企業(yè)員工倫理行為的滴漏效應(yīng)分析

李錫元 徐鑌 龔湛雪

摘要：企業(yè)倫理已經(jīng)不僅僅是道德上的問題，當(dāng)一個企業(yè)的道德水平受到社會質(zhì)疑的時(shí)候，很難走向成功，所以，從高層領(lǐng)導(dǎo)到中層管理者甚至于員工在道德層面都經(jīng)歷著來自社會的重重考驗(yàn)，只有切實(shí)地讓每位組織成員感知并認(rèn)同正確的倫理主張，才能逐步與多種利益相關(guān)者實(shí)現(xiàn)行動匹配和利益共贏。從企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展來看，要建立具有社會責(zé)任感的企業(yè)，必須在企業(yè)人員招聘時(shí)考察應(yīng)聘者的社會責(zé)任心。在組織管理乃至社會管理中，“遵紀(jì)守法”的首要責(zé)任在領(lǐng)導(dǎo)而非在下屬，那種抱怨下屬的做法難以抓住改進(jìn)工作的關(guān)鍵，領(lǐng)導(dǎo)者以身作則是組織倫理建設(shè)的重要啟動因素，也是領(lǐng)導(dǎo)者發(fā)揮領(lǐng)導(dǎo)力的首要原則。

關(guān)鍵詞：企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者;企業(yè)績效;企業(yè)倫理;滴漏效應(yīng);社會責(zé)任心

基金項(xiàng)目：國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目“職業(yè)經(jīng)理人市場治理與國有企業(yè)職業(yè)經(jīng)理人市場融入?yún)f(xié)同研究”（14BGL082）

中圖分類號：F279? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? ? 文章編號：1003-854X（2019）03-0024-08

在我國社會轉(zhuǎn)型時(shí)期，道德建設(shè)方面所發(fā)生的種種問題令人憂心。富士康13跳挑起的道德考驗(yàn)、雙匯瘦肉精和染色饅頭觸發(fā)的食品恐慌、三聚氰胺奶粉案件經(jīng)歷的良心拷問等“道德失范”現(xiàn)象的大量發(fā)生，引發(fā)了人們對于原有商業(yè)經(jīng)營理念的深度再思考。

從理論角度來說，個體的社會責(zé)任心會引發(fā)相對應(yīng)的社會責(zé)任行為，但以前的研究大多聚焦學(xué)生群體的社會責(zé)任心，對企業(yè)員工的責(zé)任心及其給企業(yè)績效造成的影響研究較少①。一方面，社會責(zé)任心通過個體對于事物的普遍反應(yīng)，可以表現(xiàn)為個體在組織中的倫理行為。另一方面，企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)是一個企業(yè)組織的核心和靈魂，企業(yè)倫理首先表現(xiàn)為企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)的倫理。我們從組織員工的社會責(zé)任心出發(fā)，探討組織管理人員的倫理行為的形成要素、組織內(nèi)員工倫理行為的滴漏效應(yīng)以及權(quán)力距離和傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)作用，這對于解析企業(yè)員工倫理行為特征，改善企業(yè)管理、尤其是增強(qiáng)企業(yè)員工的倫理行為具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、理論基礎(chǔ)與假設(shè)提出

1. 倫理行為的前因：社會責(zé)任心

國外心理學(xué)界對社會責(zé)任心（Social Responsibility）的定義各有不同。Ford從社會規(guī)范和角色期待的角度將社會責(zé)任心定義為個體角色與以對他人有利為目的社會美德相一致的角色期待②。Altman從心理社會學(xué)的角度將社會責(zé)任心定義為個體在當(dāng)他人的利益受到威脅時(shí)主動幫助他人的行動意愿③。社會責(zé)任心的影響因素包括社會歸因、人格特征、控制點(diǎn)、社會地位等。OConnor探討了社會歸因、人格特征對社會責(zé)任心的影響，提出影響社會責(zé)任心的人格因素包括個體是否以自我為中心、是否具有同情心、是否能夠相互接納、是否具有權(quán)威以及是否具有相同的遭遇等④。Coleman對社會責(zé)任心、控制點(diǎn)和社會地位這三者的相互關(guān)系進(jìn)行了研究，結(jié)果表明社會責(zé)任心隨社會地位的升高而提升，并且處于中等強(qiáng)度控制點(diǎn)的個體具有最高程度的社會責(zé)任心⑤。

通過對上述文獻(xiàn)的回顧和梳理發(fā)現(xiàn)，首先，個體認(rèn)知是影響個體社會責(zé)任心的重要因素，個體對自我的認(rèn)知能力影響著社會責(zé)任心的形成。同時(shí)，個人成長過程中，外部環(huán)境的因素（如社會角色期待等）也會影響個體社會責(zé)任心。其次，社會責(zé)任心會引發(fā)相對應(yīng)的社會責(zé)任行為，但以前的研究大多聚焦學(xué)生群體的社會責(zé)任心，對企業(yè)員工的責(zé)任心及其對企業(yè)績效造成的影響研究較少。因此，需要進(jìn)一步研究企業(yè)員工的社會責(zé)任心的具體內(nèi)涵、企業(yè)員工社會責(zé)任心與員工行為之間的關(guān)系。雖然人的行為與主觀認(rèn)識是在環(huán)境的背景下形成的，但環(huán)境對其產(chǎn)生的影響并不是唯一的，真正影響個體行為的就是認(rèn)知要素。由此可見，主體的信念可以影響行為，而且主體的信念影響其對于環(huán)境的認(rèn)知把握，從而作用于人對環(huán)境的反應(yīng)。倫理道德是個體自我定位的核心，個體會堅(jiān)持自身的責(zé)任心以避免自我迷失。因此，具有高責(zé)任心的個體會表現(xiàn)出與其社會責(zé)任心相一致的行為，包括倫理行為。由以上論述提出下面的假設(shè)：

H1：企業(yè)員工的社會責(zé)任心對員工的倫理行為有正向影響。

2. 倫理行為的滴漏效應(yīng)

Hambrick和Mason在1984年創(chuàng)造性地提出了高層梯隊(duì)理論，指出一個復(fù)雜組織的領(lǐng)導(dǎo)層需要集體的認(rèn)知能力、綜合能力和整個高層管理團(tuán)隊(duì)間的相互交流，如此高層管理團(tuán)隊(duì)就比單個的最高執(zhí)行長官擁有更強(qiáng)大的策略行為?；谟邢蘩硇约僭O(shè)，高層梯隊(duì)理論表明高層管理團(tuán)隊(duì)的戰(zhàn)略變革決定取決于高層管理團(tuán)隊(duì)的綜合特征或者說高層管理團(tuán)隊(duì) 的差異化——這決定了決策程序中可行觀點(diǎn)的寬度⑥。因此，需要將高層管理者與中層管理者結(jié)合起來進(jìn)行研究。高層管理者的倫理行為對中層管理者來說是一種倫理環(huán)境，環(huán)境狀況作為外在條件，會對行為的方向產(chǎn)生影響，從而影響著中層管理者的倫理行為。同樣，中層管理者的倫理行為對員工來說也是環(huán)境因素，從而影響員工的倫理行為。

滴漏效應(yīng)從上世紀(jì)70年代開始興起，并最早在經(jīng)濟(jì)學(xué)界使用和普及，它所強(qiáng)調(diào)的主要內(nèi)容就是某種體制當(dāng)中的利益?zhèn)鬟f問題⑦。組織內(nèi)部的正式權(quán)力結(jié)構(gòu)會對領(lǐng)導(dǎo)影響力產(chǎn)生影響，并且會使得這種影響力由上而下滴漏，這是在垂直管理層次的基礎(chǔ)上產(chǎn)生的⑧。對于普通員工來說，其開展的行為和產(chǎn)生的認(rèn)知可能會對領(lǐng)導(dǎo)有著直接的關(guān)系，且高層領(lǐng)導(dǎo)者和中層領(lǐng)導(dǎo)者產(chǎn)生的具體影響有所不同。這種影響是從上到下傳遞的，由高層領(lǐng)導(dǎo)傳遞給中層領(lǐng)導(dǎo)，再進(jìn)而傳遞給基層領(lǐng)導(dǎo)，最后對員工產(chǎn)生作用。與以往相比，滴漏模式下的倫理行為有以下差異：第一，這種行為模式改變了傳統(tǒng)的研究觀念，開始讓學(xué)者對企業(yè)內(nèi)部層次予以關(guān)注，并重視領(lǐng)導(dǎo)間的互動以及高層領(lǐng)導(dǎo)者對下屬產(chǎn)生的直接影響。其實(shí)質(zhì)是對于組織領(lǐng)導(dǎo)的整體研究，體現(xiàn)整體動態(tài)的、自上而下的作用過程。第二，這種理論是在結(jié)合領(lǐng)導(dǎo)者自身行為和能力的基礎(chǔ)上自上而下開展的研究⑨。Mayer 等強(qiáng)調(diào)中層領(lǐng)導(dǎo)者既屬于下層員工的領(lǐng)導(dǎo)者，又是上層領(lǐng)導(dǎo)者的員工，研究中應(yīng)當(dāng)將三者結(jié)合，這樣可以更加完整、清晰地展示不同層次領(lǐng)導(dǎo)在組織中的效應(yīng)機(jī)理⑩。

目前圍繞滴漏模式下的領(lǐng)導(dǎo)效應(yīng)研究方式，采取的基本上都是橫斷面的研究方法。在前文中我們已經(jīng)論述過領(lǐng)導(dǎo)者的影響力是由上到下的影響過程，而這種研究方法無法很好地體現(xiàn)?；诖?，本文從縱向角度入手，提出以下假設(shè)：

H2：高層領(lǐng)導(dǎo)的倫理行為對中層領(lǐng)導(dǎo)倫理行為有滴漏效應(yīng)，成正相關(guān);

H3：中層領(lǐng)導(dǎo)的倫理行為對員工倫理行為有滴漏效應(yīng)，成正相關(guān);

H4：高層領(lǐng)導(dǎo)的倫理行為對員工倫理行為有正向影響;

H5：高層領(lǐng)導(dǎo)的倫理行為通過中層領(lǐng)導(dǎo)倫理行為影響員工的倫理行為。

3. 倫理行為滴漏的調(diào)節(jié)：權(quán)力距離及傳統(tǒng)性

權(quán)力距離是文化價(jià)值內(nèi)涵的變量，所代表的是社會可以接受的權(quán)力分配的不平等程度。從個人的角度來看，所指代的是個體在組織當(dāng)中感受到的權(quán)力分配的不平等程度。結(jié)合組織的角度來看，該變量常被用作于判斷員工效能與組織行為之間關(guān)系的過程當(dāng)中。例如，當(dāng)員工權(quán)力距離越低時(shí)，員工績效和組織支持認(rèn)知之間存在的聯(lián)系度越低。低權(quán)力距離員工認(rèn)為，領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)該與員工處于平等的地位，并積極地參與到日常工作當(dāng)中，渴望領(lǐng)導(dǎo)者能夠關(guān)心自己，關(guān)注到自身的日常工作;而高權(quán)力距離的員工，則更加強(qiáng)調(diào)在企業(yè)內(nèi)部構(gòu)建一種正式的領(lǐng)導(dǎo)關(guān)系，與領(lǐng)導(dǎo)屬于正式的上下級關(guān)系，比較尊重領(lǐng)導(dǎo)者下發(fā)的各項(xiàng)決策，在關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)者決策的基礎(chǔ)上努力工作{11}。研究發(fā)現(xiàn)，下屬對領(lǐng)導(dǎo)行為的反應(yīng)方式存在差異，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為通過員工信任在領(lǐng)導(dǎo)權(quán)的不同權(quán)力取向下對組織公民行為有不同的影響。處于較高地位的領(lǐng)導(dǎo)會通過對下級領(lǐng)導(dǎo)者的控制，使其以較低權(quán)力距離來降低組織公民行為，但對高權(quán)力遠(yuǎn)距離下屬的負(fù)面影響會更弱，甚至?xí)a(chǎn)生積極影響{12}。員工對高權(quán)力距離文化普遍接受度較高，即使在這種文化背景下感受到了不公平的情況，也不會對此予以較高的關(guān)注。

傳統(tǒng)性（Traditionality）是指“傳統(tǒng)社會中個人所常具有的一套有組織的認(rèn)知態(tài)度、思想觀念、 價(jià)值取向、氣質(zhì)特征及行為意愿”{13}。在中國文化的大背景下探討組織情景中的領(lǐng)導(dǎo)行為時(shí)，必須要對個體價(jià)值觀的調(diào)節(jié)作用予以關(guān)注，認(rèn)識到這種調(diào)節(jié)作用的存在會對個體的情感要素產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響行為和環(huán)境，而傳統(tǒng)性則往往被認(rèn)為是在組織情境中最能夠體現(xiàn)中國人的性格和價(jià)值觀并發(fā)揮重要調(diào)節(jié)作用的特征之一。

在組織的背景下，傳統(tǒng)的中國概念主要反映了員工對遵守權(quán)威的傳統(tǒng)價(jià)值觀的認(rèn)可{14}。高傳統(tǒng)性與低傳統(tǒng)性的人的態(tài)度和行為模式有很大差異，如傳統(tǒng)性較低層次的人，符合基本的社會角色義務(wù)，感受到滿足期望的責(zé)任和義務(wù)。傳統(tǒng)性的影響也體現(xiàn)在對員工表現(xiàn)與組織情景變量之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。如傳統(tǒng)性會負(fù)向調(diào)節(jié)組織公正與組織公民行為（OCB）的正向關(guān)系，負(fù)向調(diào)節(jié)領(lǐng)導(dǎo)部署交換（LMX）與 OCB的正向關(guān)系，負(fù)向調(diào)節(jié)組織支持感（POS）與 OCB的正向關(guān)系;減弱個體感知的組織代表性與基于組織的自尊和內(nèi)部人身份的正向關(guān)系{15};減弱員工履行契約與員工離職的負(fù)向關(guān)系，增強(qiáng)員工感知的組織履行契約與員工離職的負(fù)向關(guān)系;減弱辱虐型領(lǐng)導(dǎo)行為與員工表現(xiàn)的負(fù)向關(guān)系{16}等。

結(jié)合傳統(tǒng)性的內(nèi)涵和相關(guān)研究成果，我們認(rèn)為高傳統(tǒng)性的員工由于認(rèn)同遵從權(quán)威這一傳統(tǒng)價(jià)值觀，存在對上級無條件、無批判性的服從，因而更加容易接受和服從領(lǐng)導(dǎo)的倫理觀念，以領(lǐng)導(dǎo)傳播和要求的倫理觀念來調(diào)整自己的工作行為，從而使得倫理領(lǐng)導(dǎo)能夠取得較好的結(jié)果。而低傳統(tǒng)性的員工由于遵從誘因——貢獻(xiàn)平衡的原則，并非無條件接受領(lǐng)導(dǎo)的倫理觀念進(jìn)而調(diào)整自己的工作表現(xiàn)，相對于高傳統(tǒng)性的員工而言，使得倫理領(lǐng)導(dǎo)的效果更加不易體現(xiàn)。由以上論述提出下面的假設(shè)：

H6a：高層領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力距離會負(fù)向調(diào)節(jié)高層領(lǐng)導(dǎo)倫理行為與中層領(lǐng)導(dǎo)倫理行為之間的關(guān)系;

H6b：中層領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力距離會負(fù)向調(diào)節(jié)中層領(lǐng)導(dǎo)倫理行為和員工倫理行為之間的關(guān)系;

H7a：員工的傳統(tǒng)性會正向調(diào)節(jié)中層領(lǐng)導(dǎo)倫理行為與員工倫理行為之間的關(guān)系;

H7b：中層領(lǐng)導(dǎo)的傳統(tǒng)性會正向調(diào)節(jié)高層領(lǐng)導(dǎo)倫理行為與中層倫理行為之間的關(guān)系。

二、研究設(shè)計(jì)

1. 研究樣本

本研究在我國中部地區(qū)選取了108企業(yè)進(jìn)行問卷的發(fā)放，調(diào)查對象為企業(yè)中的員工、中層和高層管理者，發(fā)放的方式分為郵寄和現(xiàn)場調(diào)查。在統(tǒng)一發(fā)放問卷之前，研究者對即將深入調(diào)查不同企業(yè)的調(diào)查員進(jìn)行了統(tǒng)一的培訓(xùn)，明確了本研究的研究意義和調(diào)研目的，使其在與不同公司的人力資源部門的負(fù)責(zé)人溝通的過程中能夠有效地保證研究問卷的科學(xué)填寫。研究者要求每個企業(yè)的人力資源部門的管理者邀請企業(yè)中的員工、中層管理者對問卷所涉及的社會責(zé)任心、權(quán)力距離、傳統(tǒng)性等相關(guān)問題進(jìn)行評估。在問卷回收之后，研究者通過電話與每個企業(yè)中的人力資源管理者進(jìn)行溝通和回訪，確保問卷填寫過程的科學(xué)有序。

整個問卷調(diào)查的過程采用了三個階段的跨時(shí)期調(diào)查的方法，針對每一個目標(biāo)組織都進(jìn)行了三個批次不同時(shí)間的問卷調(diào)查，總共歷時(shí)9個月，以確保數(shù)據(jù)的真實(shí)性和可靠性。在收集問卷的過程中，本研究始終遵循配對原則，即一個高層領(lǐng)導(dǎo)對應(yīng)其管轄的三個中層管理者，每個中層管理者對應(yīng)其管轄的三個普通員工。2016年10月開始針對108家公司開始進(jìn)行第一個批次調(diào)查，三個月之后進(jìn)行第二批次針對相同對象的調(diào)查，六個月之后進(jìn)行第三批次的調(diào)查。本研究共獲取了99個企業(yè)的有效問卷，問卷回復(fù)率為91%，因此本文采用的中層管理人員問卷297份，基層員工問卷891份。

2. 變量測量

本文所涉及到的相關(guān)概念和變量總共有四個：社會責(zé)任心、倫理行為、傳統(tǒng)性以及權(quán)力距離。本文選取了權(quán)威量表對所選變量進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析，選取的四個量表分別為：

（1）社會責(zé)任心使用了Berkowitz的“社會責(zé)任尺度”量表{17}，這個方法應(yīng)用非常多，不管是在社會心理學(xué)還是消費(fèi)心理學(xué)的分析研討中都被廣泛應(yīng)用。該量表有8個題項(xiàng)，但由于其中一個條目“如果政府的選舉不多，從而民眾就不用經(jīng)常投票，那么我們的國家將會變得更好”與我國國情不符，故只使用了前7個題項(xiàng)。該部分采用七點(diǎn)刻度評分，由1=“不同意”到7=“完全同意”。

（2）倫理行為選用了中國學(xué)者付維會以Ruch制定的17科目量表為根本，經(jīng)過專家學(xué)者們的仔細(xì)檢查所構(gòu)建的適合中國公司職工使用的倫理行為量表{18}。這個量表涵蓋3個維度，通過對企業(yè)管理的調(diào)查意見對量表重新完成了修訂。本研究共選用16道題項(xiàng)，采用七點(diǎn)刻度評分，由1=“不同意”到7=“完全同意”。

（3）權(quán)力距離的測量使用的是Dorfman開發(fā)的題目，共6個題項(xiàng)，采用七點(diǎn)刻度評分，由1=“不同意”到7=“完全同意”{19}。

（4）傳統(tǒng)性借鑒了Farh等的6題項(xiàng)量表，從中選取五個題項(xiàng)，采用七點(diǎn)刻度評分，由1=“不同意”到7=“完全同意”{20}。

最后，基于相關(guān)文獻(xiàn)的整合，本文對控制變量進(jìn)行了進(jìn)一步的處理，具體包括工作經(jīng)驗(yàn)、性別、教學(xué)背景、年齡等控制變量。因?yàn)橐陨献兞烤鶎儆陬悇e變量，為此在對變量操作加以控制的過程中，可對以上變量進(jìn)行虛擬處理，以下為具體處理方式：在工作年限、年齡、教育水平以及性別方面分別選擇 “5年以上”、“30歲以上”、“碩士及以上”、“女性”作為參照組。

三、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

1. 共同方法偏差檢驗(yàn)

本文所使用的樣本數(shù)據(jù)均通過問卷調(diào)查的方式采集而來，調(diào)查對象包括三部分群體，即員工個人、企業(yè)中層管理者和企業(yè)高層管理者，并通過聚合的方式，將297份中層管理者填寫的有關(guān)高層領(lǐng)導(dǎo)的題項(xiàng)聚合為99份高層領(lǐng)導(dǎo)的數(shù)據(jù)，將891份員工填寫的中層領(lǐng)導(dǎo)的有關(guān)題項(xiàng)聚合為297份中層管理者的數(shù)據(jù)，而員工的則由員工自評，這從數(shù)據(jù)采樣的方式上解決了同一研究方法可能存在的方法偏差問題。為了保證同一研究方法變差不會對結(jié)果的準(zhǔn)確性和可靠性造成影響，本文針對該問題進(jìn)行了一系列的檢驗(yàn)分析。按照Harman單因子檢驗(yàn)的方法，也就是對量表中的每一個題項(xiàng)都進(jìn)行主成分因子分析。如果同一個因子在解釋模型中的多種方差，數(shù)據(jù)中就會存在共同方法偏差的問題;若一個因子沒有解釋方差或只解釋了小部分方法，則共同方法偏差的可能可以排除。經(jīng)檢驗(yàn)，本研究中同一方法偏差對結(jié)果的影響可以忽略不計(jì)，共同方法檢驗(yàn)偏差對結(jié)果不會產(chǎn)生明顯影響，具備可行性。

2. 驗(yàn)證性因子分析

本文涉及的變量共有4個：倫理行為、社會責(zé)任心、傳統(tǒng)性和權(quán)力距離，需要分別檢驗(yàn)它們的聚合效度。采用Amos17.0版本軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析來考察本文主要變量的測量效度。鑒于極大似然估計(jì)的穩(wěn)健性，相關(guān)參數(shù)采用極大似然估計(jì)法（ML）。表1分別報(bào)告主要研究變量的驗(yàn)證性分子分析結(jié)果，表明各變量擬合良好，模型聚合效度較好，適用于之后的潛變量因果關(guān)系模型中。

3. 描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

各變量的均值和方差、相關(guān)系數(shù)、Cronbachs Alpha、平均方差提取值（AVE）和建構(gòu)信度（CR）的數(shù)據(jù)都在表2中列示。

4. 假設(shè)檢驗(yàn)

多層次分析模型包含第一層和第二層及其各自的自變量，見公式（1）—（7）所示，以員工層嵌套于中層團(tuán)隊(duì)層，中層員工層又嵌套于高層團(tuán)隊(duì)層為例，當(dāng)所得數(shù)據(jù)存在不同的層級時(shí)，先將員工個體層級的變量Xijk（下標(biāo)i、j、k分別表示第一、二、三層）和變量Yij來建立相應(yīng)的線性回歸方程[見公式（1）]，再將該線性方程中的斜率和截距作為因變量，利用第二層級數(shù)據(jù)中的變量Wik作為自變量，建立兩個新的線性回歸方程，并獲取因變量。第3層級的處理方法相似，利用Vi作為自變量，再建立兩個線性回歸方程[見公式（4）和（5）]。

第一層：Yijk=π0j+π1jXijk+εij? （1）

第二層：π0j=β00+β01Wjk+μ0j? （2）

π1j=β10+β11Wjk+μij? （3）

第三層：β00=γ000+γ000Vk+u00? （4）

β01=γ010+u01? （5）

β10=γ100+u10? （6）

β11=γ110+u11? （7）

首先，對整體樣本的社會責(zé)任心與倫理行為之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表3、表4。觀察表3的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)員工社會責(zé)任進(jìn)入模型后，模型的F值為368.701，并且在1%下顯著，同時(shí)模型的R方增加了0.667，這表明在控制了其他變量后，員工的社會責(zé)任對其倫理行為是有影響的。同時(shí)從表4可以看出，員工社會責(zé)任的回歸系數(shù)為1.265，t檢驗(yàn)值為42.657，Sig值為0.000，表明在1%的顯著性水平下，員工社會責(zé)任對員工倫理行為有顯著的正向影響。最后，對變量的共線性檢驗(yàn)表明，變量之間不存在嚴(yán)重的共線性（VIF值小于10），這進(jìn)一步說明回歸分析的結(jié)果是可信的。綜上所述，本文的實(shí)證結(jié)果表明員工社會責(zé)任對其倫理行為有正向的顯著性影響，假設(shè)1得到了證實(shí)。

其次，對高層領(lǐng)導(dǎo)倫理行為與中層倫理行為之間的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果見表5。

表5? 高層領(lǐng)導(dǎo)倫理行為對中層倫理行為的

多層次回歸結(jié)果

綜上所述，HLM的結(jié)果表明高層領(lǐng)導(dǎo)的倫理行為對中層的倫理行為有正向的顯著性影響，假設(shè)2得到了交叉驗(yàn)證。

再次，應(yīng)用HLM進(jìn)行驗(yàn)證。

第一層：Yijk=π0j+π1jXijk+π2jWjk+εij? （1）

第二層：π0j=β00+μ0j? ?（2）

π1j=β10+μ0j? ?（3）

π2j=β11+μ0j? ?（4）

對中層領(lǐng)導(dǎo)和員工的倫理行為之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表6。

表6 中層領(lǐng)導(dǎo)倫理行為對員工倫理行為的

多層次回歸結(jié)果

綜上所述，HLM的結(jié)果表明中層領(lǐng)導(dǎo)的倫理行為對員工的倫理行為有正向的顯著性影響，假設(shè)3得到了交叉驗(yàn)證。

然后，應(yīng)用HLM進(jìn)行驗(yàn)證。首先由公式：

第一層：Yijk=π0j+π1jXijk+π2jWjk+εij? （1）

第二層：π0j=β00+μ0j? （2）

π1j=β10+μij? （3）

第三層：β00=γ000+u00? （4）

β10=γ100+u10? （5）

對高層領(lǐng)導(dǎo)和員工的倫理行為進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果見表7。

表7? 高層領(lǐng)導(dǎo)倫理行為對員工倫理行為的

多層次回歸結(jié)果

三層整體模型的各項(xiàng)指標(biāo)系數(shù)見表8。

表8? 整體模型各項(xiàng)系數(shù)

從以上結(jié)果可知， HLM的檢驗(yàn)結(jié)果表明高層領(lǐng)導(dǎo)的倫理行為對員工的倫理行為有正向的顯著性影響，假設(shè)4得到了交叉驗(yàn)證。

下一步，應(yīng)用HLM進(jìn)行驗(yàn)證。

第一層：Yijk=π0j+π1jMjk+εij? （1）

第二層：π0j=β00+β01Xjk+μ0j? （2）

π1j=β10+μi? （3）

第三層：β00=γ000+γ000Vk+u00? （4）

β01=γ010+u01? （5）

β10=γ100+u10? （6）

對中層領(lǐng)導(dǎo)倫理行為的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表9。

表9? 二層整體模型的各項(xiàng)指標(biāo)系數(shù)

三層整體模型的各項(xiàng)指標(biāo)系數(shù)見表10。

表10? 三層整體模型的各項(xiàng)指標(biāo)系數(shù)

綜上所述，HLM的結(jié)果進(jìn)一步說明中層倫理行為和員工社會責(zé)任心有完全中介效應(yīng)，因此假設(shè)H5得到證實(shí)，假設(shè)成立。

接下來，對權(quán)力距離的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)見表11、表12。從表11的結(jié)果可以看出，交互項(xiàng)高層倫理行為×高層領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力距離回歸系數(shù)為負(fù)值，t檢驗(yàn)值為-2.804，sig檢驗(yàn)值為0.005<1%，說明在1%的顯著性水平下，高層領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力距離在高層倫理行為對中層倫理行為的影響中起著顯著負(fù)向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)6a得到了檢驗(yàn)。從表12的結(jié)果可以看出，交互項(xiàng)中層倫理行為×中層領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力距離回歸系數(shù)為負(fù)值，t檢驗(yàn)值為-20.161，sig檢驗(yàn)值為0.000<1%，說明在1%的顯著性水平下，中層領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力距離在中層倫理行為對員工倫理行為的影響中起著顯著負(fù)向調(diào)節(jié)作用。綜合表11和表12的結(jié)果，假設(shè)6b得到了證實(shí)。

針對假設(shè)7a：員工的傳統(tǒng)性會調(diào)節(jié)中層領(lǐng)導(dǎo)倫理行為與員工倫理行為之間的關(guān)系，本文進(jìn)行了假設(shè)檢驗(yàn)，其回歸分析結(jié)果見表13。從表13的結(jié)果可以看出，交互項(xiàng)中層倫理行為員工的傳統(tǒng)性回歸系數(shù)為負(fù)值，t檢驗(yàn)值為15.796，sig檢驗(yàn)值為0.000<1%，說明在1%的顯著性水平下，員工的傳統(tǒng)性在中層倫理行為對員工倫理行為的影響中起著顯著正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)7a得到了證實(shí)。

針對假設(shè)H7b：中層領(lǐng)導(dǎo)的傳統(tǒng)性會調(diào)節(jié)高層領(lǐng)導(dǎo)倫理行為與中層倫理行為之間的關(guān)系，本文進(jìn)行了假設(shè)檢驗(yàn)，其回歸分析結(jié)果見表14。從表14的結(jié)果可以看出，交互項(xiàng)高層倫理行為×中層領(lǐng)導(dǎo)的傳統(tǒng)性回歸系數(shù)為負(fù)值，t檢驗(yàn)值為17.862，sig檢驗(yàn)值為0.000<1%，說明在1%的顯著性水平下，中層領(lǐng)導(dǎo)傳統(tǒng)性在高層倫理行為對中層領(lǐng)導(dǎo)倫理行為的影響中起著顯著正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)7b得到了證實(shí)。

四、研究結(jié)論與啟示

1. 研究結(jié)論

本文的研究結(jié)論可以歸納為三個方面：

第一，本文從組織員工層面探討了社會責(zé)任心對于其倫理行為的水平影響。基于社會認(rèn)知理論，本文提出人們的自身信念是其行為和動機(jī)的關(guān)鍵因素，社會責(zé)任心對個體行為的影響會從自身出發(fā)，自律自制，表現(xiàn)為組織日常工作中的倫理行為。

第二，下屬通過觀察學(xué)習(xí)與模仿，會表現(xiàn)出與其領(lǐng)導(dǎo)相似的行為。也就是說，相對于一般員工而言， 他們的行為或認(rèn)知在一定程度上會受直接領(lǐng)導(dǎo)的影響，也可能受更高一層領(lǐng)導(dǎo)的影響。這種影響是由高層領(lǐng)導(dǎo)傳遞給中層領(lǐng)導(dǎo)，并且最終對一般員工產(chǎn)生間接滴漏影響。

第三，權(quán)力距離和傳統(tǒng)性這兩個中國本土情境下的影響因素，在組織內(nèi)部“上行下效”的倫理行為滴漏模型中具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，在組織管理乃至社會管理中，“遵紀(jì)守法”的首要責(zé)任在領(lǐng)導(dǎo)而非在下屬，那種抱怨下屬的做法難以抓住改進(jìn)工作的關(guān)鍵。領(lǐng)導(dǎo)者以身作則是組織倫理建設(shè)的重要啟動因素，也是領(lǐng)導(dǎo)者發(fā)揮領(lǐng)導(dǎo)力的首要原則。

2. 管理啟示

第一，企業(yè)選聘員工應(yīng)注重對候選人社會責(zé)任心的考量。本文證實(shí)了社會責(zé)任心在組織內(nèi)部對組織員工的倫理行為所具有的直接效應(yīng)，即社會責(zé)任心會引發(fā)相對應(yīng)的社會責(zé)任行為。從企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展來看，要建立具有社會責(zé)任感的企業(yè)，必須在企業(yè)人員招聘時(shí)考察應(yīng)聘者的社會責(zé)任心。

第二，領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)以身作則，恪守規(guī)范，踐行倫理。本文的滴漏效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，組織內(nèi)的倫理行為從高層的領(lǐng)導(dǎo)者出發(fā)，逐層影響中層管理者與基層員工?？梢哉f，好的領(lǐng)導(dǎo)既能夠激發(fā)員工的善心善行，又能夠有效抑制員工的惡意惡行，從而促進(jìn)團(tuán)隊(duì)、組織建立更加健康有序的工作社會環(huán)境。

第三，領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)增強(qiáng)與員工交流，加強(qiáng)員工傳統(tǒng)性培養(yǎng)。領(lǐng)導(dǎo)的倫理行為對員工倫理產(chǎn)出的影響強(qiáng)度不是一個無條件過程，員工對自己直屬上級的權(quán)力距離感知和員工的傳統(tǒng)性都發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。在企業(yè)日常的工作環(huán)境中，高層領(lǐng)導(dǎo)不僅僅需要恪守自己的倫理行為準(zhǔn)則，也要注意多與員工交流，減少管理者和下屬的距離感，讓下屬了解領(lǐng)導(dǎo)的行事準(zhǔn)則，才能更好地起到榜樣作用。另一方面，企業(yè)在招聘或培訓(xùn)的過程中，也要著重于組織內(nèi)員工的傳統(tǒng)性，因?yàn)榫哂袀鹘y(tǒng)性的員工更傾向于模仿上級領(lǐng)導(dǎo)的榜樣行為。

3. 研究局限與展望

本文深入考察了高層、中層和員工三個層面社會責(zé)任心對倫理行為的水平影響，探討社會責(zé)任心和倫理行為在組織中的滴漏效應(yīng)，以及權(quán)力距離、傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)論對于加深人們關(guān)注社會責(zé)任對于組織內(nèi)員工的倫理行為及組織內(nèi)部各層級與員工的相互影響具有重要啟發(fā)價(jià)值。但是，本文也存在一些不足之處和需要未來研究繼續(xù)深化、充實(shí)、完善的地方：

第一，本文的取樣問題。本研究前后歷時(shí)9個月，共收集有效數(shù)據(jù)27套。雖然研究結(jié)果顯示，已經(jīng)具備統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但是仍可以從時(shí)間跨度、樣本數(shù)量、領(lǐng)導(dǎo)下屬匹配模式上進(jìn)行優(yōu)化。此外，樣本中個體所處行業(yè)的多樣性有所不足，樣本分布偏差可能對研究結(jié)論的普適性帶來影響。

第二，本文僅僅關(guān)注了社會責(zé)任心對員工倫理行為的直接效應(yīng)，忽略了這一水平關(guān)系中可能存在的其他影響因素，中介機(jī)制的探索有進(jìn)一步完善的空間。未來研究可以采集更大樣本，開展多重中介檢驗(yàn)，考察潛在中介變量。

第三，本文選取了本土化情景的權(quán)力距離和員工傳統(tǒng)性作為滴漏效應(yīng)在三個不同層級之間的調(diào)節(jié)變量，調(diào)節(jié)變量雖然具有一定的針對性，但從另一個角度來說，可能也影響了理論框架的整體適用性。

注釋：

① 趙興奎、張大均：《社會責(zé)任心研究述評》，《河北師范大學(xué)學(xué)報(bào)》（教育科學(xué)版）2006年第5期。

② M. Ford， K. Wentzeh， D. Wood， E. Stevens & G. A. Siesfeld， Processes Associated with Integrative Social Competence： Emotional and Contectual Influnces on Adolescent Social Responsibility， Journal of Adolescent Research， 1989， 4（4）， pp.405-425.

③ A. P. Neil， Manic Society： Toward the Depressive Position， Psychoanalytic Dialogues， 2005， 15（3）， pp.321-346.

④ M. OConnor， J. Cuevas， The Relationship of Childrens Prosocial Behavior to Social Responsibility， Prosocial Reasoning， and Personality， Journal of Genetic Psychology， 1982， 140（1）， pp.33-45.

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⑧ S. Aryee， Z. Chen， L. Sun， Y. Debrah， Antecedents and Outcomes of Abusive Supervision： Test of a Trickle-down Model， The Journal of Applied Psychology， 2007， 92（1）， pp.191-201.

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⑩ D. Mayer， M. Kuenzi， R. Greenbaum， M. Bardes， R. Salvador， How does Ethical Leadership Flow？ Test of a Trickle-down Model， Organizational Behavior and Human Decision Processes， 2009， 108（1）， pp.1-13.

{11} S. Bochner， B. Hesketh， Power Distance， Individualism/Collectivism， and Job-related Attitudes in a Culturally Diverse Work Group， Journal of Cross-Cultural Psychology， 1994， 25（2）， pp.233-257.

{12}{14} 張燕、懷明云：《威權(quán)式領(lǐng)導(dǎo)行為對下屬組織公民行為的影響研究——下屬權(quán)力距離的調(diào)節(jié)作用》，《管理評論》2012年第11期。

{13} 楊國樞、黃光國、楊中芳主編：《華人本土心理學(xué)》（下冊），重慶大學(xué)出版社2008版，第55—60頁。

{15} 汪林、儲小平、倪婧：《領(lǐng)導(dǎo)—部屬交換、內(nèi)部人身份認(rèn)知與組織公民行為——基于本土家族企業(yè)視角的經(jīng)驗(yàn)研究》，《管理世界》2009年第1期。

{16} 吳隆增、劉軍、劉剛：《辱虐管理與員工表現(xiàn)：傳統(tǒng)性與信任的作用》，《心理學(xué)報(bào)》2009年第6期。

{17} L. Berkowitz， Responsibility， Reciprocity， and Social Distance in Help-giving： An Experimental Investigation of English Social Class Differences， Journal of Experimental Social Psychology， 1968， 4（1）， pp.46-63.

{18} 付維會：《中國企業(yè)員工倫理行為量表的建構(gòu)》，《軟科學(xué)》2013年第4期。

{19} P. Dorfman， J. Howell， Dimension of National Culture and Effective Leadership Patterns： Hofstede Revisited， Advances in International Comparative Management： a Research Annual， 1988， 3， pp.127-150.

{20} J. Farh， P. Earley， S. Lin， Impetus for Action： a Cultural Analysis of Justice and Organizational Citizenship Behavior in Chinese Society， Administrative Science Quraterly， 1997， 42（3）， pp.421-444.

作者簡介：李錫元，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，湖北武漢，430072;徐鑌，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士研究生，湖北武漢，430072;龔湛雪，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士研究生，湖北武漢，430072。

（責(zé)任編輯? 陳孝兵）