自利型领导会阻碍员工绿色行为吗？——环境责任感、自利动机和组织伦理氛围的作用

芦 慧，陈晴晴

引 言

企业在运营过程中所产生的排污、废弃物等问题，对自然环境构成了严重威胁（Jiang et al，2019），实现企业绿色可持续发展已成为企业发展中的关键议题（Saeed et al，2019）。这一议题对于与环境密切接触的旅游业来说显得尤为重要，据2018年碳简报数据，旅游业温室气体排放量占全球总量的8%，并且其温室气体排放比例将会继续上升（Carbon Brief，2018）。同时，酒店业作为旅游业的支柱产业，在高速发展过程中显现出“高投入、高消耗、高污染”的三高特征（高兴等，2017），它有责任为维护环境可持续发展做出贡献（Tariq et al，2020）。

实践中，许多酒店已经采取管理措施来提高环境绩效（Clements，1996；Ardito et al，2018），但酒店企业环境管理措施的推行并不意味着措施得到有效执行。员工作为组织中最活跃的因素，其绿色行为是酒店环境管理政策和措施执行程度的直接反映（Chou，2014）。酒店员工绿色行为作为组织公民行为的一种特定表现，指的是员工在酒店工作场所中执行的对环境有益的行为（芦慧等，2016），对酒店实现可持续战略目标发挥着重要作用（鲁瑶，2021）。事实上，员工实施绿色行为意味着需要消耗其在时间、精力、金钱等方面的机会成本（Afsar et al，2020），在短期内并不能立即获益，但就长期而言，这些绿色行为利于社会和环境可持续发展（Ahmed et al，2020），具有典型的“对他人有利却需自身付出成本”的逻辑矛盾特征（Davis et al，2018）。在理性自利动机框架下，个体理性利己程度越高，考虑他人利益的程度就越低；反之，个体越会优先考虑他人和社会的利益（De Dreu et al，2009）。因此，员工绿色行为在本质上其实是员工在“利己”和“利他”之间的行为选择。

领导作为组织代理人其特征和行为对员工绿色行为具有直接影响作用（Afsar et al，2016；Wesselink et al，2017）。比如，研究发现绿色变革型领导等积极领导风格（潘持春等，2021；Omarova et al，2022）对员工绿色行为产生促进作用。然而，组织实践中领导者并不一定能忠实地履行自己作为组织代理人的职责（Decoster et al，2014），如Merrill Lynch 前CEO 在公司濒临破产时仍花费巨额资金重新装修办公室，微软的一位高级经理为支付奢侈的生活而窃取公司900 多万美元等。这种受利己主义需求驱使，以损害员工或组织利益为代价来增加个人利益和福利的领导风格为自利型领导（景保峰等，2016；Wisse et al，2019）。Jiang et al（2016）认为消极领导方式对员工行为的影响要比积极领导的影响更大，因为个人对消极行为的反应要比对积极的行为更敏感。那么，自利型领导是否会促使员工基于自利假设更倾向于不去实施绿色行为呢？学者们对该影响机制的研究尚付阙如。

环境责任感作为一种利他道德动机，反映了个体感知的促使自身采取保护环境行为的心理状态的程度（Punzo et al，2019）。当个体在面对“对他人有利却需自身付出成本”的绿色行为实施困境时，根据社会信息加工理论，在自利型领导的影响下，员工认为不去实施绿色行为是“理所当然”的，员工保护环境的责任感降低。自利动机是指个体为了自我利益而产生行为意向的动机（De Dreu et al，2009）。在组织中，自利型领导的出现使得员工认为追求自身利益最大化的行为是符合规范的（Greenbaum et al，2018），员工则会更专注于自身的利益和需求，从而产生利己行为。因此，本研究引入两者作为平行中介探讨自利型领导与员工绿色行为之间的影响机制。

此外，组织伦理氛围是指员工共同持有的一种稳定的对于组织伦理程序和政策的认知与行为意向（Victor et al，1987），对员工实施绿色行为过程的影响不容忽视（Liao et al，2007）。因此，本研究关注了组织伦理氛围在自利型领导和员工绿色行为关系中的条件作用。基于以上分析，本研究不仅丰富和拓展了自利型领导及相关领域的理论体系，而且对指导组织如何加强自利型领导治理以及如何引导员工实施绿色行为也有一定启示。

一、理论与假设

（一）环境责任感的中介作用

领导者作为组织代理人，主要职责是维护集体利益并激励员工实现组织目标（章凯等，2022）。但在组织工作中，不全是积极的、将组织利益置于个人利益之上的领导者，也有消极的、将自身利益诉求放于首位的领导者。这类领导者并不一定能忠实地履行自己作为组织代理人的职责，如自利型领导。自利型领导是指领导者将自身的福祉和利益置于员工需求和组织目标之上（Camps et al，2012），其自利行为与升职加薪，或办公空间的大小、纸张使用的节约度等相关（Rus，2009），即自利型领导在工作中会表现出这些利己特征（景保峰等，2016；杨晓等，2020）。

环境责任感反映的是个体感知的促使自身采取环境保护行为的心理状态（Punzo et al，2019），具有前瞻性的道德动机特征（Nordlund et al，2002），在组织中会受到领导风格的影响（刘欢鑫等，2018）。工作场所中，领导者是员工收集相关工作和人际互动信息的主要来源之一（Jiang et al，2016）。根据社会信息加工理论，领导者在工作场所中的行为和信息线索会影响员工认知和态度的形成（Salancik et al，1978）。自利型领导在日常工作中大都以“满足自身利益为第一位”的原则进行行为决策（Kramer，2003），且在面对“自我利益”与“他人利益”冲突的时候，通常会牺牲他人利益来满足自身利益（Camps et al，2012）。与之类似，在面对需要花费行为成本且不会对自身利益产生增值的绿色行为时，自利型领导不会以主动承担保护环境的社会责任作为自身行为决策的逻辑基础。在此基础上，员工基于领导行为决策所传递出的信息和线索，推断出领导的利己行为在组织中是被允许的，认为既然领导自身都不愿意花费额外的行为成本去承担环保责任，那么自己也没有义务花费自身成本去实施有利于他人、组织甚至社会的绿色行为，因而其保护环境的心理动机有所下降。因此，本研究认为自利型领导对员工环境责任感具有负向影响。

此外，员工在执行绿色行为时存在“利己”和“利他”行为的两难选择，当个体在面对绿色行为的实施困境时，内化的环境责任感就会被唤醒（彭远春等，2018）。研究表明，唤起员工内心对组织环境问题和自然环境问题的深刻关心被认为是引发员工绿色行为最有效的方法（Afsar et al，2016）。一些实证研究证明了环境责任感能够促进员工的环保行为（芦慧等，2021；Lu et al，2022）。那么，环境责任感被唤醒的员工将会主动关心和保护环境，把自身利益与环境诉求当作一个整体，认为保护环境就是在保护自身利益，因此更愿意主动表现出绿色行为。因此，本研究认为员工的环境责任感与员工绿色行为呈正相关关系。综上所述，本研究提出如下假设：

H1 环境责任感在自利型领导与员工绿色行为之间起中介作用。

（二）自利动机的中介作用

自利动机是指个体基于自我利益和需求产生的行为意向的动机（De Dreu et al，2009），该定义强调个体会为了满足自身的某种需求而产生一定利己行为选择。在组织工作中，高自利动机的员工会因过于追求短期自我利益而忽视甚至牺牲他人、组织和社会的长期利益。

首先，根据社会信息加工理论，员工会根据领导者在工作场所传达的信息进行认知加工处理，进而影响自身态度和行为（Salancik et al，1978）。在组织决策中领导者经常面临资源分配的抉择，自利型领导倾向于使用身份与权力分配更多的资源来满足自身的利益需求（Rus，2009；杨晓等，2020），无视组织中其他成员利益，这些都能让员工深刻感知领导者的“自私”特征。在此情境下，一方面员工为了保护自身的利益不受损害，在决策时也会只考虑自身利益来消除领导者占用自身应得资源的影响，逐渐表现出“利己”特征（Sheedy et al，2021）；另一方面员工会默认组织允许这种自私自利行为的出现，并认为追求自身利益最大化的行为是符合组织规范的，故而更容易产生自利动机。

同时，高自利动机的个体更注重自身需求是否得到满足、自身投入与收获是否匹配等（焦凌佳等，2013），为了追求自身利益会忽略甚至牺牲他人、组织或社会的利益。这类员工很注重自身利益的获取，而实施绿色行为不仅会消耗自身成本，且短期内不会为自己带来利益，因此这类员工会对实施绿色行为产生抵制情绪，不会倾向于实施绿色行为。基于上述分析，本研究提出如下假设：

H2 自利动机在自利型领导与员工绿色行为之间起中介作用。

（三）组织伦理氛围的调节作用

Victor et al（1987）首次阐述了“组织伦理氛围”的概念，即员工共同持有的一种稳定的对于组织伦理程序和政策的认知与行为意向，它反映了组织内部对道德行为的期望。员工对伦理氛围的感知会深刻影响自身工作态度和行为（柏萌等，2019）。

如果组织支持和提倡员工实施环保行为、利他行为等，并制定明确的道德标准进行指导，那么这会促使组织中形成一种以亲环境、道德为特征的组织氛围。根据社会信息加工理论，第一，在这样高质量的组织伦理氛围中，员工能够感知到较强的组织环保支持，增强组织可信度（Oh，2022），会认为组织是一个具备社会责任感、正直的组织，那么员工也会受到组织环境价值观的影响，将保护环境当作自身不可推脱的责任（Dey et al，2022）。即使组织内存在自利型领导，但员工所处的是提倡环保的、亲环境的组织伦理氛围，员工也能够感知到组织对于环境保 护的重视程度，因此自利型领导并不能显著降低员工保护环境的责任感，即自利型领导与员工的环境责任感之间会呈现出更弱的负相关关系。第二，在提倡绿色环保、道德的组织氛围中，自利型领导的利己行为并不能完全影响到员工自身的道德标准。即使员工受到自利型领导利己主义的影响，萌生出利己的想法，也会被组织伦理氛围提倡的“舍己利他”思想清洗（Leung，2008），从而保持环保的、利他的意愿。这种高质量的组织伦理氛围可以及时缓解甚至消除自利型领导所带来的负面影响，抑制员工产生自利动机的进程，进而减弱甚至消除自利型领导对员工自利动机的正向影响，即自利型领导与自利动机之间会呈现出较弱的正相关关系。

如果组织鼓励从利己主义角度指导组织与个人的决策，个体为达目标可以忽视甚至牺牲其他人的利益，就会促使组织中形成一种以利己特征为导向的组织伦理氛围，这是产生伦理结果中最不可取的类型（Sheedy et al，2021）。在此组织氛围中，组织对员工伦理道德培训单薄，当员工遇到“利他”与“利己”两难困境时，会更加关注个人利益（Sheedy et al，2021）。根据社会信息加工理论，第一，自利型领导与员工的社会互动最频繁，在这样的组织伦理氛围中，其利己行为会更加让员工产生一种不安全感和不确定性（资源是有限的，而周围充斥着“利己”行为）。为了保护自己本应获得或者未来可以获得的利益，员工会更加倾向于考虑自身利益，进而会因为需要花费自身资源而完全推脱保护环境的责任。也就是说，自利型领导会更加降低员工保护环境的责任感，即自利型领导与员工的环境责任感之间会呈现出更强的负相关关系。第二，在以利己主义为导向的组织氛围中，员工意识到组织强调利己原则，自利型领导及其他成员都是优先考虑自身利益，并且会做出更多地谋求自身利益的行为，那么员工受其影响，也会产生优先考虑自身利益的动机，也就是说，更容易产生自利动机。因此，自利型领导与自利动机之间呈现出较强的正相关关系。综上所述，本研究提出以下假设：

H3 组织伦理氛围对自利型领导与环境责任感之间的关系具有跨层次负向调节作用。

H4 组织伦理氛围对自利型领导与自利动机之间的关系具有跨层次负向调节作用。

根据H1—H4 及其推导过程，本研究认为组织伦理氛围对H1 和H2 所述的中介作用还应具有跨层次的调节影响，即存在跨层次被调节的中介作用。在强组织伦理氛围中，自利型领导的行事风格不会完全抑制员工的环境责任感的形成，即组织内存在的伦理规范会促使员工将环保意愿付诸行动。此外，高质量组织伦理氛围能够通过减弱自利型领导对自利动机的负向影响，从而降低员工的利己倾向，使得员工会更愿意实施绿色行为，即在强组织伦理氛围中，H1 和H2 所述的间接效应将不再显著。

相反，如果在弱组织伦理氛围中，组织内是利己主义导向的工作氛围，自利型领导的行事风格会更加抑制员工环境责任感的形成，从而阻碍员工绿色行为的实施。此外，自私自利的组织价值观会通过增加自利型领导对自利动机的负向影响来促进员工的利己行为，从而降低实施绿色行为的倾向，即在弱组织伦理氛围中，H1 和H2 所述的间接效应将得到增强。综上所述，本研究提出以下两个假设：

H5 组织伦理氛围对自利型领导通过环境责任感影响员工绿色行为的间接效应具有跨层次负向调节作用。

H6 组织伦理氛围对自利型领导通过自利动机影响员工绿色行为的间接效应具有跨层次负向调节作用。

二、研究方法

（一）样本选取和数据收集

作为旅游业的支柱产业，酒店企业在运营过程中会产生资源消耗以及环境污染等问题（Weerakoon et al，2021）。作为组织中最活跃的因素，员工实施绿色行为对于酒店业可持续发展尤为重要，因此本研究选取酒店业作为调查对象。在数据收集中，本研究以团队为单位，采用配对问卷形式调研了杭州、成都和徐州三个城市的多家酒店企业。调研先后进行了两次，前后间隔1 个月。第一次调查时，向114 个团队中的472 名员工发放员工问卷，要求团队成员报告个人基本信息，评估其直接领导的自利型领导风格。剔除信息填答不全、选择规律性答案的问卷，共回收109 个团队的435 份有效员工问卷。第二次调查时，向有效完成第一次调查问卷的435 位员工发送了调查，要求员工评估组织伦理氛围、环境责任感和自利动机，同时，向团队领导者发放领导问卷109 份，要求团队领导者报告团队的基本信息和员工的绿色行为。在回收所有问卷后剔除无效问卷，经过编号配对处理，最终获得领导问卷107 份，员工问卷369 份，综合有效回收率为78.2%。其中，团队规模均值为3.610，标准差为0.890；男性员工占总人数的43.6%；25 岁至34 岁员工占总人数的40.9%，35 岁至44 岁员工占总人数的24.7%，45 岁至50 岁员工占总人数的20.3%，50 岁以上员工占总人数的1.9%；高中毕业员工占总人数的19%，本科毕业员工占总人数的61.2%，硕士及以上学历员工占总人数的9.5%。

（二）测量工具

为保证测量工具的信效度，本研究均采用国外具有权威性的量表，并请专业人员翻译成中文。在确保内容精准的情况下对问卷的表达进行适当修改，以确保被调查者准确理解。除组织伦理氛围外，所有量表均采用Likert 5 级刻度进行评价，1表示“完全不同意”，5 表示“完全同意”。

自利型领导采用Camp et al（2012）所开发的4 题项量表，如“当伪造文件能够提高自身地位时，我的上级会采取这种行为”“我的上级不会考虑他/她的下属，只关心他/她自己”。Cronbach's α=0.871，该量表具有良好的内部一致性。

组织伦理氛围采用Schwepker et al（2005）所开发的7 题项量表，采用Likert 7级刻度进行评价，1 表示“完全不同意”，7 表示“完全同意”。题项描述如“我知道这家酒店对赚钱比满足客户的需求更感兴趣”。Cronbach's α=0.700，该量表具有较好的内部一致性。

环境责任感采用Punzo et al（2019）所编制的5 题项量表，如“我认同污染者对环境破坏负有责任”“减少塑料制成的日用品使用十分重要”。Cronbach's α=0.847，该量表具有良好的内部一致性。

自利动机采用的是De Dreu et al（2009）所编制的自利动机量表，该量表总计3个题项，如“在工作中，我关心自己的需要和兴趣”“在工作中，我的个人目标和抱负对我来说很重要”。Cronbach's α=0.737，该量表具有良好的内部一致性。

员工绿色行为采用Bissing-Olson et al（2013）所编制的6 题项量表。该量表由领导评价员工，因此本研究对原题项内容作了调整。例如“今天，员工以环保的方式完成了工作说明书中规定的任务”“今天，员工在工作中为环保所做的比我预期的要多”。Cronbach's α=0.908，该量表具有较好的内部一致性。

此外，本研究中选取性别、年龄、受教育程度、任期、团队规模作为控制变量，因为之前的研究表明这些变量与自利型领导、组织伦理氛围、环境责任感、自利动机和/或员工绿色行为有关（Decoster et al，2014；Wang et al，2018；Punzo et al，2019；Sheedy et al，2021）。

（三）假设检验方法

本研究的变量涉及团队和个体两个层面，因此采用多层结构方程模型检验研究假设，估计环境责任感和自利动机的中介作用、组织伦理氛围的调节作用以及中介调节作用。数据分析过程中，本研究使用SPSS21.0 软件来计算变量的均值和标准差，并使用Mplus 8.3 进行稳健极大似然估计以检验模型。

三、数据分析结果

（一）数据聚合检验

组织伦理氛围是团队层面的构念，因此，首先需要检验团队内部成员意见的一致性。本研究需要考察组内评分者信度Rwg 和组内相关系数ICC 来检验聚合标准。结果显示，组织伦理氛围的组间变异性ICC（1）为0.270，大于0.120 的标准值；组内变异性ICC（2）为0.564，达到了一般可接受的0.470 的标准值，同时检验组内一致性的指标Rwg 为0.910，大于0.700 的标准值，符合数据聚合要求。由此表明所测量的变量可以进行从个体层面到团队层面的数据聚合。

（二）效度检验

在检验研究假设之前，本研究进行了验证性因子分析，以检验变量区分效度。本研究将五因子基准模型和六个替代模型进行比较，测试卡方差异，判断最优的因子模型。五因子基准模型的拟合指数最优水平如表1 所示（χ2/df=2.065，RMSEA=0.054，CFI=0.934，TLI=0.924，SRMR=0.062，p＜0.001），表明五因子模型具有满意的判别效度。

表1 变量区别效度比较

（三）同源偏差检验

本研究涉及的变量由领导和员工进行评价，可能存在同源方法偏差问题。因此本研究使用了Harman 单因子检验，提取第一个主成分的方差贡献率为30.25%，未超过建议的40%，即并未解释大部分差异，说明共同方法变异并不显著影响研究结果。

（四）描述性统计分析

变量的描述性统计结果及相关系数如表2 所示。

表2 变量的均值、方差和相关性分析

在个体层面，自利型领导与环境责任感显著负相关（r=-0.312，p＜0.01），与自利动机显著正相关（r=0.409，p＜0.01）；环境责任感与员工绿色行为显著正相关（r=0.623，p＜0.01），自利动机与员工绿色行为显著负相关（r=-0.376，p＜0.01）。这初步证明了部分假设的成立。

（五）假设检验

各假设检验结果如表3 所示。自利型领导与环境责任感呈负相关（β=-0.182，p＜0.001，模型1），环境责任感与员工绿色行为呈正相关（β=0.570，p＜0.001，模型4），并且自利型领导对员工绿色行为的影响系数从β=-0.182（p＜0.001，模型3）变成β=-0.086（p＜0.001，模型6）。这表明环境责任感在自利型领导与员工绿色行为之间起部分中介效应。另外，本研究采用Bootstrap 中介检验方法再次检验环境责任感间接效应，结果显示环境责任感间接效应为-0.100，95% 置信区间为［-0.141，-0.064］，不包含0，H1 成立。

表3 直接效应和中介效应分析结果

自利型领导与自利动机呈正相关（β=0.338，p＜0.001，模型2），自利动机与员工绿色行为呈负相关（β=-0.246，p＜0.001，模型5），并且自利型领导对员工绿色行为的影响系数从β=-0.182（p＜0.001，模型3）变成β=-0.119（p＜0.001，模型7）。这表明自利动机在自利型领导与员工绿色行为之间起部分中介效应。另外，本研究采用Bootstrap 中介检验方法再次检验自利动机的间接效应，结果显示，自利动机的间接效应为-0.066，95% 置信区间为［-0.099，-0.037］，不包含0，H2成立。

根据Mplus 8.3 的数据结果，组织伦理氛围对自利型领导与环境责任感有显著影响（β= 0.415，p＜0.001），主效应（β= -0.182，p＜0.001）与调节效应符号不一致则表明有减弱或者抑制效果，也就是说，组织伦理氛围对自利型领导领导与环境责任感关系的跨层级负向调节作用成立。组织伦理氛围取两种不同条件值（即均值加上或减去一个标准差）的结果表明，当员工处于弱组织伦理氛围中时，自利型领导对员工的环境责任感具有更强的负向影响，因此H3 成立。

Mplus8.3 的数据结果显示，组织伦理氛围对自利型领导与员工环境责任感关系的随机斜率有显著的负向影响（β=-0.797，p＜0.001），表明组织伦理氛围对自利型领导领导与自利动机关系的跨层级调节作用成立。组织伦理氛围取两种不同条件值（即均值加上或减去一个标准差）的结果表明，当员工处于弱组织伦理氛围中时，自利型领导对员工的自利动机具有更强的正向影响，因此H4 成立。

当组织伦理氛围取两种不同的条件值时（即均值加上或减去一个标准差），自利型领导通过环境责任感影响员工绿色行为的间接效应估计结果如下：在强组织伦理氛围中，这种间接效应不显著（β=-0.029，p＞0.05），95% 的置信区间为［-0.073，0.014］，而在弱组织伦理氛围中，这种间接效应显著为负（β=-0.188，p＜0.001），95% 的置信区间为［-0.257，-0.118］，且这两个间接效应的估计结果之间存在显著的差异（Δ=0.159，p＜0.001），95% 的置信区间为［0.097，0.220］。结合H3 的检验结果可得，H5 得到支持。

当组织伦理氛围取两种不同的条件值时（即均值加上或减去一个标准差），自利型领导通过自利动机影响员工绿色行为的间接效应估计结果如表4 所示：在强组织伦理氛围中，这种间接效应不显著（β=-0.007，p＞0.05），95% 的置信区间为［-0.031，0.016］，而在弱组织伦理氛围中，这种间接效应显著为负（β=-0.117，p＜0.01），95% 的置信区间为［-0.194，-0.039］，且这两个间接效应的估计结果之间存在显著的差异（Δ=0.109，p＜0.01），95% 的置信区间为［0.033，0.185］。结合H4的检验结果可得，H6 成立。

四、研究结论与讨论

（一）结论

本研究以我国酒店行业的工作团队主管及其下属的配对样本为调查资料，从社会信息加工理论视角构建了自利型领导与员工绿色行为关系的多层次理论模型。结果表明，员工的环境责任感、自利动机在自利型领导和员工绿色行为之间起中介作用。此外，组织伦理氛围对自利型领导与员工绿色行为之间的关系有显著影响，即组织伦理氛围对自利型领导与员工环境责任感（自利动机）之间的关系有负向调节作用，同时通过员工的环境责任感（自利动机）对自利型领导与员工绿色行为的间接影响有负向调节作用。

（二）理论意义

首先，本研究依据Jiang et al（2016）提出的“消极的领导方式对员工行为的影响要比积极领导的影响更大”的观点，探索自利型领导力的影响机制，加深了对自利型领导风格的理解。目前关于领导风格对员工绿色行为的研究中，学者们主要聚焦于“积极”领导力对员工绿色行为选择困境中“积极”倾向的唤醒和对绿色行为的促进作用（Wang et al，2018；张佳良等，2018；Afsar et al，2020；潘持春等，2021；Omarova et al，2022），较少关注消极领导风格对员工绿色行为的抑制作用。组织中，与员工接触最多的除了组织成员就是直接上级，而领导者自私自利的行为风格是组织中普遍存在的领导方式（Decoster et al，2014），这一具有破坏性质的领导风格会对员工行为产生重要影响（Liu et al，2017；Decoster et al，2021）。因此，本研究将具有“消极”特征的自利型领导力作为前因变量与员工绿色行为进行关联，验证了自利型领导力对员工绿色行为具有抑制作用，这支持了以往研究中自利型领导会对员工行为产生负面影响的观点（Ritzenhöfer et al，2019；周芳芳等，2021），并填补了“消极”领导力与员工绿色行为之间的研究不足。

其次，挖掘了自利型领导与员工绿色行为关系的个体心理中介变量并构建理论模型，通过数据验证环境责任感和自利动机的平行中介作用机理。本研究基于社会信息加工理论，探索了自利型领导如何抑制员工绿色行为的“黑匣子”。具体来说，首先，与芦慧等（2021）、Lu et al（2022）实证研究结论一致，环境责任感是促进员工实施利他行为的一种积极的前因心理变量，但少有研究考虑将其与自利型领导这一消极领导风格联系起来，本研究选取环境责任感作为中介变量，为后续其在消极领导风格领域的相关研究提供一种新的尝试。其次，员工当感受到自利型领导仅追求自身利益最大化时，也会把这种利己态度和行为作为一种衡量标准，员工的心态逐渐发生变化，追求自身利益的动机增强（Sheedy et al，2021），进而在“利己”和“利他”的行为选择中更倾向于做出非绿行为。本研究的研究结果也表明，自利型领导通过同时强化消极中介和弱化积极中介来抑制员工实施绿色行为，这清晰地显示了从自利型领导到员工绿色行为的具体路径。

最后，本研究通过关注员工共同感知的组织伦理氛围，探索了自利型领导影响员工绿色行为的重要情境因素，研究结果证实，它可以破坏自利型领导通过环境责任感和自利动机抑制员工绿色行为的影响机制。与现有研究结果一致，员工感知到的组织伦理氛围是由组织内成员共同的认知和行为意向产生的（Victor et al，1987），不会因为组织中自利型领导的存在而改变整个氛围。此外，本研究还证实，高水平组织伦理氛围能够修正组织中的非伦理行为，当员工处于高水平组织伦理氛围中，即使面对的是自利型领导，员工也能够根据组织道德期望正确破解自身面临的“利己”和“利他”行为选择的伦理困境，即不影响员工绿色行为的实施水平，丰富了组织伦理氛围影响效能的跨层次解释力度。

（三）管理启示

首先，加强对自利型领导的管理。自利型领导仅注重自身利益的获取，是组织中广泛存在的消极领导行为，酒店企业应该警惕和抑制自利型领导形成的负面影响。一方面，从根源出发，在招聘或选拔管理者时，加强领导者选拔时的人格测试，酒店企业应该关注具有环境可持续发展大局观且具备积极人格魅力特质的领导者，使其成为企业可持续发展的引领者。领导者应在工作中培育员工对组织目标的认同感和对环境保护的主动意识，激励员工为实现酒店企业的可持续发展应付出不懈的努力。另一方面，约束自利型领导者手中的资源和权力，权力是领导者谋取私利的便捷途径，因此酒店企业应建立完善的检举、问责机制，将权力约束在制度下，便于监视领导者以权谋私现象。

其次，做好对员工的动机管理。具有高责任感特质的员工通过领导者传递的环保理念和价值观，能够增强自身对环保的关注度，激发自身对环境较高的责任感，因此，酒店企业在招聘时，应优先考虑具有高责任感特质的员工。此外，酒店企业也应该加深对员工自身“利他”和“利己”需求和效能的理解，调查和分析员工环境责任感和自利动机的发展动态，并采取适当措施提高员工的环境责任感或降低其自利动机。具体来说，酒店企业可以开展绿色可持续发展观的培训和教育，从而增强员工对于环保的理解和认识，让员工感知到保护环境就是保护自身利益，并且号召员工从身边的小事做起，如随手关灯、纸张双面打印、营造绿色工作氛围等。

最后，注重对组织伦理氛围的引导。酒店企业要考虑组织伦理氛围对于员工态度和行为决策的影响。消极伦理氛围会无限放大自利型领导对员工绿色行为的抑制作用。因此，酒店企业应该从组织规范出发，制定并完善绿色工作方式体系，从大方向上引导员工朝着企业可持续发展方向前进。此外，酒店企业倡导的绿色发展愿景应与员工在组织工作中“接轨”，具体来说，企业应向员工传递出对环境友好的态度、可持续发展愿景，在组织环境中营造绿色环保的组织氛围，增强员工对组织可持续发展的责任心。同时，企业领导者也应在日常工作中向员工传递环保理念、树立良好的环保榜样等，员工只有身处绿色环保氛围，才会更主动地实施绿色行为。

（四）研究局限与展望

首先，本研究采用多时点、领导-员工配对问卷调查的方式来收集样本数据，其中员工对自身的环境责任感、自利动机进行评价会存在一定的主观性，尽管本研究的数据结果表明同源方法偏差问题并不严重，但也难以完全消除该问题。因此为了更好地降低同源方法偏差带来的负面影响，在未来研究中，可以通过多来源、多角度对变量进行更精准的测量或者通过情境实验、纵向追踪等对自利型领导对员工绿色行为的作用机制进行更深入的研究，以此增强研究的稳健性和严谨性。

其次，本研究的样本对象仅聚焦于中国酒店行业的员工绿色行为，虽然具有一定的实践意义，但未来研究可以扩大样本的覆盖区域，将被调查者的行业背景和文化背景纳入研究，以探索多元文化背景下自利型领导对员工绿色行为的影响机制是否存在差异化。此外，本研究中的被调查者均为中国酒店企业员工，而中国特有的文化背景可能会影响他们的认知和行为选择，因此未来研究可以采取跨文化情境的方式，选取具有不同文化背景的被试者，进一步完善并验证本文的研究结论。

最后，影响自利型领导和员工绿色行为这一路径机制的因素有很多，未来的研究可以基于“利己”和“利他”困境认识发掘出更多影响自利型领导和员工绿色行为的心理中介变量（如道德关注、道德效能感等）和调节变量（如领导组织化身、领导认同等）。此外，在研究自利型领导对员工绿色行为的影响机制时，本文并未考虑组织伦理氛围各维度下产生的影响，不同类型的组织伦理氛围对于自利型领导和员工绿色行为的影响机制也许存在不同的结果。因此，未来研究可以具体到变量的单个维度进行研究，以此丰富本研究结果，进一步完善并验证本文的研究结论。