CEO绿色变革型领导与绿色创新绩效——企业环境伦理的调节与企业绿色行为的中介作用

■/管亚梅 陆静娇 沈黎芳

国民经济和社会发展第十二个五年（2011-2015）的规划，针对节约资源和保护环境两方面进行了明确，强调要对我国的经济增长方式进行转变，突出绿色发展的重要性。在这样的大背景下，学术界开始关注和重视如何实现环境保护与经济增长的均衡发展，绿色创新绩效便成为了学者们的聚焦点，在解决利益相关者和政府规制等方面问题上发挥了重要的战略作用，对于企业自身形象的提升也有帮助。本研究在梳理CEO绿色变革型领导与绿色创新绩效关系的基础上对企业绿色创新绩效的前置因素实施系统研究，在分析CEO绿色变革型领导跟绿色创新绩效的影响关联性的基础上进一步分析二者间的中介和调节效应，对研究绿色创新绩效更有利。

二、相关理论和假设

（一）国内外文献回顾

1.关于CEO绿色变革型领导。Herrmann and Nadkarni（2014）认为，企业的CEO对于外部环境变化所给以的反应以及采取的战略决策很大程度上受到CEO个人特征的影响。Chen and Chang（2013）认为，绿色变革型领导这一CEO领导风格将会逐渐变成绿色管理研究方面的一个重点和趋势。绿色变革型领导一方面能够推动组织上绿色环保目标的实现，另一方面能够激励组织成员将企业的绿色创新绩效水平提高至超出预期的范畴。Robertson and Barling（2013）发现绿色变革型领导能够影响组织成员的绿色环保行为、创造力以及企业自身的绿色创新绩效。House and Howell（1992）认为CEO的社交能力与表达能力能够通过变革型领导的领袖魅力与号召力来体现。Shao,Feng and Liu（2012）认为组织文化在实证研究中主要是用来研究CEO领导力与企业行为间关系的重要变量，它也是一套具有共享意义的价值系统。梁娉娉（2008）发现，企业中的中层管理者在组织承诺、工作满意度以及离职倾向方面所体现出来的工作态度受到CEO变革型领导行为的影响比较大。张琪、程建君（2017）认为作为企业主要领导者的CEO能够在潜移默化中影响其员工的言行，一个企业的生存与发展受到CEO领导风格及其决策能力的影响较大。王乾宇、彭坚（2018）从高管团队集体理性与感性方面来研究CEO变革型领导对企业绿色行为的影响。陈璐、柏帅皎、王月梅（2016）以创造力组成理论和社会资本理论为基础，通过有调节的中介模型来对变革型领导、团队过程（学习行为、创造氛围）和外部社会资本影响高管团队创造力的机制进行研究。

2.关于企业环境伦理。罗尔斯顿（2000）指出自然的内在属性是自然价值，自然价值应回归自然，不应被人类所占有，且人类在满足合理物质需求的同时要追求精神和伦理道德的无限提升。尤纳斯（1984）基于伦理视角将环境责任的特征归纳为“整体性、持续性和未来”，人类应具有前瞻性责任意识，要对人类后代及自然负起责任。温茨（2007）以生态环保层面探讨了环境伦理学有关概念与意义，提出人类发展首先要将环境保护作为一种必要的正义进行看待，而非从环保能够带给人何种利益去考虑环境生态问题，这样才可以维护人类的可持续性展。余谋昌（2006）提出协同进化的环境伦理原则和可持续发展的环境伦理观，既有利于建立环境保护尺度，又能够及时调整人与自然的和谐问题。

3.关于企业绿色行为。Dowell and Muthulingam（2016）认为绿色环保项目是否有利可图是污染企业采取绿色环保行为的关键。Xiao-Ning and Wei（2017）认为在污染物排放量减少的同时会提高资源的使用效率，那么，绿色创新行为在收益方面的补偿便能够将部分的创新成本进行抵消，从长远来看，一味遵循环境规制的成本将可能被由绿色创新行为带来的超额收益所抵消或者超越。Costantini and Crespi（2008）认为，基于企业转型所能够承受的范围，绿色创新所带来的风险越大时会使得资金回收期较长，进而导致企业在短期内的转型成本无法通过收益来得到弥补。当处于创新成本不能被完全弥补的情况下时，企业为了追求最大化的社会福利，更加需要以更严格的环境规制水平来约束企业的绿色创新行为。Afsar et al.（2016）发现，以精神型领导为代表的组织情境类变量以及以直接动机为代表的主观态度类变量能够作为远近端变量来预测企业员工的绿色行为。贺爱忠等（2013）问卷调研了189家武汉地区的零售企业，基于调研所获得的数据，建立结构方程模型来实证研究零售企业绿色认知和情感对于企业绿色行为的影响机制。彭海珍（2007）基于管理体制、经济激励和社会压力三方面制约企业运营的重要因素，将三重“运营许可证”提出并分析影响企业绿色行为的不同作用机制。周殿昆等（2007）认为成本是影响绿色商业发展的深层次因素，价格高、支付能力低、收入少、落后的消费观念以及对“绿色”的质疑都将会对绿色商业的发展产生消极影响。吴晓（2010）发现，环保节能设施较高的投资成本、环保管理体系与有效监督机制的匮乏是我国零售企业环保节能行动受到制约的主要原因。翟金芝（2010）认为，环保意识不强、一次性的环保投入较大以及考虑到消费者的满意度等问题是零售企业实施低碳经济的主要原因。

4.关于绿色创新绩效。Bemauer et al.（2006）将绿色创新的定义分为三类，一种是以其的环境保护意义作为切入点，把绿色创新理解为可以减少对环境生态危害的创新行为。第二类基于绿色创新的绩效作为切入点，把绿色创新描述成通过引入创新机制改善环境生态保护活动绩效的措施。还有一种是从绿色创新对生态环境的改善角度，定义为是一种顺应环境改善趋势的创新。Bartlett and Trifilova（2010）认为生态创新主要是鼓励客户和企业生产绿色环保的新产品和新工艺。Arundel and Kepmp（2009）把生态创新描述成经济措施与政策制定方面的核心概念，生态创新的主要目的在于经济或环境目标。毕克新等（2011）进行了大量数据调查发现，创新的资金投入造成对制造业产生的影响较大。李玉梅等（2011）根据我国从1999年开始的九年期间二十八个制造业行业调查数据作为研究资料，经分析提出外商直接投资可以在总体上推动我国的制造业创新能力与水平提升。隋俊（2015）对跨国公司在技术方面的创新进行了研究，认为技术的转移与溢出、社会资本和绿色创新体系的吸收能力都是影响制造业绿色创新绩效的重要因素。若要将它们的影响程度进行排序，那么首要的便是技术溢出，其次才是社会资本和体系的吸收能力。

5.文献综述及研究趋势分析。回顾国内外文献，发现目前针对CEO绿色变革型领导的研究还没有形成一致。国外主要集中在组织文化方面，而中国从CEO绿色变革型领导与绿色创新绩效关系的视角进行的研究很少，因此有必要探讨中国国情下的CEO绿色变革型领导对绿色创新绩效的影响机制，挖掘出影响两者关系的条件和因素。

（二）研究假设

1.CEO绿色变革型领导与绿色创新绩效。目前，国内外对于CEO绿色变革型领导与绿色创新绩效的研究极少。CEO绿色变革型领导是能够影响企业绩效或受企业行为影响的个人或团体。近年来，利益相关者不断对企业施加压力主要是源于环境恶化和道德滑坡等问题的频发。面对利益相关者所施加的环保压力，企业在生产经营的同时更加注重对环境的保护，不断降污减排，既维护了企业的绿色形象，又满足了利益相关者的期望。虽然绿色创新绩效问题受到学者和管理者的普遍关注，但在CEO绿色变革型领导下企业提高绿色创新绩效的机制还不是非常清晰。因此，本研究将CEO绿色变革型领导作为切入点，研究其对绿色创新绩效的影响作用。基于此，本研究提出假设：

H1：CEO绿色变革型领导促使企业提高绿色创新绩效。

2.企业绿色行为的中介作用。企业在日常运营过程中，接受着政府严格的环境监管和社区的环境保护要求，并受消费者绿色消费行为和员工的绿色组织认同的影响，这些均要求企业在反思的基础上正确对待企业的绿色行为。企业的绿色行为有利于企业吸引高潜力人才并留住优秀员工，进而促使组织承诺的实现与增加。CEO绿色变革型领导在提高企业采取绿色行为的积极主动性的同时，也能够让企业在日常经营过程中消耗最少的资源、给环境带来最低的污染来达到经济、社会和环保的最大化，从而提高企业的绿色创新绩效。因此，企业绿色行为一方面能满足CEO绿色变革型领导的环境保护基本要求，另一方面又能积极促进主动的环境管理，最终来提高绿色创新绩效。基于此，本研究提出假设：

H2：企业绿色行为在CEO绿色变革型领导与绿色创新绩效间有中介作用。

3.企业环境伦理的调节作用。企业能够实现长期稳定而持续的发展，离不开该企业的伦理道德意识，其中，企业的环境伦理意识与企业的绿色行为密切相关。环境伦理一方面能够通过相关的伦理决策来应对环境问题，从而履行企业环境责任，另一方面也为企业营造出正确的且有意义的伦理文化氛围。环境伦理文化氛围较好的企业能够更好地促使企业在CEO的绿色变革型领导下采取积极主动的绿色行为。基于此，本研究提出假设：

H3：环境伦理正向调节CEO绿色变革型领导对企业绿色行为的影响。

4.企业环境伦理的有调节的中介作用。假设2提出了企业绿色行为的中介作用，假设3提出环境伦理对CEO绿色变革型领导与企业绿色行为间关系的调节作用，基于此，本研究深入到企业绿色行为发挥中介作用的具体过程中，旨在考察企业环境伦理对企业绿色行为中介作用的影响，从企业内部将影响CEO绿色变革型领导转化的症结因素找出，帮助管理者达到战略决策最优。根据Edwards and Lambert（2007）提出的有调节的中介模型，本研究认为，企业环境伦理调节了CEO绿色变革型领导通过企业绿色行为对绿色创新绩效的非直接影响。一般来说，若一个企业的环境伦理水平较高，则CEO绿色变革型领导对企业绿色行为的影响也就越大，进而使得CEO绿色变革型领导通过企业绿色行为对绿色创新绩效产生的间接作用越大；反之，若一个企业的环境伦理水平较低，则导致的间接作用越小。基于此，本研究提出假设：

H4：企业环境伦理调节了CEO绿色变革型领导通过企业绿色行为对绿色创新绩效的间接影响。

本研究模型见图1:

图1 研究模型

三、研究设计

（一）数据收集和样本选择

本研究调研了120家江浙沪地区的制造业企业。在对企业的CEO或者高管进行调研前，团队成员会先将本研究的目的进行介绍，并对企业的基本情况进行大概了解。为了消除被调查者的担忧以及保证数据的真实性，在调研时会强调仅用于学术，不会用于其他途径，并且会严格保密。在调研时，除了了解被调查者的个人情况以及公司的基本情况外，还对企业在CEO绿色变革型领导、绿色行为、绿色创新绩效以及企业环境伦理等方面进行了调研。本研究共计发放的问卷数量为488份有效问卷272份，有效回收率为55.74%。在企业样本中，有48.53%的企业属于炼焦行业，有24.26%的企业属于医药制造行业，有19.85%的企业属于橡胶塑料行业，企业规模在100人以下的占13.97%，101～500人的占41.91%，501～1000人的占21.32%，1001～1500人的占16.91%，1500人以上的占5.88%。在高管样本中，大专以下学历有38名，本科学历有114名，硕士学历58名，博士学历46名，博士后有16名。

（二）变量度量

本研究中通过Liker7级量表进行测量。其中，“1”表示“完全不同意”，“7”表示“完全同意”，参与调查者从其从业单位的现实出发，选择最符合各自所在单位真实情况的选项。相关变量与详细测量内容在下文进行解释：

1.被解释变量。本研究的被解释变量是绿色创新绩效，包括绿色产品创新与绿色过程创新两方面，前者根据环境创新设计无毒或绿色产品进行的产品创新，能够有效防治污染、节约能源。后者指的是产品生产领域的污染防治、节能减排、循环利用等方面。本研究测量借鉴了Chen et al.（2006）的量表，量表里面有关绿色产品创新的内容包括“企业对于其所生产产品的开发设计，以最小资源消耗实现产品制造”等4个题项；绿色过程创新方面包括“在企业的生产方面降低原材料的使用”等4个题项。

2.解释变量。本研究的解释变量为CEO绿色变革型领导，借鉴Robertson（in press）有关绿色变革型领导的量表，从环保影响力、环保动机鼓舞、环保智力激发、环保个性化关怀四个方面展开论述，包括“在环保方面发挥了榜样的作用”、“能够鼓励员工通过更为环保的方式来开展自己的工作”等12个题项。

3.中介变量。本研究的中介变量是企业绿色行为，借鉴Lin and Ho（2010）的量表，从绿色采购、绿色生产和资源循环等方面展开论述，包括“公司合并运输货物”，“公司合理处置废物”，“公司采购环保产品”等7个题项。

表1 研究变量的设计

4.调节变量。本研究的调节变量为企业环境伦理。参照Henriques et al.（1999）研究进行测量，包括“本人所在的公司在营销活动中加入了有关环境保护的计划、愿景和使命等”等4个题项。

5.控制变量。本研究的控制变量为行业类型、企业规模和高管学历。

四、实证结果

本研究经过理论分析、前提假设、分析研究方法等环节，通过描述性统计、信效度测量、相关分析等方法分析调研数据，逐步验证假设，主要使用SPSS22.0、Excel 2013以及AMOS等统计工具。

（一）信度和效度检验

1.信度分析

检验信度一般以 Cronbach’s α值大于 0.70、项目总体相关系数值（CITC）大于0.5为标准。从表2可以看出，大部分变量的CITC值高于0.6，Cronbach’s α值均大于0.9，问卷总的内部一致性系数为0.941，且删除任何题项后的Cronbach’s α值不会得到提升。总体而言，问卷一致性表现理想，表明量表具有较高稳定性与信度。

表2 量表的可靠性分析

2.效度分析

本研究基于国内外成熟量表，设计问卷时采用双向翻译的方法，为了使得研究中所描述的问题的准确性能够得到保证，通过预调研、专家小组讨论、反复推敲并修正题项等步骤严格设计问卷。如表3所示，0.726是各变量中的最小因子载荷，各变量的KMO值均大于等于0.847，表明对量表进行因子分析比较合适，累计方差贡献率的最小值为61.889%，这些结果表明本研究采用的量表能体现较好的建构效度。

表4给出了所有变量间的相关系数。如表4所示，变量均有较高的复合信度（CR），最低为0.9250，且从表3可知，各变量的因子载荷均大于0.726，综上表明聚合效度较好。本研究通过AVE值来检验判别效度，如表4所示，各变量的AVE值最小为0.6192，AVE的平方根均明显大于任意两个变量间的相关系数，表明判别效度较好。另外，表4中任意两个维度的相关系数可较好地反映各变量间的相关关系。如表4所示，CEO绿色变革型领导与绿色创新绩效、企业绿色行为正相关，企业绿色行为与绿色创新绩效正相关，企业环境伦理与绿色创新绩效、企业绿色行为、CEO绿色变革型领导正相关，充分说明了各变量间的相互影响作用，为体现研究的准确性与谨慎性，本研究通过回归分析的方法来验证我们的假设。

（二）假设检验

1.CEO绿色变革型领导与绿色创新绩效。本研究对所有数据进行中心化处理后引入各变量并分别进行检验。

假设1检验CEO绿色变革型领导对绿色创新绩效的促进作用。表5中，模型1检验CEO绿色变革型领导对绿色创新绩效的影响（β=0.417，p＜0.001），结果显著，即H1得到验证。

2.企业绿色行为的中介作用检验。假设2检验企业绿色行为在CEO绿色变革型领导与绿色创新绩效间的中介作用。表5中，模型3检验CEO绿色变革型领导与企业绿色行为对绿色创新绩效的影响作用，数据显示CEO绿色变革型领导正向影响绿色创新绩效（β=0.325，p＜0.001）；与模型1相比，CEO绿色变革型领导对绿色创新绩效的影响下降，β值由原来的0.417降为0.325，表明企业绿色行为在CEO绿色变革型领导与绿色创新绩效间发挥中介作用，H2得到验证。

表3 因子分析结果

表4 Pearson相关系数

3.企业环境伦理的调节作用检验。假设3检验企业环境伦理正向调节CEO绿色变革型领导对企业绿色行为的影响作用。模型4中，交互项CEO绿色变革型领导*环境伦理（β=0.245，p＜0.001）正向影响企业绿色行为，因此企业环境伦理在变革型领导与企业绿色行为的关系中起到显著的调节作用，H3得到验证。

4.企业环境伦理的有调节的中介作用检验。假设4检验企业环境伦理调节了CEO绿色变革型领导通过企业绿色行为对绿色创新绩效的间接影响。由模型3可知，企业绿色行为在CEO绿色变革型领导与绿色创新绩效的关系中起到显著的中介作用。由模型4可知，企业环境伦理在CEO绿色变革型领导与企业绿色行为的关系中起到显著的调节作用。在模型5中，交互项CEO绿色变革型领导*企业环境伦理对绿色创新绩效有显著的正向影响（β=0.273，p＜0.001），调节作用成立，同时中介变量企业绿色行为对绿色创新绩效也有显著的正向影响（β=0.158，p＜0.010），因此企业绿色行为中介作用、企业环境伦理的调节作用同时成立，换言之，经过企业绿色行为的中介效应受到调节变量企业环境伦理的影响，所以有调节的中介模型成立，H4得到验证。

本研究通过对调节变量分别取均值的正、负一个标准差展现调节作用，调节效应在图2当中有详细列示。通过对图2的观察能够发现，企业如果存在较高的环境伦理，CEO绿色变革型领导所造成的对企业绿色行为的影响作用表现较为突出；而如果存在较低的环境伦理，影响表现不显著。

五、主要研究结论与启示

本研究探讨了CEO绿色变革型领导与绿色创新绩效的关系，引入了中介变量和调节变量，从而更全面地理解CEO变革型领导对绿色创新绩效的作用机制。

通过问卷调查以江浙沪地区环保压力较大的120家制造业企业为样本发现：1.CEO绿色变革型领导正向影响绿色创新绩效；2.企业绿色行为在CEO绿色变革型领导与绿色创新绩效间发挥中介作用；3.环境伦理正向调节CEO绿色变革型领导对企业绿色行为的影响。4.进一步研究发现，企业环境

表5 回归结果分析