绿色服务型领导与员工自愿绿色行为的关系研究——基于认知机制与情感边界

蔡双立,Muhammad Farhan Mughal,马洪梅,2

（1.天津财经大学 商学院,天津 300222；2.衡水学院 经济与管理学院，河北 衡水 053000）

一、引 言

在“双碳”目标和“两山”理念指引下，各界越来越关注经济绩效和环境可持续发展之间的关系，认为企业在追求经济绩效的同时，也需要兼顾提升环境绩效的重任，采取积极的环境管理政策，谋求可持续发展［1］。而在现实管理中，企业环境绩效的提升不仅依赖企业在环境管理领域拥有的能力和经验，依赖员工积极配合与参与，更依赖员工自愿绿色行为（EVGB）［2］。 员工自愿绿色行为是员工绿色行为的一部分，是提高组织整体效率的决定性因素之一［3］。 但一个组织很难强制要求员工对其提供自愿服务，也不可能通过官僚机制获得员工对环境的真正承诺，更不可能通过经济手段推动员工自发自愿从事绿色环保行为。 实现员工自愿绿色行为需要将管理转化为具体的绿色工作实践［4］，这对企业领导力和领导风格提出了更高的要求。学者们对确定员工自愿绿色行为的领导风格、背后机制和预测因素也越来越感兴趣［4-7］。

在过去十年中，学术界对领导力研究转向领导风格研究，并引入各种领导风格的自愿绿色构念［8］。相较于将员工作为实现绩效工具的变革型领导，服务型领导风格更注重员工需求和愿望，注重领导与员工间的平等交流，更强调高度的人文关怀和道德标准［9］。绿色服务型领导通过榜样的力量，通过直接或替代强化员工绿色行为的动机，能更有效地激励员工做出更多自愿行为和额外努力［10］。这也是领导力学者热衷于探索服务型领导塑造员工自愿行为的潜在机制和影响因素的研究初衷。

以绿色或环保为主的服务型领导在塑造员工绿色行为方面扮演着重要角色［11］。为此，学者们不仅积极探索了服务型领导对员工绿色行为的积极影响，也在中介变量和调节变量的研究中做了大量的尝试，如：员工环境参与［12］、和谐式环保激情［13,14］、绿色内在动机［15］、员工环保投入和角色投入［16］、环保创新氛围感知［17］、绿色工艺和绿色气候［12］等的中介作用，绿色行为的组织支持［12］、个人—群体契合度［12］、绿色自我效能感［15］的调节作用等。现有研究对绿色领导力和员工绿色行为的关系进行了有益探索，但存在如下局限性：第一，现有研究多关注领导力对员工绿色行为的影响，但在个体更微观层面，员工自愿绿色行为的影响因素和影响机制方面的研究却较少；第二，员工自愿绿色行为的动机具有无形性、不可分割性、异质性等特点，很难精确测量和监控，必须对其前因变量、影响路径和调节作用进行深度研究，才能解开员工自愿绿色行为的理论黑匣子；第三，以往的社会学习理论更强调领导者对下属的榜样力量，但榜样作用并不是社会学习理论的全部内涵，观察学习和自我调节学习共同引发了人的行为［18］。鉴于此，本文基于社会学习理论，对中国的三星级酒店这一类典型服务业企业进行了问卷调查，运用偏最小二乘结构方程模型（PLS-SEM）研究了绿色服务型领导对员工自愿绿色行为的影响，以及绿色自我效能感和绿色工作投入的中介机制及和谐式环保激情的调节作用，为酒店业或其他服务业提高员工自愿绿色行为提供理论支撑和实践参考。

二、理论基础与研究假设

班杜拉的社会学习理论认为，个人行为是个人与外界情境之间交互作用的结果，它强调观察学习或模仿学习对个人行为的影响。依据此理论，绿色服务型领导的可持续发展理念和行为强调领导者的率先垂范对下属员工行为的影响，探索追随者如何通过观察和模仿影响其对环境责任的认知、态度和行动，分析如何通过改变认知过程影响个体行为［19］。本研究把积极情感认知状态的绿色工作投入和心理认知状态的绿色自我效能感作为绿色服务型领导与个人行为的中介变量，将和谐式环保激情作为调节变量，为揭示领导风格与员工行为间的认知机制和调节条件进行理论探索和现实对话。依据问题导向的研究范式，本研究的对问题涉及的变量讨论如下。

（一）绿色服务型领导与员工自愿绿色行为

员工绿色行为是有利于环境可持续发展的积极行为。根据绿色行为与工作相关的程度，可以将员工绿色行为分为任务情境内行为和任务情境外行为，根据绿色行为的自愿性与非自愿性将员工绿色行为分为自愿绿色行为［20］和员工非自愿绿色行为［21］。无论是任务情境内还是任务情境外，是受正式制度约束，还是自愿超出组织预期的员工绿色行为，只要是有利于组织绿色目标实现，有助于组织环境可持续性，且又不受任何正式环境管理政策或体系控制的自由裁量的员工行为，都在员工自愿绿色行为研究范围内，所涉及的内容不仅包括员工的认知、态度和醒悟，还包括“一系列广泛的环境责任活动，如更多地了解环境、开发和应用减少公司对环境影响的想法、开发绿色工艺和产品、回收和再利用、以及质疑损害环境的做法” 等［22］。

绿色服务型领导者认为，为他人服务是他们的主要责任。 作为组织重要的发展理念，绿色可持续发展不仅是服务型领导服务的重要内容，也是他们遵从的理念，这种理念和行为会极大地激活员工自愿绿色行为［15］。 首先，绿色服务型领导在激励下属参与环保活动方面起强化作用。 员工自愿绿色行为有利于组织的可持续发展，绿色服务型领导基于自利目的放弃商业利益，授权下属重视环境保护［8］，并对员工自愿绿色行为持认可和赞赏的态度。 此态度和行为直接或替代性的强化了员工自愿绿色行为的动机。其次，根据社会学习理论，下属可能会模仿上司的行为［23］，绿色服务型领导的榜样力量促进了员工自愿绿色行为。绿色服务型领导者为其追随者提供参与绿色志愿活动所需的概念技能、知识和能力，并通过自身对环境负责任的行为，引领追随者保护自然环境、推动绿色低碳发展，而员工通过不断的观察学习领导的榜样行为，通过自我调节学习，逐步改进自身的绿色行为。 对于绿色服务型领导来说，为培育员工的绿色自愿行为，他们会通过向员工灌输以环境为先的环境意识培育员工的绿色价值观，通过鼓励、支持等方式正向强化员工自愿绿色行为意识，通过率先垂范影响员工绿色价值取向，提高员工绿色自愿行为的自觉性。 根据以上论述，本文提出以下假设：

假设1：绿色服务型领导对员工自愿绿色行为有正向影响。

（二）绿色自我效能感的中介作用

绿色自我效能感是在自我效能感概念的基础上融入绿色环境因素提出来的一个概念［24］。 作为一个心理认知因素，具体指参与完成环境相关任务能力的信心［15］。 根据社会学习理论，下属员工会通过观察，学习和模仿领导的行为，从而改变自我行为。 员工自我效能感作为模仿和学习过程中一个关键的中间状态［25,26］，在情境因素与员工行为之间起中介作用［26,27］。

从绿色服务型领导对员工自愿绿色行为影响方面分析，绿色服务型领导可以通过亲历的掌握性经验、替代性经验（观察学习）、言语说服、生理状况或情绪唤起四个方面提高员工的绿色自我效能感水平。 首先，绿色服务型领导通过增强员工亲历地掌握性经验提高自我效能感。 绿色服务型领导会通过授权、培养才能、帮助下属识别和解决工作中的绿色挑战来协助下属完成绿色职责；通过帮助和鼓励下属提高他们的概念能力，加深他们对如何以环境友好的方式履行职责的理解，提高他们在环境相关职责方面的专业程度，增强员工的亲历掌握性经验。 其次，绿色服务型领导通过榜样示范作用提供的替代体验提高员工的绿色自我效能感。 绿色服务型领导通过他们以身作则的榜样示范力量引导员工增强绿色环保信念，通过下属的模仿等行为提高其替代体验。 再次，绿色服务型领导通过言语说服提高员工绿色自我效能感。绿色服务型领导者通过口头表扬和对员工技能表现出信心等方式，不断地激励追随者，帮助员工克服自我怀疑，提高员工自我调节学习能力，增强其对自己以及组织的信心。最后，绿色服务型领导通过情绪唤起提高员工的绿色自我效能感。绿色服务型领导者会与员工建立一对一的持久关系，以真正理解和帮助他们为己任［15］，通过管理下属的情绪，减少压力，营造安全的心理环境和工作环境，坚定员工成功信念。

绿色自我效能感是一种自我认知机制，是自我学习能力出现的必要条件，对员工自愿绿色行为有积极的影响。首先，基于社会学习理论，绿色自我效能感是预测员工行为的重要因素［28］。作为环保领域内的自我效能感，个人对自己执行环境行为能力的信念是参与该行为的关键决定因素。如果个体意识到自己拥有成功完成绿色行为任务所需的技能和资源，他们就会积极参与绿色自愿行为。 其次，绿色自我效能感可以激励员工克服他们面临的障碍，提高员工绿色自我学习能力，帮助完成环境任务。 绿色自我效能感高的个体拥有克服困难的胆识，他会让员工采取积极主动的绿色行为，自愿承担与工作场所环境相关的责任和义务。绿色自我效能感正向影响员工自愿绿色行为，绿色自我效能感较高的员工积极参与企业绿色行为，提高环境绩效［29］。 基于此，本研究认为绿色服务型领导可以通过提高员工的绿色自我效能感，激励员工表现出绿色自愿行为。 根据以上论述，本文提出以下假设：

假设2：绿色自我效能感在绿色服务型领导与员工自愿绿色行为之间起中介作用。

（三）绿色工作投入的中介作用

绿色工作投入作为一种情感认知状态，是指员工对环境和绿色任务付出努力并全身心投入的意愿，以及他们对这些任务的热情、自豪感和灵感的体验［30］，包含了员工致力于促进生态福祉和促进工作场所环境责任实践任务的奉献、活力和专注的水平［31］。 社会学习理论表明，绿色工作投入可以通过观察学习来培养和传播。当员工观察到他们的领导致力于可持续发展行为时，他们更有可能通过自我调节学习，参与到绿色活动中来。

本研究认为绿色工作投入在服务型领导与员工绿色自愿行为之间发挥中介作用。首先，绿色服务型领导能促进员工的绿色工作投入［32］。领导认同一直被认为是激发下属工作投入的最重要因素之一。作为员工的外部驱动力，绿色服务型领导通过创造一个支持、包容的工作环境［33］，为员工创造了绿色健康成长条件。当员工感知到他们的领导和组织真正关心员工的绿色福祉和重视员工的绿色贡献时，作为反馈，员工通过观察学习更有可能表现出有利于组织的组织承诺、工作满意度，并自愿参与组织活动，进而提高工作投入。

其次，绿色工作投入是影响员工环境行为的关键因素，并在提高组织环境绩效方面发挥重要作用［34］。员工环境行为（EPB）是自愿绿色行为（EVGB）的一种具体形式。 绿色工作投入表达的是员工对于绿色工作的认可度和敬业度。通过培养员工环保敬业的文化并提供必要的资源和支持，可以促进员工的亲环境行为。此外，工作投入是员工归属感的外显因素，通过培养一种积极的归属感，使员工在团队中欣赏自己的独特品质，这种归属感就成为激励员工的内在动力。 基于绿色工作投入、绿色服务型领导与员工外显环境行为的互动关系，本研究认为，绿色工作投入通过提高员工的可持续性承诺、敬业度和工作认可度中介于绿色服务型领导和员工自愿绿色行为之间的关系。 根据以上论述，本文提出以下假设：

假设3：绿色工作投入在绿色服务型领导与员工自愿绿色行为之间起中介作用。

（四）和谐式环保激情的调节作用

研究发现，行为唤醒是情境与特质交互作用的结果［28］。 虽然员工受到服务型领导的平等对待，但由于个体差异，不同个体反应各异［35］。 现有研究重视服务型领导的绿色行为对员工的影响，但忽视了绿色服务型领导作为特定组织情境对不同激情员工行为的影响差异，无法揭示同一绿色服务型领导平等对待不同个体的差异化反应现象［35］。员工和谐式环保激情作为微观心理情境变量，是与绿色服务型领导和员工自愿绿色行为之间关系相关的个体差异的指标之一。因此，将和谐式环保激情作为绿色服务型领导与员工自愿绿色行为之间关联的影响条件进行研究具有学术和现实价值。

和谐式环保激情是指员工参与环境保护活动的积极情绪［36］。 它能促使个体保持一种高度积极的心理状态，并帮助个体意识到工作本身的意义和重要性，从而产生愿意投入工作的强烈倾向［37］。 如前所述，依据社会学习理论，当绿色服务型领导向下属展现榜样力量，并提供环保相关的概念技能、知识和能力时，如果下属或员工有高涨的和谐式环保激情，会更积极地进行模仿，踊跃践行环保行为。不仅如此，基于直接强化动机，高涨的环保激情能促使员工对感知到的领导态度和行为采取更积极的行动，并主动获取服务型领导对自己能力不足的评价与反馈，从而提高自己的绿色行为。此外，基于替代强化动机，个体的情绪状态能够通过模仿或反馈感染其他个体的情绪，通过与同事间的不断互动与观察学习，进一步强化员工自愿绿色行为。

相反，对于那些对环境保护的重要性没有实质性认识、对环境保护没有内在承诺和热情的员工来说，其对领导风格等外部刺激的依赖程度较低，他们的绿色行为需要外部压力和推力的驱动，此时绿色服务型领导对员工绿色自愿行为的效用是有限的。本研究认为，虽然绿色服务型领导会对所有员工的自愿绿色行为产生积极影响，但绿色服务型领导与员工自愿绿色行为之间关系的强弱将取决于员工的和谐式环境激情。 根据以上论述，本文提出以下假设：

假设4：和谐式环保激情在绿色服务型领导与员工自愿绿色行为关系中起正向调节作用。

根据上述理论与研究假设，本文构建理论模型如下（见图1）。 该模型基于社会学习理论，探索绿色服务型领导对员工自愿绿色行为的影响，探讨绿色自我效能感和绿色工作投入的中介效应与和谐式环保激情的调节效应。 概念模型的提出为理解和探讨在绿色服务型领导影响下员工自愿绿色行为的认知机制和情感作用提供了路径指引和框架性理论解释。

图1 假设模型

三、研究设计

（一）样本选择与数据收集

参照以往Luu 等［8］、Ying M 等［38］和Fatoki 等［13］在员工绿色行为、绿色服务型领导方面研究样本的选取，结合取样的方便性，本文以京津冀三地三星级和四星级酒店为研究样本，选取具有至少一年工作经验的员工及其主管作为调研对象。 本文的样本主要来自酒店管理层和一线服务员工，共提供了2 621 名员工和930 名主管的名单、员工与主管的职位以及他们各自的电子邮件地址。所有调查问卷遵循自愿、匿名形式填写。 根据调查问卷的流程和内容，本研究对酒店的详细调研过程如下：（1）人力资源部门按要求采用系统随机选择的方法将员工及其主管分配到五个组中，并为每个员工及其主管分配唯一的标识码。 （2）在正式调查中，本文的问卷采用谷歌调查平台设计，第一阶段调查在员工中进行，四周后，第二阶段的调查在员工及其相应的主管中进行。 两阶段的时间差旨在采用时间分离来最小化常见方法偏差。 在第一阶段的调查中，共有657 名员工参与，其中有426 份有效回复，回复率为64.84%。 此阶段的调查包括了对调查对象人口学统计数据、绿色服务型领导、绿色自我效能、绿色工作投入、和谐式环保激情等问题答案的收集。在四周后进行第二阶段调查中，调查对象为在第一阶段调查中作出有效回复的员工及其主管。 此阶段的调查内容包括了员工自愿绿色行为各个题项，共收集403 份有效回复。 该阶段也收集了直接主管对个人环保表现的数据78 份。 结果显示与前期的回答相吻合。 通过匹配处理，第一第二阶段共计363 对员工—主管匹配数据。 参与者的样本资料如表1 所示。

表1 参与者的样本资料

（续表1）

表1 概述了样本的人口统计学特征。 男性主管（41%）、女性主管（59%）、男性员工（23%）、女性员工（77%），员工性别比例相差很大。 大部分主管年龄介于25 与44 岁之间（60%），大部分员工年龄介于18 与34 之间（66%）；主管受教育程度集中于本科（45%），员工集中于本科以下（51%）。 有4～8 年工作经验的主管最多（37%），有1～3 年工作经验的员工最多（42%）。 在职位方面，主管被访者中经理所占比例最大45%，员工被访者中普通员工所占比例最大53%。

（二）变量测量

为了保证测量工具的信度和效度，本文尽量采用已有相关文献中使用过的成熟量表，并根据具体情况稍作修改和调整，以保证测量的准确性。 问卷采用李克特5 点打分法测量被访者的意见，其中1 分代表非常不同意，5 分代表非常同意。 调查问卷主要包括了以下量表。

本文参考Luu［12］开发的12 项量表测量绿色服务型领导，该量表经常被用来衡量绿色服务型领导［5］。参考Y.S.Chen 等［39］开发的6 项量表测量员工绿色自我效能感。参考Schaufeli 等［40］开发的6 项量表测量绿色工作投入。 此外，采用Robertson 和Barling［36］开发的10 项量表衡量员工和谐式环保激情，最后采用Robertson 和Barling 开发设计的10 级量表要求主管对员工绿色自愿行为进行评分。 借鉴Nicolas Raineri 等［41］和田虹等［42］对员工亲环境行为控制变量的处理，且鉴于调研时调研对象(三星级酒店)规模相似、对调研人员(管理人员和员工)进行了简单的分组，因此本文选取年龄、性别、经验和教育程度作为控制变量。

四、研究结果

本文采用Smart-PLS3.3.3 软件对数据进行分析，并采用偏最小二乘结构方程模型（PLS-SEM）方法进行检验。选择PLS-SEM 方法有以下两个原因：首先，PLS-SEM 方法包括当代统计分析技术，并提供改进的“统计能力”。 其次，它更适用于理论的探索和发展，倾向于对模型进行预测分析，在处理较为复杂的中介效应模型时具备明显优势［43］。

（一）验证性复合分析（CCA）

验证性复合分析（CCA）已经被用于系统评估PLS-SEM 测量模型的方法技术［44］。相较于探索性因子分析（CFA），CCA 更适用于多个观测变量为线性组合的复合模型，更适合于评估强化假设，是检查PLS-SEM 模型质量的更好的测量技术。

在进行CCA 之前，需要确定构念的性质。 行为概念存在于自然界中，但不能直接观察，只能通过调查问卷进行测量，而对于在概念和观察到的变量间存在假定的因果关系，我们称为反映性模型［32］。在本文中，所有构念在调查中均为反映性低阶构念。 CCA 的执行结果见表2，执行步骤如下。

表2 验证性复合分析

（续表2）

CCA 的第一步：项目的负载评估。依据Hair Jr［45］，当标准载荷率大于0.708 且相关t 统计量大于±1.96 时，在5%水平的双尾检验中被认为具有显著性。

表2 结果显示，员工自愿绿色行为的两个题项标准载荷率为0.701 和0.695，其他均大于0.708，所有t 值均大于±1.96，所有指标置信区间均不包含0（不含零的区间在统计上是显著的），说明测量题项有较好的效度。 标准因子载荷平方SMA 除两指标为0.496 外其他均大于0.5，指标可靠性得到了验证。

CCA 的第二步：构建层可靠度测量。 依据Hair 等［46］对可靠度的测量，本文选取Cronbach's alpha（α）和组合信度（CR）来评价建构水平的信度。 其中Cronbach's alpha（α）的取值范围［0.742,0.778］（0.7＜参考值＜0.95），组合信度（CR）取值范围［0.894,0.936］（0.7＜参考值＜0.95），均在参考值范围内，证明5 个量表均具有较好的可靠性。

CCA 的第三步：评估每个构念的收敛效度。本文依据Hair 等的做法，选取平均方差萃取值（AVE）评价构念的收敛效度。 由表2 可知，各变量的平均方差萃取值（AVE）在推荐值0.50 以上，说明各构念的收敛效度较高。

CCA 的第四步：评估构念的区分效度。 Hair 等指出异质—单质相关比（HTMT）是度量CCA 的独特性标准。HTMT 将结构之间的指标相关性与同一结构指标内的相关性进行对比，能更好的反映潜变量间的差异性［34］，其值应小于0.85。 表3 中所示的HTMT 值均在可接受范围内，表明问卷具有良好的区分效度。

表3 区分效度检验

综上所述，问卷的所有指标都具有很高的可靠性收敛效度和区分效度。

（二）结构模型（SMA）估计

1.结构模型估计

在评估结构模型各项假设检验之前，首先利用方差膨胀因子（VIF）检查模型共线性问题。 由表2可知方差膨胀因子值均小于2，在限定的范围之内，表明模型不存在共线性问题。

鉴于对数据进行有放回重复抽样，所得到的估计值比常用的近似极限值更准确，本文采用Smart-PLS3.0 软件，用Bootstrap 自助法（N=5000）来检测变量之间关系的显著性，从而计算因子间的路径系数及其显著性。 当置信区间不包括0 时，路径系数具有统计显著性。 SMA 评估结果如表4 所示。

表4 结构模型的评估

（续表4）

最后，在评估结构模型时，需要纳入结构模型的质量指标，如决定系数（R2）和预测相关性（Q2）。Chin［47］建议用决定系数R2、f2和预测相关性值Q2对PLS 中的结构模型进行质量评估，因为f2是R2是变化效应的另一个度量，表示外生变量在内生变量中的R2变化占未解释方差的比例，因此本文仅选用R2、Q2对结构模型进行评估。自变量或变量可以解释的因变量的方差量由决定系数（R2）表示。R2介于0-1 之间，数值越高，解释能力就越强。具体如下：R2值为0.25 时解释能力偏弱，R2值为0.5 时具备中等的解释力，R2在0.75 左右解释能力较为显著。 Q2用来测量结构模型的预测相关性，当Q2大于0时，就意味着结构模型对该内生变量具有高预测效度，Q2越大，代表预测相关性越强。具体如下：Q2值大于0.25 代表PLS-SEM 模型具有中等预测相关性，大于0.50 代表PLS-SEM 模型具有较大的预测相关性［32］。 表4 显示，GSE、GWE 和EVGB 的R2分别为0.252、0.315 和0.496，表示GSE、EVGB 和GWE 对模型的解释能力中等。 GSE、GWE 和EVGB 的Q2值为分别为0.161、0.142 和0.218，均大于0小于0.25，因此PLS-SEM 模型具有较弱的预测相关性。

2.主效应和中介效应分析

本文的主效应检验如表4 所示，在进行主效应检验时控制了性别、年龄、工作经验和教育水平。结果显示控制变量中年龄和性别的置信区间包括0，表明年龄和性别对员工自愿绿色行为没有影响。工作年限对员工自愿绿色行为的影响系数为-0.225，置信区间不包括0，证明工作经验对员工自愿绿色行为有显著负向影响，工作经验越长，员工的自愿绿色行为就越弱。 教育水平对员工自愿绿色行为的影响系数为0.215，置信区间均不包括0，因此教育水平对员工自愿绿色行为有显著正向影响，教育水平越高，综合素质和环保意识越高，从而就自愿绿色行为的积极性也越高。

测量模型完成评估后，下一步将采用结构模型来估计图1 所提出的假设，其中路径系数表示变量之间因果关系的强度和方向。 绿色服务型领导对员工自愿绿色行为影响主效应、间接效应和调节效应的结果见表4。 结果显示，在主效应检验中，绿色服务型领导对员工自愿绿色行为的影响系数为0.375，t 值4.863，置信区间为［0.256, 0.486］，不包括0，证明绿色服务型领导对员工自愿绿色行为有显著正向影响，假设1 得到了验证。绿色服务型领导对绿色自我效能感的影响系数为0.246，t 值4.546，置信区间［0.191, 0.441］，不包括0，绿色自我效能感对员工自愿绿色行为的影响系数为0.365，t 值5.258，置信区间为［0.231, 0.409］，不包括0，证明绿色服务型领导对绿色自我效能感有显著正向影响。 证明绿色自我效能感对员工自愿绿色行为有显著的正向影响。绿色服务型领导通过绿色自我效能感对员工自愿绿色行为的总影响系数0.090，t 值4.851，置信区间［0.012, 0.145］，不包括0，证明绿色自我效能感在绿色服务型领导和员工自愿绿色行为的关系中起中介作用。 绿色服务型领导对绿色工作投入的影响系数为0.415，t 值4.753，置信区间［0.332, 0.497］，不包括0，证明绿色服务型领导对绿色工作投入有显著正向影响。绿色工作投入对员工自愿绿色行为的影响系数为0.287，t 值6.534，置信区间［0.089, 0.356］，不包括0，证明绿色工作投入对员工自愿绿色行为有显著正向影响。 绿色服务型领导通过绿色工作投入对员工自愿绿色行为的总影响系数0.119，t 值2.876，置信区间[0.021, 0.218]，不包括0，证明绿色工作投入在绿色服务型领导和员工自愿绿色行为的关系中起中介作用。

3.调节效应分析

在调节效应测试中，绿色服务型领导与和谐式环保激情的交乘项对员工自愿绿色行为的总影响系数0.041，t 值2.257，置信区间［0.013, 0.129］不包括0，表明和谐式环保激情正向调节绿色服务型领导和员工自愿绿色行为的关系，假设4 得到验证。简单的斜率检验如图2 所示。当员工和谐式环保激情水平低时（低于均值一个标准差），绿色服务型领导与员工绿色自愿行为正相关但不显著（b=0.021，置信区间为［-0.015, 0.078］，包括0）；当员工和谐式环保激情水平高时（高于均值一个标准差），绿色服务领导与对员工绿色自愿行为正相关且显著为正（b=0.078，置信区间为［0.013, 0.129］，不包括0）。说明相较于低水平的和谐式环保激情，高和谐式环保激情下绿色服务服务型领导对员工绿色自愿行为影响更高，研究结果进一步验证了假设4。 总结果路径分析如图3 所示。

图2 和谐式环保激情调节效应图

图3 结构路径分析图

五、研究结论与研究意义

（一）研究结论

员工自愿绿色行为是企业可持续发展和环境管理成功的关键，绿色服务型领导在促进员工自愿绿色行为过程中发挥关键作用。 本研究以服务业中具有代表性的酒店业为调查对象，运用偏最小二乘结构方程模型（PLS-SEM）实证探究了绿色服务型领导和员工自愿绿色行为的互动关系，在此基础上探讨了绿色自我效能感和绿色工作投入的中介效应以及和谐式环保激情的调节效应。 研究结果如下：

首先，绿色服务型领导是员工自愿绿色行为的外驱动力，对员工自愿绿色行为具有正向影响。本研究认为相对于任务型绿色行为，员工自愿绿色行为具有非强迫和非强加等特点，更强调外力的引导与支持。 绿色服务型领导以绿色服务为导向，通过自身行为的示范，对员工鼓励、支持起到直接强化和替代强化的作用，不断地影响员工的知觉层，通过认知内化，能更直接的影响员工自愿绿色行为。

其次，绿色服务型领导通过绿色自我效能感和绿色工作投入塑造了员工自愿绿色行为。 绿色自我效能感作为一种情感认知机制，是个体对自身能力的主观判断。 绿色服务型领导的效能信息经过员工的情感认知加工，提高了个体对自身能力的认知和期望，提高了绿色工作投入，最终改善了员工自愿绿色行为。 绿色服务型领导通过将组织相关服务行为（授权、资源、支持、肯定等）和可持续发展理念等作用于员工的知觉层，提高了员工对绿色服务型领导的心理感知力，提高了员工绿色自我效能感，最终改善员工自愿绿色行为。

最后，和谐式环保激情强化了绿色服务型领导对员工自愿绿色行为的影响。 个人极易受到情绪的诱导和传染，当员工工作情绪高涨时，其自愿绿色行为越能与绿色服务型领导向员工提供的绿色服务形成共鸣，从而获得更积极的反馈。 当员工和谐式环保激情较低时，尽管有积极绿色服务型领导的鼓励、刺激，但员工却缺少了积极绿色行为意愿，长此以往低迷的和谐式环保激情反倒会导致绿色服务型领导对员工自愿绿色行为的影响不显著，即存在和谐式环保激情的调节边界，使得只有当和谐式环保激情大于某一值时，绿色服务型领导才会促进员工自愿绿色行为。

（二）理论价值与贡献

首先，本研究聚焦员工绿色行为的更细微层面，探讨了绿色服务型领导对员工自愿绿色行为的影响，扩大了员工绿色行为的相关研究。 现有文献大多探究情境因素和个体因素如何独自或共同影响员工绿色行为，对更微观层面员工自愿绿色行为的研究较少，这限制了我们对员工自愿绿色行为相关现象的理解。 本研究响应了Ren Shuang 等、Akhtar 等的关于从个人层面研究环境可持续性是微观基础必要性研究的倡议，回应了Norton 等、Ren 等关于对广义员工成果更宽泛影响研究的学术呼吁，在更细微的领域进一步支持了Faraz 等、Li 和Ying 等的环保服务型领导显著影响员工绿色行为的结论，同时也支持了Alexandra 等服务型领导能有效地激励员工角色外行为的结论。 其次，本研究明晰和拓展了绿色服务型领导对员工自愿绿色行为影响的情感调节机制和认知机制。 一方面，目前学者多探究和谐式环保激情在相关研究领域的中介作用，而鲜有考察其调试绿色服务型领导与员工自愿绿色行为关系的可能性，因此将和谐式环保激情作为调节变量进行研究具有更直观的实践指导意义。 本研究突破了以往局限性，通过考察和谐式环保激情的调节效应，有助于揭示绿色服务型领导行为与员工感知到的绿色服务型领导行为之间潜在的差异。 另一方面，本研究扩展了社会学习理论的应用场景和应用范围，从心理认知和情感认知两方面揭示员工自愿绿色行为的培育路径，既响应了Woodman 和Schoenfeldt 的互动主义模型中员工能力是员工行为关键前提的论点，也响应了孙建群等情境因素必须通过认知评价才能被个体所感知并引发特定行为的观点，同时也丰富了绿色服务型领导对员工自愿绿色行为影响的作用机制相关研究。

（三）管理启示

在建制度、谋创新、促转型不断深化的背景下，企业主体环保责任不断增大。 如何让被动应付变为主动治理，除了企业高层管理者的承诺和支持外，激发并长期维持员工自主环保行为是企业面临的关键问题。 本研究针对绿色服务型领导和员工自愿绿色行为影响机制和调节边界的研究为酒店业或其他服务业提供了以下理论依据和实践参考。

首先，企业应将重视绿色服务型领导特征和技能的人力资源实践植入岗位制定和招聘过程中，并对在职管理人员进行相关培训，提升绿色服务型领导者的专业知识，通过鼓励绿色服务型领导价值取向促进领导风格和服务模式的转变，为企业可持续绿色发展打造专业管理队伍。

其次，管理者应充分关注员工自愿绿色行为的认知程度和情绪变化。 无论是绿色工作投入还是绿色自我效能感的提升，都需要服务型领导者有关注下属的特质，并充分发挥绿色服务型领导的主动性。 因此应将绿色工作投入和绿色自我效能感纳入企业管理的全过程，通过绿色服务型领导以给予资源、改善环境等方式主动出击，改变下属的认知层和行为层，进而促进员工自愿绿色行为。

最后，采取有效措施激发和维持员工的和谐式环保激情。 人力资源部门应意识到拥有一支充满和谐式环保激情的员工队伍，能够强化绿色服务型领导对员工自愿绿色行为的促进作用，因此应设计合适的干预措施（建立环保意识、指导和培训计划等）来点燃员工的环保热情，尤其是在酒店行业或其他服务行业。 鉴于员工环保激情需要长期干预，企业的环境可持续发展战略、绿色人力资源管理实践、环保社会责任和环保沟通质量在中长期内保持一致至关重要。

（四）研究局限性与展望

尽管本研究对员工自愿绿色行为的影响因素、影响机制和调节边界提供了有价值的见解，但也存在一定的局限性。 首先，本研究受制于研究方法和研究资源的不足，仅收集了部分横断面数据，虽然我们采用了具有时间间隔的两轮数据来克服这一限制，但仍无法反映相关变量的动态变化和时滞效应。 彭坚等［48］指出员工绿色行为具有动态性的起伏和涨落，探讨员工绿色自愿行为短期波动成因与过程十分重要，因此未来可运用经验法，探究员工绿色自愿行为短期动态性变化的影响因素及其内部机理。 韩波［49］指出一些方案从实施干预到效果发挥需要一定时间，而忽略时滞效应很有可能促使管理者放弃可行性解决方案，因此未来也可采用纵向研究设计来考察领导风格对员工自愿绿色行为影响的时滞效应和动态性。 其次，员工绿色行为作为组织内行为，受到多重因素的影响，本研究仅选取个体层面的变量作为中介和调节因素，忽略了团队、组织或外部环境层面因素的影响。 领导者在针对员工个体进行差异化管理的同时，仍应从整个团队层面设立环保愿景［11］，从组织层面设立必要的举措或制度［50］，因此未来研究可以从影响因素和影响机制的团队或组织等层面展开深入探讨。 最后，本研究依据个体差异研究了和谐式环保激情的调节作用，田虹等［42］指出和谐式环保激情同时也表达了想要开展环保行为的积极情绪状态，属于情感单元，因此未来的研究可以进一步讨论和谐式环保激情作为情绪或情感变量对员工自愿绿色行为影响的作用机制。