吕 英，张凤琪，曹 晨

(兰州理工大学 经济管理学院，兰州 730050)

一、引言

卓越的工作绩效既需要员工表现出角色内的行为，又要求他们展现一些超出他们职责范围的角色外行为，即组织公民行为(Organization Citizenship Behavior，OCB)[1]。随着员工素质的提高，员工能自主的规范并承担自己的职责，然而企业目前面临的问题并非是员工不能完成本职工作，而是缺乏员工的角色外行为，如周边绩效、亲社会组织行为等[2]。自20世纪60年代“企业社会责任(Corporate Social Responsibility，CSR)”一词被提出以来，研究聚焦于企业社会责任如何影响利益相关者的态度和行为来提升企业绩效，尤其是CSR与员工OCB的关系[3]。研究发现，员工感知的CSR对员工OCB有显著正向影响[4-5]，但是以往研究仅仅通过建立企业—员工责任共同体，立足于企业履行、员工感知社会责任的基础上，只关注了企业社会责任表现对员工OCB的影响，忽视了领导者的带头示范作用。尽管研究者已经注意到领导风格[6]、领导行为[7]对下属行为产生影响，然而这些“领导者”也只是片面的停留在员工直接接触者——直接上级的带头示范和引导作用。正如霍尔斯特等指出，企业中的领导者拥有的权力越大，其影响力也越大。那么诸如企业创始人、董事长、总经理等高层领导者作为企业的缔造者，其对待企业社会责任的态度和行为是否也会“触发”员工行为尤其是员工OCB？如果是，其影响机制和作用路径又是怎样的呢？

本文拟从两个方面回答上述问题。首先，从组织情境因素出发，基于“领导者行为-企业文化-员工行为”的分析框架，揭示高层领导者的责任态度和行为对员工OCB的“传染”路径。已有研究表明，一方面，企业文化就是企业家的文化，领导者对企业文化的构建以及价值观念的形成产生一种牵引力[8-9]，甚至决定企业文化的特点；另一方面，企业文化对员工行为具有重要的指引作用[10-11]。今天已经有越来越多的企业将CSR整合到企业战略和企业文化中来，那么高层领导者推进CSR作为一种牵引力是否会塑造一种责任文化，进而影响员工OCB呢？本文建立“领导者行为-企业文化-员工行为”的研究框架，揭示企业社会责任文化在高层领导者推进CSR与员工OCB的中介作用。其次，从员工个体情境因素出发，探究能够影响上述作用路径的员工个体特质。根据社会认同理论，再优秀的文化，如果得不到员工的认可，亦如空中楼阁、一纸空文。根据社会交换理论，员工利益与组织利益吻合时，员工的组织认同感越高，越把组织视为“自己人”，在工作中表现的“作秀”成分越低[12]，从而更愿意为了“自己”利益提高工作要求和规范，努力把“蛋糕”做大。由此，本文以员工组织认同作为影响上述路径的关键个体特质变量揭示了组织认同对上述路径的强化作用。

综上，本文的理论贡献为：第一，探讨了高层领导者推进CSR是否影响员工组织公民行为，并从领导者推进CSR虚拟变量、数量变量和程度变量三个方面度量高层领导者推进CSR。第二，构建“领导者行为-企业文化-员工行为”的分析范式，利用企业社会责任文化搭建高层领导者推进CSR与员工OCB的中介桥梁。第三，基于社会交换理论和社会认同理论，从员工心理感知视角构建了一个有调节作用的中介效应模型，以验证员工组织认同在以上中介机制中的调节作用。

二、理论基础与假设提出

(一)高层领导者推进CSR与员工组织公民行为

爱荷华大学Lewin、Lippitt和White的“领导行为理论”认为：领导才能与追随领导者的意愿都是以领导方式为基础，领导者在领导过程中的不同行为会对下属产生影响。该理论为领导行为与群体工作绩效之间的关系提供了理论基础。

根据领导行为理论，企业家的行为在企业经营管理活动中有重要影响，企业家良好的行为对内能起到激励、凝聚员工的作用，对外能树立企业良好的形象，提高企业核心竞争力[13]。大量研究表明，变革型领导可以视为员工能否发挥OCB的衡量标准之一，变革型领导者的行为对员工OCB存在正相关关系[14-16]。另外，高层领导者的责任表现是领导者建立领导魅力、提升感召力的途径，是变革型领导行为的体现，可见，高层领导者履行社会责任有助于形成良好的组织氛围，进而促使员工以利于组织的行为来回报组织[17]。综上所述，高层领导者推进CSR有助于激发员工潜力，提高员工OCB。由此，提出假设H1：高层领导者推进CSR对员工OCB有显著正向影响。

(二)企业社会责任文化的中介作用

随着时代的发展，企业的首要任务不仅仅局限于追求经济利益，更要使产品和服务满足社会和利益相关方的期望。基于这样的认识，企业文化必须包含企业在社会责任方面的价值主张，即企业社会责任文化(Corporate Social Responsibility Culture，CSRC)[18]。以往的研究表明，一方面，领导者是企业的核心人物，他在企业中权威性的领导地位和权力的实施过程，直接影响着企业文化的塑造、发展和变革[19]，好的领导行为更易于形成一种融洽的企业文化氛围，释放榜样的辐射作用，即领导者显著影响企业文化构建。另一方面，企业文化是员工之间沟通的润滑剂和思想的粘合剂，企业文化虽然是一种理念，但其本质是“行动”[20]。企业社会责任文化作为一种具有软约束力的非正式制度，对企业员工产生约束和指导作用，促使员工自觉地表现出积极的行为[21]，即企业社会责任文化对员工OCB存在显著的正向影响[10]。不难推断，当高层领导者推进CSR时，企业社会责任文化越易被员工接受，员工责任理念和意识更加强烈，从而更有可能为实现组织目标而主动完成超越工作要求的角色外行为。因此，在高层领导者推进CSR影响员工OCB的机制中，可能通过企业社会责任文化这一桥梁发挥作用。由此，提出假设H2：企业社会责任文化在高层领导者推进CSR和员工OCB的关系中有中介作用。

(三)组织认同的调节作用

组织认同(Organizational Identification，OI)是指组织融入到自我概念的程度，是个体根据某一特定的组织成员身份与组织共命运的感知状态[22]，它强调的是个体与所在的组织之间超越简单的契约关系，从“我”变成“我们”的过程[23]。虽然以往研究尚未证明组织认同对企业社会责任文化和员工OCB的调节作用，但相关理论为进一步研究三者关系提供了强有力的解释。一方面，根据社会认同理论，员工感知到其价值观念与组织相吻合时，就会产生一种强烈的认同感和归属感。企业向外界提供捐赠等活动显著地影响员工所在组织的形象，员工产生外部荣誉感，自我价值得到提升。同时员工产生对企业社会责任文化的认同感，从而更多地立身于组织角度思考问题，做出有利的OCB[24-25]。另一方面，根据社会交换理论，任何人际关系，只有在交换过程中达到互惠平衡，才能维持稳定。企业为员工提供有竞争力的薪资、组织关怀等，员工认同企业的文化氛围，为了维持交换的公平性，员工积极回报给予自己尊重的组织，从而表现出利于组织的行为[26]。因此，如果企业社会责任文化得到组织内员工的认可，那么企业社会责任文化对员工OCB的指导作用更大。相反，当企业社会责任文化不被员工认可时，员工的认同度就会降低，这时，企业社会责任文化对员工OCB的影响作用被削弱。由此，提出假设H3：员工组织认同有助于增强企业社会责任文化对员工OCB的影响。

基于H2和H3的假定，我们认为企业社会责任文化不仅在高层领导者推进CSR与员工OCB之间发挥中介作用，而且该中介作用的大小还取决于员工组织认同的高低。企业社会责任文化体现企业的价值理念，而组织认同强调员工对企业价值观念的认可程度，只有员工对企业社会责任文化高度认同，员工才会表现出更高的工作积极性。因此，我们进一步推论，员工组织认同程度越高，高层领导者推进CSR通过企业社会责任文化进而对员工OCB的正向作用越大。由此，提出假设H4：员工组织认同正向调节企业社会责任文化在高层领导者推进CSR对员工OCB的中介作用。综上所述，本文构建如图1所示的理论模型。

图1 理论模型

三、研究设计

(一)研究样本

本研究通过向企业发放调查问卷的方式收集数据。小规模预调研阶段选取兰州市农电公司等企业，共发放问卷80份，收回问卷61份，目的是根据被调查者的反馈对问卷进行修正，保证问卷准确性；正式调研阶段选取本校MBA学员所在的20家企业，共发放问卷640份。为了避免样本的同源误差，采取多源多次调研方法，先由被调查者填写高层领导者企业社会责任推进情况量表、员工组织认同量表、企业社会责任文化量表和样本基本信息表，然后将带有相同编号的员工组织公民行为量表发放给被调查者的直接上级领导填写。剔除无效(包括信息不完整、填写随意、配对失败等)问卷，最终获得有效问卷568份，样本有效率88.75%。样本的相关统计信息如表1所示。

表1 样本基本信息

(二)变量测量

1.高层领导者推进企业社会责任(Leader)。尚未发现以往研究有相关成熟量表测量高层领导者推进CSR，为此，我们采取深度访谈的形式，最终从领导者推进CSR的数量和综合表现方面得到六个题项的测量量表。本文采用三种度量方式进行测量，分别为高层领导者推进CSR虚拟变量(Ldum，即有无推进企业社会责任的领导者)、高层领导者推进CSR数量变量(Lnum，即推进企业社会责任的领导者数量)和高层领导者推进CSR程度变量(Llevel，即领导者推进企业社会责任的程度)。其信度系数为0.995。

2.员工组织认同量表。本文采用Mael和Ashforth开发的成熟量表，共六个题项。其信度系数为0.897。

3.企业社会责任文化量表。本文借鉴企业文化精神层、制度层、行为层和物质层四层次理论，将企业社会责任文化嵌入四层次中，设计了量表，共包括13个题项。其中精神层两个题项，行为层五个题项。其信度系数为0.971。

4.组织公民行为量表。本文采用香港科技大学樊景立教授开发的OCB量表，包含5个因子、21个条目，其中7个题项为反向计分。5个因子分别为：个人主动性(敬业精神)、公司认同、保护公司资源、人际和谐、协助同事。其信度系数为0.852。

5.控制变量。根据以往的研究，将性别、年龄、职位、工作年限和月收入作为控制变量。

四、研究结果

(一)同源方差检验和验证性因子分析

本文在填写过程中虽然进行了同源偏差控制，但仍需对变量进行同源方差检验。采用Harman单因素检验方法测试偏差程度，因子累积解释变异的74.258%，其中单个因子最大只能解释总变异的18.187%，这表明单个因子解释变异的程度很小。同时，运用Amos 20.0软件对变量进行验证性因子分析，四因素模型拟合(x2/df=3.652，CFI=0.905，IFI=0.905，RMSEA=0.077)有良好的区分效度。

(二)主要变量的描述统计与相关性分析

表2结果显示，企业的高层领导者推进CSR(Ldum、Lnum、Llevel)与OI显著正相关(r=0.315、r=0.299、r=0.402，p<0.01)，与CSRC显著正相关(r=0.462、r=0.453、r=0.524，p<0.01)，与OCB显著正相关(r=0.184、r=0.166、r=0.236，p<0.01)。OI与CSRC显著正相关(r=0.565，p<0.01)。与OCB显著正相关(r=0.394，p<0.01)。CSRC与OCB显著正相关(r=0.431，p<0.01)。同时对回归模型进行多重共线性检验发现，VIF介于1.898—8.899，说明各变量间不存在多重共线性问题。研究假设得到初步支持。

(三)假设检验

表2 描述性统计与相关性分析

1.主效应检验。(1)列是检验控制变量对OCB的影响，(2)(3)(4)列在(1)列基础上分别加入自变量Ldum、Lnum、Llevel，主效应检验结果如表3所示。为了避免无关的截距项，对原始数据标准化处理。

与控制变量对因变量的影响相比，自变量Ldum、Lnum、Llevel加入回归方程，其F值比模型1的F值显著地提高了(P<0.05)，与OCB的相关性系数也显著(P<0.01)，同时R2分别增加了3.2%、2.8%、3.5%。指标表明，领导者推进企业社会责任对OCB显著正相关。假设H1得证。

进一步比较高层领导者推进CSR程度中哪种具体行为最有利于提高员工OCB，剔除没有领导者推进CSR的样本，将高层领导者推进CSR程度的四个行为表现引入回归分析，回归分析结果如下：首先，领导者在员工中推进CSR对员工OCB的影响显著(r=0.306，p<0.05)。其次，领导者的责任行为和责任意识对OCB均有正向促进作用(r=0.087，r=0.042)。另外，领导者在企业中推进CSR对员工OCB有负向影响(r= -0.238)，但不显著。这可能是因为，与领导者身体力行、率先垂范和在企业中倡导社会责任相比，将社会责任分解到员工层面，倡导员工履行社会责任对员工角色外行为的启发和影响更为直接。

表3 主效应检验结果

2.企业社会责任文化的中介效应检验。借鉴温忠麟等提出的新的中介效应检验流程[27]，结果见表4。第一步，检验自变量对因变量是否有显著影响。由表3(2)(3)(4)列可知，领导者推进CSR系数显著，分别为0.178(P<0.01)、0.168(P<0.01)、0.175(P<0.01)。第二步，检验自变量对中介变量是否有显著影响。由表4(2)(3)(4)列可知，领导者推进CSR系数显著，分别为0.460(P<0.01)、0.460(P<0.01)、0.405(P<0.01)。第三步，检验自变量、中介变量共同对因变量的影响。由表4(5)(6)(7)列可知，企业社会责任文化系数显著，分别为0.443(P<0.01)、0.448(P<0.01)、0.390(P<0.01)。第四步，检验第三步中自变量系数是否显著。领导者推进CSR系数不显著，即直接效应不显著，因此，企业社会责任文化在企业领导者推进CSR和OCB之间具有完全中介效应，假设H2得证。

3.组织认同的调节作用。员工组织认同的调节作用检验结果如表5所示。

表4 中介效应检验结果

由表5可得，在加入了企业社会责任文化与员工组织认同的交互项后，其交互项系数为0.121，在P<0.1的水平上显著，即调节效应存在。对比发现，R2从20.7%增加至24.4%，增加值为3.7%，说明在模型中加入调节变量及交互项后，其回归方程的解释力度得到了提升。假设H3得证。

4.有调节的中介效应检验。采用温忠麟等提出的有调节的中介作用进行检验，结果见表6、表7。第一步，检验因变量对自变量和调节变量的回归中，自变量系数是否显著。由表6可知，领导者推进CSR系数显著，分别为0.106(p<0.05)、0.103(p<0.1)、0.139(p<0.01)。第二步，检验中介变量对自变量和调节变量的回归中，自变量系数是否显著。领导者推进CSR系数显著，分别为0.380(p<0.01)、0.387(p<0.01)、0.430(p<0.01)。第三步，检验因变量对自变量、调节变量、中介变量的回归中，中介变量系数是否显著。由表7可知，企业社会责任文化系数显著，分别为0.362(p<0.01)、0.365(p<0.01)、0.354(p<0.01)。第四步，检验因变量对自变量、调节变量、中介变量以及乘积项的回归中，乘积项系数是否显著。

表5 调节作用检验结果

乘积项系数分别为0.118(p<0.1)、0.119(p<0.1)、0.121(p<0.1)。对比发现，加入中介变量、调节变量及乘积项后，R方增加值为9.5%、9.6%、8.8%，即提高了回归方程的解释力度。因此，在领导者推进企业社会责任影响员工组织公民行为的机制中，经过企业社会责任文化的中介效应，并受到员工组织认同的正向调节作用。假设H4得证。

五、研究结论与政策建议

(一)研究结论

本文通过对一手问卷的数据分析，实证检验了高层领导者推进CSR对员工OCB的传染路径，研究结果显示，高层领导者推进CSR正向传染员工OCB，说明高层领导者的责任态度和责任行为对员工行为有重要的示范和带动作用。另外，与领导者自身社会责任意识的提升、率先垂范、承担个人社会责任和倡导企业履行社会责任的行为相比，直接将社会责任要求分解到员工层面，切实提高员工责任意识和行为，更有助于提高员工OCB。高层领导者推进CSR通过塑造一种企业社会责任文化氛围，进而熏陶员工OCB。企业社会责任文化能否真正提高员工OCB，还要受到员工组织认同的调节作用。

表6 有调节的中介效应(第一步、第二步)

表7 有调节的中介效应(第三步、第四步)

组织认同程度越高，企业社会责任文化在高层领导者推进CSR对员工OCB的增强作用越强。

(二)政策建议

本文的研究结论对高层领导者推进企业社会责任具有如下启示：

1.高层领导者应培养自身责任意识，并发动员工履行责任。首先，高层领导者应身先示范、率先实践企业社会责任，履行社会责任义务，通过模范带动引领企业内部员工树立责任意识、提升责任行为，争做模范带头人。其次，逐步将社会责任要求分解到员工层面，积极发动企业员工履行社会责任，提高员工自主性，激励员工参与企业履行社会责任的过程。

2.营造责任文化氛围，引导员工树立责任观。并改善员工工作环境、减少企业对环境的污染、保护利益相关方的利益，用实际行动诠释责任。同时，建立健全企业责任缺失处罚制度，采用强制性措施规避责任缺失行为。

3.企业文化建设不仅要“口号上墙”，通过各种有形的宣传教育与活动在员工中进行宣贯，长期以来还要让员工内心认同。一方面，通过讲座、培训等方式，向员工宣讲企业社会责任的制定和实施过程，塑造一种负责任的文化氛围，树立责任企业的形象；另一方面，真诚地关心员工的利益，同员工共同设置有重要意义的个人或事业发展目标，帮助员工解决生活和工作中的问题，营造一种有利于员工自我价值实现的、和谐的工作氛围。

(三)研究局限及未来研究方向

受到客观条件的限制，本研究不可避免的存在不足：

1.本研究所涉及的企业是利用学校MBA学员所在企业自行选定的，样本量在一定程度上受到限制，未来研究可以拓宽企业范围调研。

2.本研究采用调查问卷的方式获取一手数据，由于领导者企业社会责任推进、企业社会责任文化等变量没有相关的本地化量表，尽管信度系数均大于标准值0.6，但问卷的题项仍有进一步改善的空间。其次，虽然本研究为了避免同源偏差，问卷由调查者和该员工直接领导填写，但仍难以避免调查者勾选一些认为利于自身的选项而脱离实际情况。因此以后研究可以采取员工自评和互评结合的方式，确保信息的公正性。