置信区间对数据进行处理，结果如表5所示。通过共情能力均值加减一个标准差来表示高共情能力与低共情能力，检验结果显示，员工感知领导亲社会动机与共情能力的交互项通过组织绿色氛围对员工主动型绿色行为的间接效应均不包含0，间接效应显著，且被调节的中介效应指数的区间为[0.0108,0.1829],也不包含0，即假设6成立。

表5 组织绿色氛围被调节的中介效应分析结果

4 结论与启示

4.1 结论

1)领导亲社会动机正向影响员工主动型绿色行为。根据社会信息加工理论，领导者的亲环境倾向会作为一种信息传递给员工，激发员工对于绿色行为的效仿与学习，从而使得员工主动实施绿色行为。

2)组织绿色氛围在领导亲社会动机与员工主动型绿色行为间起部分中介的作用。领导的亲社会行为经过大多数员工的感知共享后即形成组织绿色氛围，而这种氛围又能在组织内部员工的交流中进一步达成一致，既提高了企业内部员工的黏性，又促进了员工主动型绿色行为。

3)共情能力正向调节领导亲社会动机与组织绿色氛围间的关系，并能调节模型的中介效应。高共情能力的员工更能从领导者的环境动机中推断以及理解其绿色偏好，达到认知共情，同时也能共情到领导者对于环境的同情，产生情感共情，从而促进绿色氛围的产生，并最终形成主动型绿色行为。

4.2 启示

1)注重对领导者的培养。在现今可持续发展的背景下，企业管理层在对领导者进行选聘时，可以有目的地考察其对道德规范的遵循，及对环保行为的推崇。从另一个角度，作为管理者，也应该重视自身对于员工的示范效应，充分发挥领导者的带头作用。

2)善用组织规章制度。企业的管理者可以利用规章制度对员工进行直接约束，但不能将其作为唯一手段。员工自发实施绿色行为的动机应是一种良性的内在循环，企业不应本末倒置，过分利用权力制定规章，从而导致消耗性的任务型绿色行为。

3)构建组织绿色氛围。管理层可以定期为员工组织环保知识培训，或者举行亲近大自然、接触自然环境的集体活动，在组织中构建环保氛围，引导员工身体力行其环保理念。

4)宜积极利用组织内部描述性规范，避免使员工在原有的工作压力之下增添多余的情绪劳动。