1、Comment admin1: 本稿的格式规范同时适用于实证文章和综述文章。小三 黑体Comment admin2: 本刊正文中的引用格式采用 APA美国心理学会规定的格式。文末参考文献从 2018年开始实施 APA格式，2017 年发表的文章，文末参考文献格式保留现在的形式。标点符号是英文标点符号。逗号是用 英文格式状态下的”逗号+空格”Comment admin3: 英文状态下的括号Comment admin4: 只有通讯作者写电子邮箱。邮箱后面用中文的句号结束。Comment admin5: 英文作者的 姓 last nameComment admin6: 本刊正文引用不采用上标格式。另
2、外，英文的统一用 Times New Roman。Comment admin7: 英文作者最后两个用 Kim, Kim, Han, Jackson, Norton, Parker, Zacher, Norton et al., 2015)。其中, 领导者作为连接组织与员工的重要纽带 , 其领导行为是工作中人际互动的典型体现 , 并深刻地影响着下属的绿色行为。例如, Robertson和 Barling(2013)发现绿色变革型领导能够激发下属保护环境的激情, 使其在工作场所做出更多的绿色行为。同年, Graves, Sarkis和Zhu (2013)同样证实了绿色变革型领导与下属绿色行为的关系
3、, 还进一步揭示了变革型领导与自主性动机的交互作用。除变革型领导外, 后续研究陆续发现道德型领导、精神型领导都能够促进下属的绿色行为(张佳良, 刘军, 2016; Afsar et al., 2016)。上述这些领导行为主要以上下级二元关系为视角, 目的在于影响组织内部利益相关者来实现组织目标, 忽视了组织外部的一些社会利益相关群体。绿色行为是一种社会导向的公益行为, 其根本目的是提升社会福祉, 而非以组织福祉为主导, 因此, 在探讨领导行为对下属绿色行为的影响时, 有必要关注一些跨越组织边界、社会导向的领导方式, 如责任型领导(responsible leadership)。作为一种新兴领导
4、方式, 责任型领导的概念是社会责任与领导力研究相融合的产物, 并诞生于环境问题日益严峻的背景之下。责任型领导者注重企业及其员工对组织外部利益相关者群体( 包括社会和环境)的影响, 强调经济效益、社会效益与环境效益的三者平衡, 这些举措无疑与绿色行为所体现的价值理念不谋而合。然而, 遗憾的是, 目前尚未有研究具体探讨两者关系及作用机制。Norton 等人(2015) 曾呼吁, 为了深入理解领导行为影响下属绿色行为的机制, 未来研究应该关注一些与绿色理念密切相关的领导方式。为了响应 Norton等人(2015)的号召, 本文的首要目的是探索责任型领导对下属绿色行为的影响 。为了更加全面地认识责任型
5、领导作用于下属绿色行为的机理, 本文还将进一步探讨责任型领导与下属绿色行为之间的中介机制。中国社会讲求“情理”二字, 即在分析和解决问题时追求理性和感性的统一, 合情合理。此外, 个体行为也可能是理性认知与情感体验综合作用的结果。因此, 同时从认知和情感两条路径探讨下属绿色行为的成因更加全面, 也更具有理论和实践意义。一方面, 根据社会学习理论(Bandura, 1986), 下属在工作中主要是通过观察、模仿并内化领导者的价值理念, 用以指导自身的行为, 从而实现对领导行为的复制, 即价值观在下属学习责任型领导的过程中可能扮演了重要角色。另一方面, 根据情感事件理论(Weiss Rokeach
6、, 1973)。价值观能够帮助员工确定可接受的行为模式, 起到规范指导的作用(Buerke et al., 2016)。因此 , 当下属的利益相关者价值观得到内化后, 他们会在日常工作的决策、行为中考虑各个利益相关者, 并根据关注生态和社会福祉这一价值理念, 从而展现出绿色行为。基于以上分析, 本文提出以下假设: 假设 2a: 利益相关者价值观在责任型领导与下属绿色行为之间起中介作用。(四)积极情绪的中介作用除了通过内化利益相关者价值观这一认知路径外, 责任型领导还可能通过情感路径对下属的绿色行为产生影响。情感事件理论(affective events theory)指出, 稳定的工作环境特征
7、会导致积极或消极工作事件的发生, 工作事件的体验会通过引发个体情感反应, 进而影响个体的态度和行为(Weiss Rousseau Bissing-Olson et al., 2013), 而绿色行为本质上属于对于组织和环境的帮助行为(Griskevicius et al., 2010)。根据情绪的扩展和建设理论(the broaden-and-build theory), 积极情绪能够塑造个体与社会环境互动的方式, 扩展个体的注意范围, 建设个体资源(Fredrickson, 1998, 2001)。因此, 在体验到积极情绪时, 员工的思维、行为方式都会更加积极, 进而形成积极的世界观和社会责
8、任感(Carlson et al., 2013)。此外, Bachrach 和 Jex(2000)指出, 积极情绪水平较高的员工, 会延伸自己的工作职责和范围。这些均会促进员工在日常工作中表现出更多有益于组织的绿色行为。基于以上分析, 本文提出以下假设: 假设 2b: 积极情绪在责任型领导与下属绿色行为之间起中介作用。综合两条中介机制, 本文认为, 情感路径会比认知路径发挥更强的效应。中国情境讲究儒教伦理, 与理性主义为核心的新教伦理相比, 更强调情感层面的因素(郭晓薇, 2011；梁建、王重鸣, 2001)。黄光国 (2004)也指出, 中国社会的人际行为遵从“ 人情法则”, 强调社会关系间
9、的情感交换以维持和谐, 这也构成中国文化的最显著特征。在工作场所的上下级关系中, 这种文化特点同样能够得到体现。在与领导者的二元关系中, 较于认知需求而言, 下属对领导者有较强的社会情感性需求。相应的, 领导者这一外部刺激在更高水平上激活下属的情感加工系统。因此, 在面对责任型领导的行为和风格时 , 相比于理性认知, 下属对领导者会产生更多情感性依附, 激发更高水平的积极情绪, 进而促进绿色行为。进一步提出以下假设: 假设 2c: 对于责任型领导与下属绿色行为的关系, 积极情绪的中介作用强于利益相关者价值观的中介作用。(五)积极情绪的调节作用在责任型领导影响下属绿色行为的机制中, 认知和情感两
10、条路径可能并非泾渭分明, 而是相互交融、错综复杂的。特别地, 大量已有研究的结论都表明, 积极情绪会影响认知加工过程(e.g., 王振宏等, 2013；Fredrickson & Branigan, 2005)。因此, 本文试图探讨积极情绪对认知路径所起到的权变作用。积极情绪对于“责任型领导利益相关者价值观绿色行为”这一路径的影响, 可以从相互对立的两种角度进行思考。一方面, 高积极情绪可能促进个体在利益相关者价值观下表现出更多的绿色行为。首先, 积极情绪本身具有激活一般行动趋势的功能, 能够促进活动的连续性(郭小艳、王振宏, 2007)。鉴于此, 在高积极情绪水平下, 具有利益相关者价值观的
11、个体行动激活水平更高。也就是说, 同等程度的亲环境价值理念下 , 高积极情绪个体更可能与环境产生积极联结 , 并保持行为的一致和连贯性。其次, 积极情绪下的个体对于行为结果的主观控制感更强, 拥有更高的自我效能感(Staw et al., 1994)。芦慧等人(2016)提出 , 亲环境价值观在“宣称执行”上的不一致是因为员工认知到保护生态环境的重要性却不付诸实践。当员工对于绿色行为的实际结果没有把握时, 会停止表现出绿色行为。因此, 高积极情绪下的个体对表现绿色行为有更强的预期, 进而强化利益相关者价值观对绿色行为的促进作用。但另一方面, 积极情绪也可能替代利益相关者价值观, 弱化其对于绿色
12、行为的促进作用。根据认知情感加工系统(cognitive-affective processing system, CAPS)理论, 个体存在两类行为反应系统, 即理性认知的冷加工系统和情感冲动的热加工系统, 两类系统相互转换, 交替控制个体的行为反应(孙旭等 , 2014；Mischel & Shoda, 1995)。利益相关者价值观与积极情绪分别对应了绿色行为在认知和情感两条系统中的决定因素。当个体的积极情绪水平较高时, 情绪和认知对绿色行为均发挥直接促进作用, 两者作用的相似性使得积极情绪能够“替代”利益相关者价值观的有效性。而当个体的积极情绪水平较低时, 此时平行的认知系统对行为的影响
13、作用更加凸显。即低积极情绪下, 利益相关者价值观对绿色行为的作用更加凸显, 但在高积极情绪下, 无论下属是否有利益相关者价值观, 都可能会展现绿色行为。因此, 对于积极情绪在利益相关者价值观对绿色行为中的调节作用, 本文提出竞争假设: 假设 3a: 积极情绪正向调节利益相关者价值观对下属的绿色行为, 即利益相关者价值观对于下属绿色行为的正向影响在高积极情绪下会被加强。假设 3b: 积极情绪负向调节利益相关者价值观对下属的绿色行为, 即利益相关者价值观对于下属绿色行为的正向影响在高积极情绪下会被削弱。二、研究方法(一)研究对象与程序本研究采用问卷调查法, 搜集了广东、河南等地区共 3 家制造业企
14、业的数据。在施测前, 研究者先确定好参试人员名单并进行编号 , 使其与问卷匹配。在正式施测过程中 , 研究者依次将问卷发放给与编号对应的参试人员, 并告知参试人员研究结果将完全保密。员工需要填写三份问卷, 第一份问卷测量责任型领导, 第二份问卷测量利益相关者价值观和积极情绪, 第三份问卷评价部门或团队内某位指定同事的绿色行为。指导语宣称三份问卷为不同类型的研究, 以达到心理隔离的效果。此外, 这三份问卷依次呈现给被试( 即回收第一份后, 再发第二份), 以达到时间隔离的效果。一共有 194 名员工填写了问卷。剔除漏答过多的问卷, 最后, 研究者共获得 151 份有效问卷, 有效回收率为 78%
15、。其中 , 女性占 43.70%, 平均年龄为 32.86 岁(SD=7.33), 平均任职时间为 5.58 年(SD=4.83), 本科及以上学历占 62%。(二)测量工具本研究采用“翻译回译”程序将英文量表翻译成中文版。为了降低社会称许性对研究结果的干扰, 大部分问卷采用频次问法和匿名填写。量表均采用李克特六点计分, 从“1”到“6”分别表示发生频率或符合程度由低到高。责任型领导: 采用 Voegtlin(2011)编制的责任型领导量表, 该量表为单维结构, 由 5 个题目构成。例题如“上级在做决策时会平衡各利益相关者的诉求” 。本研究中该量表的Cronbachs 系数为 0.92。利益相
16、关者价值观: 采用 Groves(2013)研究中的利益相关者量表, 该量表主要源自对Singhapakdi 等人 (1996)的企业社会责任价值观量表的修订。例题如“承担社会责任是公司最应当重视的一件事情” 。本研究中该量表的 Cronbachs 系数为 0.89。积极情绪: 采用 Menges 等人(2011)研究中使用的四个积极情绪词汇 : 心情愉悦、知足常乐、兴高采烈和感到满意。本研究中该量表的 Cronbachs 系数为 0.89。绿色行为: 采用 Kim 等人(2014)开发的自愿性绿色行为量表, 该量表为单维结构, 由 6个题目构成。例题如“他/她会回收可重复利用的东西 ”。本研
17、究中该量表的 Cronbachs 系数为 0.81。关于控制变量, 本研究将员工的性别、年龄、任职时间、学历作为控制变量, 并采用虚拟变量来测量性别(男性=0, 女性 =1)。(三)数据分析技术本研究采用 SPSS19.0 进行描述性统计、相关分析和回归分析, 采用 AMOS18.0 进行验证性因素分析。在检验中介效应时, 本研究采用 Baron 和 Kenny(1986)的三步骤法并结合重抽样自助法(Re-sampling-based bootstrapping)(运用 PROCESS 程序)估计中介效应的置信区间。三、研究结果(一)区分效度检验为了检验所有变量的区分效度, 本文对责任型领导
18、、利益相关者价值观、积极情绪和绿色行为四个变量进行验证性因素分析。结果如表 1 所示, 与其他五个竞争模型相比, 四因子模型拟合最优, 这说明四个变量具有良好的区分效度, 代表了四个不同构念。Comment admin15: 来稿若含数学公式、图表，请务必保证其中的符号、数字、文字、图线清晰规范，以便本刊排录时直接按原样制作。图表请勿使用彩色和阴影背景，图表请标明名称和资料来源，表格尽可能采用三线开放式。另外，请绘制成专业性表格，而不是统计软件输出的原始表格形式!Comment admin16: 斜体Comment admin17: 不是符号 是简称 不用斜体Comment admin18:
19、【请注意符号的正确写法，例如：相关、回归系数、方差解释量、显著性标记、卡方、自由度、F 值等，都应该为斜体形式，如 r = 0.45, = 0.24, R2 = 0.34, p 0.01, 2/df = 2.35。显著性的符号应该为上标。】Comment admin19: 注意是斜体Comment admin20: 等号 前后要空一格Comment admin21: 前后要空一格Comment admin22: 数字是 times new roman格式Comment admin23: 注意显著性水平是上标形式 *，而非*。另外，公式和字母的斜体和正体请注意检查。表 1验证性因素分析结果模型
20、2 df 2 (df) RMR RMSEA CFI TLI AICM1:RL, SV, PE, WGB 373.97 224 0.08 0.07 0.93 0.92 477.97M2a:RL+SV, PE, WGB 717.82 227 343.85(3) 0.13 0.12 0.76 0.74 815.82M2b:RL+PE, SV, WGB 713.57 227 339.60(3) 0.17 0.12 0.77 0.74 811.57M2c:RL,SV+PE, WGB 649.30 227 275.33(3) 0.13 0.11 0.80 0.77 747.30M3: RL, SV+PE+
21、WGB 828.49 229 454.52(5) 0.14 0.13 0.71 0.68 922.49M4:RL+SV+PE+WGB 1147.05 230 773.08(6) 0.17 0.16 0.56 0.51 1239.05注: n = 151. RL = 责任型领导, SV = 利益相关者价值观, PE = 积极情绪, WGB = 绿色行为。(二)描述性统计与相关分析结果各变量的均值、标准差及其相关系数如表 2所示。责任型领导与绿色行为显著正相关(r = 0.44, p 0.001), 与利益相关者价值观呈显著正相关( r = 0.52, p 0.001), 与积极情绪呈显著正相关(
22、r = 0.33, p 0.001)。同时, 利益相关者价值观与绿色行为呈显著正相关( r = 0.44, p 0.001), 积极情绪与绿色行为呈显著正相关(r = 0.53, p 0.001)。以上结果为检验研究假设提供了初步的支持。表 2 研究变量的描述性统计与相关系数M SD 1 2 3 4 5 6 71.性别 1.460.492.年龄 32.867.33 -0.063.学历 1.810.64 0.03 -0.094.任职时间 5.584.83 0.00 0.56* -0.125.责任型领导 4.860.91 0.09 0.09 -0.20* 0.066.利益相关者价值观 4.840.
23、91 -0.02 0.07 -0.06 -0.06 0.52*7.积极情绪 4.630.99 -0.02 -0.09 0.06 -0.06 0.33* 0.47*8.绿色行为 4.750.86 0.21* -0.07 -0.10 0.03 0.44* 0.44* 0.53*注: M 表示平均数, SD 表示标准差 , n = 151, +表示 p 0.1, *表示 p 0.05, *表示 p 0.01。(三)假设检验结果本文依据三步骤法进行检验。第一步, 检验自变量( 责任型领导)对因变量( 绿色行为)的影响。结果如表 3模型 1所示, 在控制了性别、年龄、学历和任职时间以后, 责任型领导显著
24、正向影响绿色行为( = 0.41, p 0.001)。因此, 研究假设 1得到支持。第二步, 检验自变量(责任型领导)对中介变量( 利益相关者价值观和积极情绪) 的影响。模型 5结果显示, 责任型领导显著正向影响利益相关者价值观( = 0.53, p 0.001), 模型 7结果显示, 责任型领导显著正向影响积极情绪( = 0.41, p 0.001)。第三步, 检验中介变量( 利益相关者价值观和积极情绪)对因变量(绿色行为) 的影响。模型 2 结果显示, 将责任型领导、利益相关者价值观和积极情绪共同纳入回归方程后, 利益相关者价值观( = 0.15, p 0.05)和积极情绪( = 0.34
25、, p 0.001)显著正向影响绿色行为, 责任型领导对绿色行为的影响依然显著( = 0.18, p 0.05)。可见, 利益相关者价值观(中介效应 = 0.08, CI95% = 0.01,0.21, 抽样数 = 2000, 效应量 = 0.20)和积极情绪(中介效应 = 0.14, CI95% = 0.06,0.23, 抽样数 = 2000, 效应量 = 0.34)都是部分中介责任型领导与绿色行为之间的关系, 且积极情绪的中介效应强于利益相关者价值观。假设2a、2b、2c 分别得到了支持。表 3 回归分析结果绿色行为 利益相关者价值观 积极情绪模型 1 模型 2 模型 3 模型 4 模型
26、5 模型 6 模型 7截距 2.92* 1.55* 4.02* 4.60* 2.10* 4.94* 3.01*控制变量 性别 0.29* 0.34* 0.34* -0.01 -0.11 -0.05 -0.12年龄 -0.02 -0.10 -0.02 0.02 0.02 -0.01 -0.02学历 -0.02 -0.02 -0.09 -0.10 0.05 0.08 0.19任职时间 0.02 0.02 0.02 -0.03 -0.03 -0.00 -0.00自变量责任型领导 0.41* 0.18* 0.17* 0.53* 0.41*中介变量利益相关者价值观 0.15* 0.13+积极情绪 0.3
27、4* 0.32*利益相关者价值观积极情绪-0.07+R2 0.24 0.42 0.44 0.02 0.29 0.01 0.14R 2 0.18* 0.02+ 0.27* 0.13F 9.02* 15.28* 13.96* 0.90 11.66* 0.41 4.85*注: +表示 p 0.1, *表示 p 0.05, *表示 p 0.01, *表示 p 0.001。双尾检验。假设 3 认为积极情绪调节利益相关者价值观与绿色行为之间的关系。如表 3 模型 3 所示, 利益相关者价值观与积极情绪的交互项显著负向影响绿色行为( = -0.07, p 0.10)。简单斜率检验结果表明, 在高积极情绪下, 利益相关者价值观对绿色行为的影响较弱( = 0.06, t = 0.79, ns, 图 2)；在低积极情绪下, 利益相关者价值观对绿色行为的影响更强( = 0.20, t = 2.57, p 0.05, 图 2)。因此, 相比于假设 3a, 假设 3b 大体上得到支持。
