呂 英，張鳳琪，曹 晨

(蘭州理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，蘭州 730050)

一、引言

卓越的工作績效既需要員工表現(xiàn)出角色內(nèi)的行為，又要求他們展現(xiàn)一些超出他們職責(zé)范圍的角色外行為，即組織公民行為(Organization Citizenship Behavior，OCB)[1]。隨著員工素質(zhì)的提高，員工能自主的規(guī)范并承擔(dān)自己的職責(zé)，然而企業(yè)目前面臨的問題并非是員工不能完成本職工作，而是缺乏員工的角色外行為，如周邊績效、親社會(huì)組織行為等[2]。自20世紀(jì)60年代“企業(yè)社會(huì)責(zé)任(Corporate Social Responsibility，CSR)”一詞被提出以來，研究聚焦于企業(yè)社會(huì)責(zé)任如何影響利益相關(guān)者的態(tài)度和行為來提升企業(yè)績效，尤其是CSR與員工OCB的關(guān)系[3]。研究發(fā)現(xiàn)，員工感知的CSR對員工OCB有顯著正向影響[4-5]，但是以往研究僅僅通過建立企業(yè)—員工責(zé)任共同體，立足于企業(yè)履行、員工感知社會(huì)責(zé)任的基礎(chǔ)上，只關(guān)注了企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)對員工OCB的影響，忽視了領(lǐng)導(dǎo)者的帶頭示范作用。盡管研究者已經(jīng)注意到領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格[6]、領(lǐng)導(dǎo)行為[7]對下屬行為產(chǎn)生影響，然而這些“領(lǐng)導(dǎo)者”也只是片面的停留在員工直接接觸者——直接上級的帶頭示范和引導(dǎo)作用。正如霍爾斯特等指出，企業(yè)中的領(lǐng)導(dǎo)者擁有的權(quán)力越大，其影響力也越大。那么諸如企業(yè)創(chuàng)始人、董事長、總經(jīng)理等高層領(lǐng)導(dǎo)者作為企業(yè)的締造者，其對待企業(yè)社會(huì)責(zé)任的態(tài)度和行為是否也會(huì)“觸發(fā)”員工行為尤其是員工OCB？如果是，其影響機(jī)制和作用路徑又是怎樣的呢？

本文擬從兩個(gè)方面回答上述問題。首先，從組織情境因素出發(fā)，基于“領(lǐng)導(dǎo)者行為-企業(yè)文化-員工行為”的分析框架，揭示高層領(lǐng)導(dǎo)者的責(zé)任態(tài)度和行為對員工OCB的“傳染”路徑。已有研究表明，一方面，企業(yè)文化就是企業(yè)家的文化，領(lǐng)導(dǎo)者對企業(yè)文化的構(gòu)建以及價(jià)值觀念的形成產(chǎn)生一種牽引力[8-9]，甚至決定企業(yè)文化的特點(diǎn)；另一方面，企業(yè)文化對員工行為具有重要的指引作用[10-11]。今天已經(jīng)有越來越多的企業(yè)將CSR整合到企業(yè)戰(zhàn)略和企業(yè)文化中來，那么高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR作為一種牽引力是否會(huì)塑造一種責(zé)任文化，進(jìn)而影響員工OCB呢？本文建立“領(lǐng)導(dǎo)者行為-企業(yè)文化-員工行為”的研究框架，揭示企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化在高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR與員工OCB的中介作用。其次，從員工個(gè)體情境因素出發(fā)，探究能夠影響上述作用路徑的員工個(gè)體特質(zhì)。根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論，再優(yōu)秀的文化，如果得不到員工的認(rèn)可，亦如空中樓閣、一紙空文。根據(jù)社會(huì)交換理論，員工利益與組織利益吻合時(shí)，員工的組織認(rèn)同感越高，越把組織視為“自己人”，在工作中表現(xiàn)的“作秀”成分越低[12]，從而更愿意為了“自己”利益提高工作要求和規(guī)范，努力把“蛋糕”做大。由此，本文以員工組織認(rèn)同作為影響上述路徑的關(guān)鍵個(gè)體特質(zhì)變量揭示了組織認(rèn)同對上述路徑的強(qiáng)化作用。

綜上，本文的理論貢獻(xiàn)為：第一，探討了高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR是否影響員工組織公民行為，并從領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR虛擬變量、數(shù)量變量和程度變量三個(gè)方面度量高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR。第二，構(gòu)建“領(lǐng)導(dǎo)者行為-企業(yè)文化-員工行為”的分析范式，利用企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化搭建高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR與員工OCB的中介橋梁。第三，基于社會(huì)交換理論和社會(huì)認(rèn)同理論，從員工心理感知視角構(gòu)建了一個(gè)有調(diào)節(jié)作用的中介效應(yīng)模型，以驗(yàn)證員工組織認(rèn)同在以上中介機(jī)制中的調(diào)節(jié)作用。

二、理論基礎(chǔ)與假設(shè)提出

(一)高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR與員工組織公民行為

愛荷華大學(xué)Lewin、Lippitt和White的“領(lǐng)導(dǎo)行為理論”認(rèn)為：領(lǐng)導(dǎo)才能與追隨領(lǐng)導(dǎo)者的意愿都是以領(lǐng)導(dǎo)方式為基礎(chǔ)，領(lǐng)導(dǎo)者在領(lǐng)導(dǎo)過程中的不同行為會(huì)對下屬產(chǎn)生影響。該理論為領(lǐng)導(dǎo)行為與群體工作績效之間的關(guān)系提供了理論基礎(chǔ)。

根據(jù)領(lǐng)導(dǎo)行為理論，企業(yè)家的行為在企業(yè)經(jīng)營管理活動(dòng)中有重要影響，企業(yè)家良好的行為對內(nèi)能起到激勵(lì)、凝聚員工的作用，對外能樹立企業(yè)良好的形象，提高企業(yè)核心競爭力[13]。大量研究表明，變革型領(lǐng)導(dǎo)可以視為員工能否發(fā)揮OCB的衡量標(biāo)準(zhǔn)之一，變革型領(lǐng)導(dǎo)者的行為對員工OCB存在正相關(guān)關(guān)系[14-16]。另外，高層領(lǐng)導(dǎo)者的責(zé)任表現(xiàn)是領(lǐng)導(dǎo)者建立領(lǐng)導(dǎo)魅力、提升感召力的途徑，是變革型領(lǐng)導(dǎo)行為的體現(xiàn)，可見，高層領(lǐng)導(dǎo)者履行社會(huì)責(zé)任有助于形成良好的組織氛圍，進(jìn)而促使員工以利于組織的行為來回報(bào)組織[17]。綜上所述，高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR有助于激發(fā)員工潛力，提高員工OCB。由此，提出假設(shè)H1：高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR對員工OCB有顯著正向影響。

(二)企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化的中介作用

隨著時(shí)代的發(fā)展，企業(yè)的首要任務(wù)不僅僅局限于追求經(jīng)濟(jì)利益，更要使產(chǎn)品和服務(wù)滿足社會(huì)和利益相關(guān)方的期望?；谶@樣的認(rèn)識，企業(yè)文化必須包含企業(yè)在社會(huì)責(zé)任方面的價(jià)值主張，即企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化(Corporate Social Responsibility Culture，CSRC)[18]。以往的研究表明，一方面，領(lǐng)導(dǎo)者是企業(yè)的核心人物，他在企業(yè)中權(quán)威性的領(lǐng)導(dǎo)地位和權(quán)力的實(shí)施過程，直接影響著企業(yè)文化的塑造、發(fā)展和變革[19]，好的領(lǐng)導(dǎo)行為更易于形成一種融洽的企業(yè)文化氛圍，釋放榜樣的輻射作用，即領(lǐng)導(dǎo)者顯著影響企業(yè)文化構(gòu)建。另一方面，企業(yè)文化是員工之間溝通的潤滑劑和思想的粘合劑，企業(yè)文化雖然是一種理念，但其本質(zhì)是“行動(dòng)”[20]。企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化作為一種具有軟約束力的非正式制度，對企業(yè)員工產(chǎn)生約束和指導(dǎo)作用，促使員工自覺地表現(xiàn)出積極的行為[21]，即企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化對員工OCB存在顯著的正向影響[10]。不難推斷，當(dāng)高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR時(shí)，企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化越易被員工接受，員工責(zé)任理念和意識更加強(qiáng)烈，從而更有可能為實(shí)現(xiàn)組織目標(biāo)而主動(dòng)完成超越工作要求的角色外行為。因此，在高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR影響員工OCB的機(jī)制中，可能通過企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化這一橋梁發(fā)揮作用。由此，提出假設(shè)H2：企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化在高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR和員工OCB的關(guān)系中有中介作用。

(三)組織認(rèn)同的調(diào)節(jié)作用

組織認(rèn)同(Organizational Identification，OI)是指組織融入到自我概念的程度，是個(gè)體根據(jù)某一特定的組織成員身份與組織共命運(yùn)的感知狀態(tài)[22]，它強(qiáng)調(diào)的是個(gè)體與所在的組織之間超越簡單的契約關(guān)系，從“我”變成“我們”的過程[23]。雖然以往研究尚未證明組織認(rèn)同對企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化和員工OCB的調(diào)節(jié)作用，但相關(guān)理論為進(jìn)一步研究三者關(guān)系提供了強(qiáng)有力的解釋。一方面，根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論，員工感知到其價(jià)值觀念與組織相吻合時(shí)，就會(huì)產(chǎn)生一種強(qiáng)烈的認(rèn)同感和歸屬感。企業(yè)向外界提供捐贈(zèng)等活動(dòng)顯著地影響員工所在組織的形象，員工產(chǎn)生外部榮譽(yù)感，自我價(jià)值得到提升。同時(shí)員工產(chǎn)生對企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化的認(rèn)同感，從而更多地立身于組織角度思考問題，做出有利的OCB[24-25]。另一方面，根據(jù)社會(huì)交換理論，任何人際關(guān)系，只有在交換過程中達(dá)到互惠平衡，才能維持穩(wěn)定。企業(yè)為員工提供有競爭力的薪資、組織關(guān)懷等，員工認(rèn)同企業(yè)的文化氛圍，為了維持交換的公平性，員工積極回報(bào)給予自己尊重的組織，從而表現(xiàn)出利于組織的行為[26]。因此，如果企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化得到組織內(nèi)員工的認(rèn)可，那么企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化對員工OCB的指導(dǎo)作用更大。相反，當(dāng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化不被員工認(rèn)可時(shí)，員工的認(rèn)同度就會(huì)降低，這時(shí)，企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化對員工OCB的影響作用被削弱。由此，提出假設(shè)H3：員工組織認(rèn)同有助于增強(qiáng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化對員工OCB的影響。

基于H2和H3的假定，我們認(rèn)為企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化不僅在高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR與員工OCB之間發(fā)揮中介作用，而且該中介作用的大小還取決于員工組織認(rèn)同的高低。企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化體現(xiàn)企業(yè)的價(jià)值理念，而組織認(rèn)同強(qiáng)調(diào)員工對企業(yè)價(jià)值觀念的認(rèn)可程度，只有員工對企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化高度認(rèn)同，員工才會(huì)表現(xiàn)出更高的工作積極性。因此，我們進(jìn)一步推論，員工組織認(rèn)同程度越高，高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR通過企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化進(jìn)而對員工OCB的正向作用越大。由此，提出假設(shè)H4：員工組織認(rèn)同正向調(diào)節(jié)企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化在高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR對員工OCB的中介作用。綜上所述，本文構(gòu)建如圖1所示的理論模型。

圖1 理論模型

三、研究設(shè)計(jì)

(一)研究樣本

本研究通過向企業(yè)發(fā)放調(diào)查問卷的方式收集數(shù)據(jù)。小規(guī)模預(yù)調(diào)研階段選取蘭州市農(nóng)電公司等企業(yè)，共發(fā)放問卷80份，收回問卷61份，目的是根據(jù)被調(diào)查者的反饋對問卷進(jìn)行修正，保證問卷準(zhǔn)確性；正式調(diào)研階段選取本校MBA學(xué)員所在的20家企業(yè)，共發(fā)放問卷640份。為了避免樣本的同源誤差，采取多源多次調(diào)研方法，先由被調(diào)查者填寫高層領(lǐng)導(dǎo)者企業(yè)社會(huì)責(zé)任推進(jìn)情況量表、員工組織認(rèn)同量表、企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化量表和樣本基本信息表，然后將帶有相同編號的員工組織公民行為量表發(fā)放給被調(diào)查者的直接上級領(lǐng)導(dǎo)填寫。剔除無效(包括信息不完整、填寫隨意、配對失敗等)問卷，最終獲得有效問卷568份，樣本有效率88.75%。樣本的相關(guān)統(tǒng)計(jì)信息如表1所示。

表1 樣本基本信息

(二)變量測量

1.高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任(Leader)。尚未發(fā)現(xiàn)以往研究有相關(guān)成熟量表測量高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR，為此，我們采取深度訪談的形式，最終從領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR的數(shù)量和綜合表現(xiàn)方面得到六個(gè)題項(xiàng)的測量量表。本文采用三種度量方式進(jìn)行測量，分別為高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR虛擬變量(Ldum，即有無推進(jìn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的領(lǐng)導(dǎo)者)、高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR數(shù)量變量(Lnum，即推進(jìn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的領(lǐng)導(dǎo)者數(shù)量)和高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR程度變量(Llevel，即領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的程度)。其信度系數(shù)為0.995。

2.員工組織認(rèn)同量表。本文采用Mael和Ashforth開發(fā)的成熟量表，共六個(gè)題項(xiàng)。其信度系數(shù)為0.897。

3.企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化量表。本文借鑒企業(yè)文化精神層、制度層、行為層和物質(zhì)層四層次理論，將企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化嵌入四層次中，設(shè)計(jì)了量表，共包括13個(gè)題項(xiàng)。其中精神層兩個(gè)題項(xiàng)，行為層五個(gè)題項(xiàng)。其信度系數(shù)為0.971。

4.組織公民行為量表。本文采用香港科技大學(xué)樊景立教授開發(fā)的OCB量表，包含5個(gè)因子、21個(gè)條目，其中7個(gè)題項(xiàng)為反向計(jì)分。5個(gè)因子分別為：個(gè)人主動(dòng)性(敬業(yè)精神)、公司認(rèn)同、保護(hù)公司資源、人際和諧、協(xié)助同事。其信度系數(shù)為0.852。

5.控制變量。根據(jù)以往的研究，將性別、年齡、職位、工作年限和月收入作為控制變量。

四、研究結(jié)果

(一)同源方差檢驗(yàn)和驗(yàn)證性因子分析

本文在填寫過程中雖然進(jìn)行了同源偏差控制，但仍需對變量進(jìn)行同源方差檢驗(yàn)。采用Harman單因素檢驗(yàn)方法測試偏差程度，因子累積解釋變異的74.258%，其中單個(gè)因子最大只能解釋總變異的18.187%，這表明單個(gè)因子解釋變異的程度很小。同時(shí)，運(yùn)用Amos 20.0軟件對變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，四因素模型擬合(x2/df=3.652，CFI=0.905，IFI=0.905，RMSEA=0.077)有良好的區(qū)分效度。

(二)主要變量的描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

表2結(jié)果顯示，企業(yè)的高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR(Ldum、Lnum、Llevel)與OI顯著正相關(guān)(r=0.315、r=0.299、r=0.402，p<0.01)，與CSRC顯著正相關(guān)(r=0.462、r=0.453、r=0.524，p<0.01)，與OCB顯著正相關(guān)(r=0.184、r=0.166、r=0.236，p<0.01)。OI與CSRC顯著正相關(guān)(r=0.565，p<0.01)。與OCB顯著正相關(guān)(r=0.394，p<0.01)。CSRC與OCB顯著正相關(guān)(r=0.431，p<0.01)。同時(shí)對回歸模型進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，VIF介于1.898—8.899，說明各變量間不存在多重共線性問題。研究假設(shè)得到初步支持。

(三)假設(shè)檢驗(yàn)

表2 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

1.主效應(yīng)檢驗(yàn)。(1)列是檢驗(yàn)控制變量對OCB的影響，(2)(3)(4)列在(1)列基礎(chǔ)上分別加入自變量Ldum、Lnum、Llevel，主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。為了避免無關(guān)的截距項(xiàng)，對原始數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理。

與控制變量對因變量的影響相比，自變量Ldum、Lnum、Llevel加入回歸方程，其F值比模型1的F值顯著地提高了(P<0.05)，與OCB的相關(guān)性系數(shù)也顯著(P<0.01)，同時(shí)R2分別增加了3.2%、2.8%、3.5%。指標(biāo)表明，領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任對OCB顯著正相關(guān)。假設(shè)H1得證。

進(jìn)一步比較高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR程度中哪種具體行為最有利于提高員工OCB，剔除沒有領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR的樣本，將高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR程度的四個(gè)行為表現(xiàn)引入回歸分析，回歸分析結(jié)果如下：首先，領(lǐng)導(dǎo)者在員工中推進(jìn)CSR對員工OCB的影響顯著(r=0.306，p<0.05)。其次，領(lǐng)導(dǎo)者的責(zé)任行為和責(zé)任意識對OCB均有正向促進(jìn)作用(r=0.087，r=0.042)。另外，領(lǐng)導(dǎo)者在企業(yè)中推進(jìn)CSR對員工OCB有負(fù)向影響(r= -0.238)，但不顯著。這可能是因?yàn)?，與領(lǐng)導(dǎo)者身體力行、率先垂范和在企業(yè)中倡導(dǎo)社會(huì)責(zé)任相比，將社會(huì)責(zé)任分解到員工層面，倡導(dǎo)員工履行社會(huì)責(zé)任對員工角色外行為的啟發(fā)和影響更為直接。

表3 主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

2.企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。借鑒溫忠麟等提出的新的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程[27]，結(jié)果見表4。第一步，檢驗(yàn)自變量對因變量是否有顯著影響。由表3(2)(3)(4)列可知，領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR系數(shù)顯著，分別為0.178(P<0.01)、0.168(P<0.01)、0.175(P<0.01)。第二步，檢驗(yàn)自變量對中介變量是否有顯著影響。由表4(2)(3)(4)列可知，領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR系數(shù)顯著，分別為0.460(P<0.01)、0.460(P<0.01)、0.405(P<0.01)。第三步，檢驗(yàn)自變量、中介變量共同對因變量的影響。由表4(5)(6)(7)列可知，企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化系數(shù)顯著，分別為0.443(P<0.01)、0.448(P<0.01)、0.390(P<0.01)。第四步，檢驗(yàn)第三步中自變量系數(shù)是否顯著。領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR系數(shù)不顯著，即直接效應(yīng)不顯著，因此，企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化在企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR和OCB之間具有完全中介效應(yīng)，假設(shè)H2得證。

3.組織認(rèn)同的調(diào)節(jié)作用。員工組織認(rèn)同的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

表4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

由表5可得，在加入了企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化與員工組織認(rèn)同的交互項(xiàng)后，其交互項(xiàng)系數(shù)為0.121，在P<0.1的水平上顯著，即調(diào)節(jié)效應(yīng)存在。對比發(fā)現(xiàn)，R2從20.7%增加至24.4%，增加值為3.7%，說明在模型中加入調(diào)節(jié)變量及交互項(xiàng)后，其回歸方程的解釋力度得到了提升。假設(shè)H3得證。

4.有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。采用溫忠麟等提出的有調(diào)節(jié)的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表6、表7。第一步，檢驗(yàn)因變量對自變量和調(diào)節(jié)變量的回歸中，自變量系數(shù)是否顯著。由表6可知，領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR系數(shù)顯著，分別為0.106(p<0.05)、0.103(p<0.1)、0.139(p<0.01)。第二步，檢驗(yàn)中介變量對自變量和調(diào)節(jié)變量的回歸中，自變量系數(shù)是否顯著。領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR系數(shù)顯著，分別為0.380(p<0.01)、0.387(p<0.01)、0.430(p<0.01)。第三步，檢驗(yàn)因變量對自變量、調(diào)節(jié)變量、中介變量的回歸中，中介變量系數(shù)是否顯著。由表7可知，企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化系數(shù)顯著，分別為0.362(p<0.01)、0.365(p<0.01)、0.354(p<0.01)。第四步，檢驗(yàn)因變量對自變量、調(diào)節(jié)變量、中介變量以及乘積項(xiàng)的回歸中，乘積項(xiàng)系數(shù)是否顯著。

表5 調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)結(jié)果

乘積項(xiàng)系數(shù)分別為0.118(p<0.1)、0.119(p<0.1)、0.121(p<0.1)。對比發(fā)現(xiàn)，加入中介變量、調(diào)節(jié)變量及乘積項(xiàng)后，R方增加值為9.5%、9.6%、8.8%，即提高了回歸方程的解釋力度。因此，在領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任影響員工組織公民行為的機(jī)制中，經(jīng)過企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化的中介效應(yīng)，并受到員工組織認(rèn)同的正向調(diào)節(jié)作用。假設(shè)H4得證。

五、研究結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

本文通過對一手問卷的數(shù)據(jù)分析，實(shí)證檢驗(yàn)了高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR對員工OCB的傳染路徑，研究結(jié)果顯示，高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR正向傳染員工OCB，說明高層領(lǐng)導(dǎo)者的責(zé)任態(tài)度和責(zé)任行為對員工行為有重要的示范和帶動(dòng)作用。另外，與領(lǐng)導(dǎo)者自身社會(huì)責(zé)任意識的提升、率先垂范、承擔(dān)個(gè)人社會(huì)責(zé)任和倡導(dǎo)企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任的行為相比，直接將社會(huì)責(zé)任要求分解到員工層面，切實(shí)提高員工責(zé)任意識和行為，更有助于提高員工OCB。高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR通過塑造一種企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化氛圍，進(jìn)而熏陶員工OCB。企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化能否真正提高員工OCB，還要受到員工組織認(rèn)同的調(diào)節(jié)作用。

表6 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)(第一步、第二步)

表7 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)(第三步、第四步)

組織認(rèn)同程度越高，企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化在高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)CSR對員工OCB的增強(qiáng)作用越強(qiáng)。

(二)政策建議

本文的研究結(jié)論對高層領(lǐng)導(dǎo)者推進(jìn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任具有如下啟示：

1.高層領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)培養(yǎng)自身責(zé)任意識，并發(fā)動(dòng)員工履行責(zé)任。首先，高層領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)身先示范、率先實(shí)踐企業(yè)社會(huì)責(zé)任，履行社會(huì)責(zé)任義務(wù)，通過模范帶動(dòng)引領(lǐng)企業(yè)內(nèi)部員工樹立責(zé)任意識、提升責(zé)任行為，爭做模范帶頭人。其次，逐步將社會(huì)責(zé)任要求分解到員工層面，積極發(fā)動(dòng)企業(yè)員工履行社會(huì)責(zé)任，提高員工自主性，激勵(lì)員工參與企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任的過程。

2.營造責(zé)任文化氛圍，引導(dǎo)員工樹立責(zé)任觀。并改善員工工作環(huán)境、減少企業(yè)對環(huán)境的污染、保護(hù)利益相關(guān)方的利益，用實(shí)際行動(dòng)詮釋責(zé)任。同時(shí)，建立健全企業(yè)責(zé)任缺失處罰制度，采用強(qiáng)制性措施規(guī)避責(zé)任缺失行為。

3.企業(yè)文化建設(shè)不僅要“口號上墻”，通過各種有形的宣傳教育與活動(dòng)在員工中進(jìn)行宣貫，長期以來還要讓員工內(nèi)心認(rèn)同。一方面，通過講座、培訓(xùn)等方式，向員工宣講企業(yè)社會(huì)責(zé)任的制定和實(shí)施過程，塑造一種負(fù)責(zé)任的文化氛圍，樹立責(zé)任企業(yè)的形象；另一方面，真誠地關(guān)心員工的利益，同員工共同設(shè)置有重要意義的個(gè)人或事業(yè)發(fā)展目標(biāo)，幫助員工解決生活和工作中的問題，營造一種有利于員工自我價(jià)值實(shí)現(xiàn)的、和諧的工作氛圍。

(三)研究局限及未來研究方向

受到客觀條件的限制，本研究不可避免的存在不足：

1.本研究所涉及的企業(yè)是利用學(xué)校MBA學(xué)員所在企業(yè)自行選定的，樣本量在一定程度上受到限制，未來研究可以拓寬企業(yè)范圍調(diào)研。

2.本研究采用調(diào)查問卷的方式獲取一手?jǐn)?shù)據(jù)，由于領(lǐng)導(dǎo)者企業(yè)社會(huì)責(zé)任推進(jìn)、企業(yè)社會(huì)責(zé)任文化等變量沒有相關(guān)的本地化量表，盡管信度系數(shù)均大于標(biāo)準(zhǔn)值0.6，但問卷的題項(xiàng)仍有進(jìn)一步改善的空間。其次，雖然本研究為了避免同源偏差，問卷由調(diào)查者和該員工直接領(lǐng)導(dǎo)填寫，但仍難以避免調(diào)查者勾選一些認(rèn)為利于自身的選項(xiàng)而脫離實(shí)際情況。因此以后研究可以采取員工自評和互評結(jié)合的方式，確保信息的公正性。