源清流洁：环境变革型领导对员工亲环境行为的影响机制研究

田 虹，田佳卉

(吉林大学 商学院，吉林 长春 130012)

现今经济发展新常态的背景下，国家注重经济发展的质量和效益，明确发展绿色产业是推动经济结构调整的重要举措。通过解决经济增速与环境承载力之间的关系，能够为社会与经济发展创造新的契机。企业作为市场经济的基本组成单位，其环境管理实践对产业和国家的可持续发展起着重要的促进作用。企业环境管理实践的成功不仅依赖于组织层面的节能减排行动与硬性的组织环保政策，更依赖于个体层面员工主动的环保意识与行动[1-3]，即企业环保行为应该自上而下地从企业战略端传递到员工行为端[4]。员工亲环境行为(Employees′ Pro-environmental Behavior)被定义为一种未在正式工作描述中说明的、有助于组织可持续发展的自愿行为[5-6]。该行为有利于促进企业环境战略的实施，被认为是企业获取可持续发展绩效、促进企业社会责任和组织有效性等理想结果的关键驱动因素[7]。

现有研究表明，员工亲环境行为不仅受到个人因素的影响[8]，而且受到领导风格、环境战略等组织因素的影响[9-11]。其中，领导者是员工行为的重要参照线索，在支持和塑造员工角色外行为方面发挥着重要的作用[7]。在众多领导风格中，环境变革型领导聚焦于影响企业环境责任，能够在组织内有效传递环保愿景与生物圈价值观，同时领导者能够采取适当环保行动为员工树立榜样[1]。该种领导风格与员工亲环境行为具有紧密的联系[12]。然而，在我国的社会文化情境下，相关研究忽略了员工作为组织环境战略的具体实施者的重要性，缺乏对员工亲环境行为的重视，对环境变革型领导是否会直接影响员工亲环境行为还存在争议。因此，环境变革型领导者是否会直接影响员工亲环境行为？有效激励员工履行员工亲环境行为的关键要素是什么？这些问题急需深入探索。

社会认同理论表明，个体通过社会比较和分类构建自我概念[13]。认同是个体与目标(例如组织、领导者等)形成心理联系的过程，领导认同意味着员工接受以及内化领导者的价值观与信念，减少与领导者之间的差异，形成与领导者相似的规范和行为[7]。环境变革型领导强调环境可持续性、生物圈价值观等理念，同时注重与员工之间的二元关系。此时，员工会参照领导者的信念形成自我参照和自我定义，并与领导者建立信任关系，形成领导认同以及与领导者相似的亲环境行为。鉴于此，本研究基于社会认同理论，探究领导认同在环境变革型领导与员工亲环境行为之间的中介作用。此外，工作场所中员工将面临多目标决策，即员工的环保目标可能会和工作目标相冲突[14]，而态度—行为—情景模型(Attitude-Behavior-Context Model)表明，当一种行为难以轻松实现或者成本较高时，态度不一定会导致该行为的发生，该过程还受到情景因素的调节作用影响[15-16]。因此，本文还将探讨组织情景因素在环境变革型领导影响员工亲环境行为过程中的权变作用。

综上，本研究在社会认同理论基础上，结合态度—行为—情景模型，建立一个整合框架，探究环境变革型领导对员工亲环境行为的影响路径，并在边界条件的影响下找寻提升员工亲环境行为的途径。本研究不仅从自我概念角度揭示了环境变革型领导影响员工亲环境行为的“黑箱”，还为提升员工亲环境行为提供了理论依据，在实践中增强环境变革型领导的有效性，提高员工亲环境行为，助力组织的可持续发展。

一、 理论基础与研究假设

1. 员工亲环境行为概念界定

企业的可持续发展不仅依赖于硬性规定的约束，更需要员工的积极响应和配合[17]。员工亲环境行为是一系列改善工作实践的环境友好型行为[18]，并且是一种通过价值创造对组织做出贡献的亲社会行为与角色外行为[19]，具有非强制性、自愿性的特点，包括废物回收与再利用、采取可持续的工作方式、开发绿色流程与产品、学习绿色知识等[20]。

现有研究出现了与员工亲环境行为相似的概念，如员工绿色行为与环保组织公民行为等。员工绿色行为来源于环境可持续管理研究领域，指在工作场所中有助于环境可持续目标的任何可测量的个人行为[21]。Ones等研究表明员工绿色行为包含要求型员工绿色行为(Required Employee Green Behavior)与自愿型员工绿色行为(Voluntary Employee Green Behavior)两部分，其中要求型员工绿色行为指在领导者要求下，员工会直接或间接对组织核心任务做出贡献的行为。此时员工绿色行为是组织监督下的行为，是任务绩效的构成要素[4，22]，即员工绿色行为既包含组织监督下的被动环保行为，也包含主动的环保行为。因此，员工亲环境行为与员工绿色行为在定义上存在一定的区别。环保组织公民行为来源于组织行为学中组织公民行为的概念，是指在组织环境中，员工自主自愿的、没有被正式的管理系统要求或者奖励的环保行为[23]。环保组织公民行为强调员工环保行为的个体性、自愿性和自由裁量的特点。而员工亲环境行为来自社会学的个体亲社会行为概念，它不仅强调行为的自愿性，还强调亲社会属性[24-25]。本研究聚焦于以企业环境责任为导向的环境变革型领导对员工的影响，强调企业社会责任与组织伦理，因此选择具有角色外与亲社会属性的员工亲环境行为。

2. 环境变革型领导对员工亲环境行为的影响

Barling等最先将变革型领导与组织特定目标相结合，提出特定目标的变革型领导概念[26]。Robertson等将其应用于环境管理研究领域，提出环境变革型领导的概念并将其定义为聚焦于影响企业环境责任的变革型领导，包含领导魅力、感召力、智力激发和个性化关怀四部分内容[5]。不同于变革型领导关注组织内的多重绩效结果[27]，也异于责任型领导关注广泛的利益相关者利益[7]，环境变革型领导着重强调环境可持续性与企业环境责任。此外，Robertson研究表明环境变革型领导与变革型领导之间存在区分度[28]。环境变革型领导强调领导者在环境管理方面的象征性行为，而非领导者与员工之间的交易[5]。领导者不仅在组织内部创造、传递生物圈价值观，而且还要与员工建立情感上的联系，从而使得员工形成高水平的信任、认同和承诺[18]，以此激励员工为组织的环保实践付出额外的努力、履行角色内与角色外行为[12]。

领导者的环境描述规范、环保承诺与生物圈价值观将通过领导风格展示出来，进而传递给员工，激发员工的环保倾向与员工亲环境行为[5]。首先，环境变革型领导以生物圈价值观、地球环境道义承诺为指导，采取有利于自然环境的实际行动为员工树立榜样，以此获取员工的信任、尊重与认同。领导者通过与员工之间的互动，引发员工对于伦理道德和可持续发展的共鸣，以此传递领导者的生物圈价值观和环保计划，激发员工环保动机、环境创造力以及和谐式环保激情[29]，号召员工为组织的绿色可持续发展贡献力量。其次，环境变革型领导描绘一个可持续发展的组织前景来激励员工，并且明确阐述组织为达到此目标所要付出的努力。领导者通过其感召力与热情鼓舞员工超越个人需要、为集体服务，增加员工对于组织环保目标的承诺，使得员工将环保工作视为自身价值观的体现[30]，进而激发员工采取有利于自然环境的角色外行为[5]。再次，在环境可持续的背景下，领导者激发员工智力，帮助员工挖掘潜力和发展技能，以此提升员工环保、创新等能力[12]。并且，领导者鼓励员工自发思考环境问题，质疑长期以来组织的环境实践可行性和有效性，以创新的方式解决环境问题[31]。最后，领导者通过人际互动表现出个性化关怀，帮助员工克服心理的挫折和外部的障碍，提升员工的心理安全程度，鼓励员工应用不同视角开发多种解决环境问题的方案。

因此，本研究认为领导者能够在与员工交流的过程中建立紧密的关系，此种关系能够促使生物圈价值观以及环境描述规范的传递，影响员工对环境问题的认知与思考。同时，领导者将为员工提供有助于实现环境可持续目标的便利与资源保障[18]，使得员工更倾向于在环境可持续工作中付出努力并形成员工亲环境行为。综上所述，本文提出如下假设：

H1环境变革型领导与员工亲环境行为间存在正向关系。

3. 领导认同的中介作用

自我分类理论表明，自我概念可以通过个人、关系、集体这三个层面概念化。其中，领导认同是基于关系层面形成自我概念的重要组成部分[32]。领导认同指领导者融入员工关系自我概念的程度[33]，是个体与领导者在认知、态度和行为等方面一致性知觉[34]。基于社会认同理论，领导者作为对员工有影响力的实体，会通过影响员工的自我概念来发挥作用[35]，员工模仿和学习领导者的程度取决于其对领导者的认同程度[7]。本研究认为环境变革型领导关注企业环境责任，注重在环境管理领域内与员工的人际交往及其对员工环保能力的培养[28]，帮助员工构建个人资源。此时，员工会参照领导者的信念形成自我参照和自我定义，并与领导者建立信任关系，不仅会履行好角色内行为，而且会采取领导者所期望的员工亲环境行为[36]。具体而言，环境变革型领导关注与员工之间的人际交往，通过有利于自然环境的实际行动为员工树立榜样[2]，同时在组织内部传递生物圈价值观、环保组织文化和环境伦理[37]，为员工描述组织的发展目标，并且明确阐述组织为达到此目标所要付出的努力[12]。此时，领导者能够有效提升员工的自尊与工作意义，有利于领导者和员工之间建立高度的信任和承诺，有益于提高员工对自身与领导者关系的评估，使得员工对领导者产生积极评价，促使员工形成领导认同。此外，环境变革型领导号召员工为达到更高的环境目标而付出额外的努力，要求员工用创新的方案解决环境问题，并且关心员工的个人成长与发展[12]，此举措会提高员工对领导者的正面认知以及员工的归属感和安全感。

社会认同理论进一步表明，领导认同将促使员工视领导者为自我概念的象征与表达，并影响员工将其与领导者共同的价值观作为自身的指导原则[32]，即领导认同会使员工形成与领导者相似的价值观，或者改变员工现有的自我概念使其价值观与信仰向领导者靠近。当员工的领导认同程度高时，员工会更加关注领导者的需求，对领导者期望更加敏感，并将领导者价值观视为自己的指导原则，愿意与领导者行为保持一致[38-39]。环境变革型领导将员工亲社会行为和道德行为与环境可持续的目标相联系[19]，通过影响员工的自我概念来促使员工支持领导者的环境可持续愿景与目标，使得员工认知环保行为的重要性，以此提升员工亲环境行为的可能性与积极性。综上所述，员工视环境变革型领导为榜样，在认知、态度和行为等方面力图与领导者保持一致。员工将接受、学习以及内化领导者的信念与价值观，并将采取满足领导者期望、有助于领导者提高组织环境绩效与达到组织可持续发展目标的员工亲环境行为。因此，本文提出如下假设：

H2领导认同在环境变革型领导与员工亲环境行为之间起中介作用。

4. 组织伦理氛围的调节作用

Guagnano等在场域理论基础之上发展了态度—行为—情景模型，该模型表明员工的行为决策不仅受到自身态度的影响[15]，还受到组织情景因素的影响[16]。组织情景因素通过创造特定的组织氛围影响员工的行为[40]。在工作场所中，员工面临工作任务目标、环保目标等多目标决策[14]。在多目标选择的过程中，员工会整合自身态度与情景因素综合做出决策。组织伦理氛围是组织成员对有关组织伦理行为的规范、价值、程序和实践的共同看法与认知[41]，它将形成员工的主观规范，进而产生履行或不履行某一特定行为的社会压力[42]。高组织伦理氛围意味着组织将伦理决策作为行为准则，在追求目标的过程中关注利益相关者权益并且遵从道德伦理。此时，组织伦理氛围为员工提供采取伦理决策所必要的信息[43]，以供员工评估该行为的适宜性和后果。员工知晓若其采取非伦理行为，将会受到同事或组织的严厉批评与惩罚。此种组织氛围能够潜移默化影响员工的是非判断与行为决策、提高员工的道德判断能力，促使员工形成利他主义价值观、伦理承诺以及责任感[44]。

基于此，本研究认为在领导认同对员工亲环境行为的影响路径中，还受到组织伦理氛围的调节作用。高组织伦理氛围中，员工感知到组织对伦理行为的支持与提倡[1]。受此影响，员工不仅关注自身利益的实现，而且关注自身行为对利益相关者的影响，注重整体利益的平衡[45]。此时，员工更倾向于将领导认同转化为实际行动，以支持环境可持续目标的达成。与之相反，弱组织伦理氛围意味着组织鼓励从利己主义角度指导组织与个人的决策，个体为达目标可以牺牲其他人的利益[43]。在此情况下，员工伦理道德意识单薄，在遇到利益与道德两难困境时，更加关注个人利益，不会为实现组织环保目标而付出额外的努力[45]。此时，不管员工的领导认同程度如何，员工都不会损失自身利益来促进环境可持续的目标达成。综上所述，组织伦理氛围将显著影响员工从态度到行为的转化，组织伦理氛围程度越高，员工越倾向于采取亲环境行为，促进组织的可持续发展；组织伦理氛围程度越低，员工越倾向于减轻亲环境行为甚至避免该行为。基于此，本文提出如下假设：

H3组织伦理氛围调节了领导认同对员工亲环境行为的影响关系，即相对于低组织伦理氛围，高组织伦理氛围条件下员工的领导认同对员工亲环境行为的影响作用更强。

在H2和H3的基础之上，本研究建立有调节的中介模型，即领导认同中介了环境变革型领导对员工亲环境行为的影响。其中，领导认同的中介作用会受到组织伦理氛围的调节。组织伦理氛围为员工提供了采取伦理行为的象征性资源与心理支持[43]。高组织伦理氛围时，伦理规范会促使员工将亲环境意愿付诸行动，即将对环境变革型领导的认同转化为员工亲环境行为；低组织伦理氛围时，即使环境变革型领导成功传递生物圈价值观、影响员工对领导者的评价，促使员工形成领导认同，但是受到低程度组织伦理氛围的抑制作用以及自私自利的价值导向影响，员工迫于遵从规范，会减轻甚至放弃采取亲环境行为。基于上述分析与假设，本研究认为：领导认同不仅中介环境变革型领导对员工亲环境行为的影响，而且该中介作用会受到组织伦理氛围的影响。因此，本文提出如下假设：

H4组织伦理氛围调节了领导认同在环境变革型领导影响员工亲环境行为关系中的中介作用。相比低组织伦理氛围，高组织伦理氛围条件下的环境变革型领导通过领导认同对员工亲环境行为的影响作用更强。

本研究的具体理论框架如图1所示。

二、 研究方法

1. 数据收集

近年来，中国政府出台大量的环保法规，敦促企业节能减排，向环境可持续的发展模式转变。生态环境部表明“十四五”生态环境规划将凸显绿色发展，计划建立绿色GDP指标。受国家政策的影响，制造业企业迫切需要加强技术革新、用清洁生产工艺代替传统污染生产工艺。本研究认为企业采取环境保护实践不仅能获取合法性，而且有利于企业发展特定的能力、获取独特的资源、构建差异化的竞争优势[46-47]。但是，由于环境问题的复杂性和模糊性特点，事先的环境管理实践不能涵盖组织绿化的每个方面，组织层面的环境管理不仅需要组织正式的、响应式的行动，也需要员工积极主动地配合，需要员工自发的环保行为[48]。此时，员工亲环境行为是对组织政策与行动的补充，有助于推动组织环境管理进程。因此，本研究选取广东、浙江、吉林、辽宁、黑龙江等十余个省份塑料制品、汽车制造等制造业企业的员工作为数据来源。

调研分为预调研和正式调研两部分。预调研分两次，第一次请相关领域的专家对问卷进行评估与润色改进，修改语意不清之处；第二次将问卷发给20名MBA和EMBA 学员填写。根据调研结果修改词义模糊或难以理解的题项，进而形成最终的问卷。正式调研的数据收集方式来源于线上和线下两种。为避免赞许性偏差，本研究采取匿名问卷填写的方式，明确强调诚实填写问卷的重要性，并且告知问卷只用于学术用途，得分高低与个人的道德行为准则无关。同时，本研究采用无关题项的方法以减少被试对测量目的的猜测。最终共350名被试参与，回收有效问卷246份，有效回收率为70.3%。其中，线上占71.1%，线下占28.9%；在省份方面，广东占9.3%，浙江占7.7%，山东占5.3%，江苏占7.3%，安徽占10.2%，湖北占11.4%，四川占10.6%，重庆占9.3%，吉林占11.8%，辽宁占7.3%，黑龙江占9.8%；性别方面，男性占47.2%，女性占52.8%；年龄方面，18～25岁占28.5%，26～30岁占47.1%，31～40岁占19.9%，40岁以上占4.5%；学历方面，高中及以下占4.5%，大专占18.7%，本科占63.8%，硕士占12.6%，博士占0.4%；职位方面，高层管理者占4.0%，中层管理者占17.1%，员工占78.9%。研究数据分布较为合理，具有一定代表性。

2. 变量测量

由于我国对环境变革型领导、领导认同、员工亲环境行为以及组织伦理氛围的测量相对匮乏，本研究采用国外已有的成熟量表，并且采用双盲翻译法，即先将问卷翻译为中文，再译回英文。当翻译产生异议时，请第三人参与题项的翻译。此外，本研究根据中国情景对相关题项进行适当调整和修改。问卷采用Likert 5点评分法，1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”。为使被试清楚了解问卷问题，在问卷开头就对专业名词进行解释并举例说明，在设计调查问卷时，明确表明测量的是工作场所中的行为。例如：环境绩效是指企业经营活动中由于环境保护和治理环境污染所取得的成绩和效果，并列举9种可以称为提高环境绩效的例子，同时表明当企业获得包含但不限于以上9项效果中的任意一项时，就将其称为改善或者提高了环境绩效。

(1)自变量：环境变革型领导。Robertson等基于已有变革型领导的题项，整合环境可持续等内容，提出了对环境变革型领导的测量题项[5]。随后，Robertson进一步修改该题项，并通过区分效度检验，最终形成包含12题项的量表[28]，如“我的直接领导致力于改善我们组织的环境绩效”“我的直接领导鼓励我以不同的方式思考环境问题”等。

(2)因变量：员工亲环境行为。采用Robertson等开发的7题项量表[5]，如“在工作场所中，我尽可能做到双面打印”“我向管理人员、企业内的环保部门提出有关环保措施的建议，以提高本企业的环保表现”等。

(3)中介变量：领导认同。选自Kark等编制的包含8题项的量表[49]，如“我将直接领导的成功视为自己的成功”“我的直接领导的价值观和我的相似”等。

(4)调节变量：组织伦理氛围。本研究意图探究组织伦理氛围程度高低对主效应的调节作用，而非不同类型的组织伦理氛围对结果变量的影响。因此，本研究借鉴Mulki等[50]的研究，选取Schwepker测量员工组织伦理氛围感知的单维度7题项量表[41]，如“我所在的组织倡导所有员工履行组织伦理规范”等。

(5)控制变量：人口统计变量。借鉴以往相关研究，人口统计变量会对员工亲环境行为产生影响。因此，本研究选取年龄、性别、教育水平、职位作为控制变量。

三、 研究结果与分析

1. 信效度分析

首先，通过测量量表的内部一致性系数检验各量表的信度。环境变革型领导、领导认同、员工亲环境行为、组织伦理氛围的Cronbach′s α系数分别为0.883、0.826、0.863、0.864，均大于最低标准0.7，因此各量表的信度水平较好。

其次，本研究量表均选用国外成熟量表，因此选择AMOS 24.0运用结构方程模型对环境变革型领导、领导认同、组织伦理氛围、员工亲环境行为进行验证性因子分析。结果表明，四因子模型拟合较好(df=521, χ2=756.218，χ2/df=1.451<3，RMSEA=0.043<0.05，IFI=0.929>0.9，TLI=0.923>0.9，CFI=0.928>0.9)，且优于三因子、二因子和单因子比较模型(见表1)，说明四因子模型具有较高的区分效度，能够较好地代表最优测量模型因子结构。

2. 共同方法偏差检验

鉴于本研究变量测量均来源于同一被试的自我报告，需要检验是否存在严重的共同方法偏差问题。本研究通过Harman单因子检测法对所有潜变量题项进行主成分分析，未旋转提取的最大特征根因子方差贡献率为28.080%，小于40%的阈值，并且未到总解释量的一半(60.220%)，表明本研究共同方法偏差不严重。此外，本研究进一步采用潜在误差变量控制法检验共同方法偏差，

表1 验证性因子分析结果

注：ETL表示环境变革型领导，LI表示领导认同，EC表示组织伦理氛围，EPEB表示员工亲环境行为，CMV表示共同方法变异。五因子模型为CMV、ETL、LI、EC、EPEB；四因子模型为ETL、LI、EC、EPEB；三因子模型为ETL、LI、EC+EPEB；二因子模型为ETL+LI、EC+EPEB；单因子模型为ETL+LI+EC+EPEB。

将共同方法偏差作为潜在变量进入结构方程模型，让所有变量在这个方法潜在变量上负载[51]进而构建五因子模型。如果加入潜变量后，模型拟合指数优化程度很高(CFI、TLI提高幅度大于0.1，RMSEA降低幅度大于0.05)，说明共同方法偏差严重。表1的研究结果表明五因子模型相较于四因子模型没有显著的改善，再次验证了本研究共同方法偏差不严重。

3. 描述性统计

表2列出各变量的平均值、标准差和相关系数。由表可知：环境变革型领导与员工亲环境行为(r=0.383，p<0.01)显著正相关，环境变革型领导与领导认同(r=0.492，p<0.01)显著正相关，领导认同与亲环境行为(r=0.435，p<0.01)显著正相关。领导认同在环境变革型领导和员工亲环境行为之间的中介作用得到初步支持，相关分析结果为假设检验奠定了基础。

表2 描述性统计分析

注：(1)AGE代表年龄，GENDER代表性别，EDU代表教育水平，JL代表职位，ETL表示环境变革型领导，LI表示领导认同，EC表示组织伦理氛围，EPEB表示员工亲环境行为。

(2)*表示p<0.05，**表示p<0.01。

4. 假设检验

本研究运用层级回归分析对主效应和中介效应进行检验。如表3所示，在控制了年龄、性别、教育水平、职位的基础上，模型4中环境变革型领导能较好预测员工亲环境行为(β=0.382，p<0.001)，H1成立；模型2在对控制变量进行控制的基础上，环境变革型领导能较好预测领导认同(β=0.493，p<0.001)；模型5在模型4基础上增加了中介变量领导认同后，领导认同对亲环境行为具有正向影响(β=0.325，p<0.001)，环境变革型领导对亲环境行为的影响依旧显著，但有所下降(β=0.222，p<0.05)，因此领导认同在环境变革型领导与亲环境行为之间起部分中介作用，H2部分成立。

在验证员工亲环境行为的调节效应之前，为减少变量之间的多重共线性，本研究首先对所用变量进行中心化处理，并构建中心化后的领导认同与组织伦理氛围的交互项。表4中，在对控制变量进行控制的基础上，模型9把领导认同与组织伦理氛围的交互项放入回归模型中，交互项显著(β=0.189，p<0.001)，说明调节效应存在。为更加清楚地描述组织伦理氛围对环境变革型领导与员工亲环境行为关系的调节作用，本研究将组织伦理氛围的均值加减一个标准差，将数据分为

表3 主效应及中介效应检验

注：*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001。

高、低两组进一步验证调节效应，调节效应见图2所示。由图可知，在高组织伦理氛围条件下，领导认同对员工亲环境行为的影响更强；而在低组织伦理氛围条件下，领导认同对员工亲环境行为影响效果相对较小。所以，组织伦理氛围在领导认同与亲环境行为之间起到正向调节作用，H3成立。

表4 调节效应分析

注：*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001。

本研究根据Hayes提出的检验方法，运用SPSS中的PROCESS宏命令Bootstrap方法进行有调节的中介检验，样本重复抽取次数为5 000次，置信区间为95%，结果表明，以领导认同为中介变量、组织伦理氛围为调节变量所形成的被调节的中介效应置信区间为[0.030, 0.232]，不包含0，间接效应为0.117，该结果说明组织伦理氛围调节了领导认同在环境变革型领导与员工亲环境行为之间的中介作用。进一步检验组织伦理氛围对领导认同中介效应的调节作用(见表5)，组织伦理氛围均值加减一个标准差分别表示高组织伦理氛围和低组织伦理氛围。低组织伦理氛围时，环境变革型领导影响员工亲环境行为的间接效应为0.010，在95%水平上的置信区间为[-0.138, 0.160]，包含 0。高组织伦理氛围时，环境变革型领导影响员工亲环境行为的间接效应为0.243，在95%水平上的置信区间为[0.105, 0.473]，不包含 0，这说明在高、低组织伦理氛围水平下，环境变革型领导通过领导认同影响员工亲环境行为的“条件性间接效应”存在显著差异，因此H4成立。

表5 有调节的中介效应分析

四、 研究结论与讨论

1. 研究结论

中国情境下，员工与领导者之间的关系将显著影响员工的行为和领导的有效性。本研究依据社会认同理论与态度—行为—情景模型，从自我概念视角对环境变革型领导、领导认同、员工亲环境行为、组织伦理氛围框架模型进行实证研究，结果表明：环境变革型领导有助于促进员工亲环境行为；领导认同在环境变革型领导与员工亲环境行为之间起中介作用；组织伦理氛围在领导认同与员工亲环境行为之间起调节作用；组织伦理氛围调节了领导认同在环境变革型领导对员工亲环境行为影响过程中的中介效应。

2. 理论意义

首先，本研究将组织行为学与环境心理学相结合，深入探究员工亲环境行为的形成机制，明确了环境变革型领导对员工亲环境行为的直接影响与积极作用，这是对现有员工亲环境行为理论研究的拓展与补充。同时，本研究关注特定组织目标与领导风格的结合，明晰了特定目标的变革型领导在实现特定目标结果方面的有效性，验证并丰富了Barling等学者提出的特定目标的变革型领导的内涵与效应，扩展了从领导风格视角探究员工亲环境行为的形成机制研究。

其次，本研究从自我概念的角度解释环境变革型领导影响员工亲环境行为的作用路径。基于社会认同理论，证实了环境变革型领导将通过领导认同的部分中介作用影响员工亲环境行为。这一研究结论不仅为深入理解环境可持续发展背景下领导者与员工二元关系提供了参考框架，也从新的理论视角挖掘了环境变革型领导对员工亲环境行为的影响“黑箱”，为未来研究提供了新的理论方向。

最后，本研究结合员工个体因素与组织情景因素，运用态度—行为—情景模型，将组织伦理氛围这个情景因素引入员工亲环境行为的形成路径中，扩展了对环境变革型领导与员工亲环境行为之间关系的调节效应研究，弥补了现有研究中只考虑员工个体层面因素的不足。而且，本研究通过构建有中介的调节效应模型，揭示了高组织伦理氛围更有利于员工将对领导者环境变革型领导风格的认同转化为员工亲环境行为，更加深入、全面地揭示了环境变革型领导在促进员工形成亲环境行为过程中的内在机制与边界条件，丰富了组织伦理氛围在企业环境管理领域的研究。

3. 实践意义

首先，在绿色可持续发展的新常态背景下，企业环境战略落实很大程度上取决于组织的领导者以及组织的内部利益相关者(员工)的环保态度与行为。所以，企业应该大力推进组织内部的“绿色化”，促进管理者和员工的环境伦理与亲环境行为。企业应注重对管理者特别是基层管理者有关环境保护的意识、知识与能力的培养，从根本上保证组织“绿色化”的实现。同时，将员工亲环境行为纳入到员工评价与培养体系，在招聘与选拔员工时将员工亲环境行为履行程度作为考核标准之一，从而引导员工在办公场所中更多地关注环保问题。

其次，本研究为组织应对环保压力、促进环境可持续发展提供了新途径，即促进领导者形成环境变革型领导风格。管理者在应对环境压力、解决环境问题上起着重要的作用，当管理者采用环境变革型领导风格时，员工将更容易接受、内化管理者的生物圈价值观并且认同领导者的环保行为，因此，领导者应该起到模范作用。具体而言，管理者应采取多种方式为员工亲环境行为创造机会、加强与员工之间有关环保问题的交流、通俗易懂地阐明环境保护的重要性、向员工传达组织的环境可持续发展愿景、以身作则地展开环保行动、举办有关环境保护知识与技能的培训等。

最后，组织伦理氛围为员工提供了关于工作场所行为是否恰当的信息和标准。高组织伦理氛围有利于员工形成伦理承诺以及责任感，此时员工将提高伦理判断标准并且增加采取亲环境行为的可能。因此组织应制定有助于培育组织伦理道德的框架、政策，建立一个可信赖的、高组织伦理的氛围，鼓励管理者和员工规范自己的行为，履行伦理行为与环保行为。

4. 不足与展望

首先，本研究采取静态横截面研究，未来可以采取多时点研究方法，探究环境变革型领导的长期影响以及员工亲环境行为的发展趋势。其次，本研究数据均来源于同一被试的自我报告，虽然数据分析结果表明没有同源性偏差，但是方法仍然不够严谨，未来应进行领导与员工配对的数据收集方式。再次，本研究聚焦于领导者对员工亲环境行为的影响，但组织层面的政策、员工自身的价值观与人格特征等因素均会影响员工亲环境行为，因此未来需要从不同角度进一步探究。最后，现今中国不同地区经济发展速度不同，员工亲环境行为的履行程度可能存在省份差异，有待以后进一步的研究。