企业社会责任、感知利益与员工绿色行为*

□ 刘宗华 毛天平

近年来，环境问题已成为人们关注的热点。企业管理者也认识到环境问题是制约企业绿色绩效提升的重要因素。企业社会责任作为解决环境和社会问题的重要手段之一，受到了政府、业界和学界的普遍重视。其中，员工绿色行为是减少企业经营活动对自然环境的负面影响、提升企业竞争优势的关键因素。目前，越来越多的学者从企业社会责任的视角探讨员工绿色行为的形成机制。

员工作为组织的重要利益相关者，[1-2]是企业实现绿色管理的关键。近年来，大量研究发现企业社会责任在塑造员工绿色行为方面扮演了重要角色。例如，苏（Su）等的实证研究发现，企业社会责任对员工绿色行为有直接的正向影响关系。[3]尽管已有研究取得了一系列有价值的研究成果，但是微观层面的企业社会责任研究仍然存在以下不足：第一，以往文献侧重于考察整体企业社会责任对员工绿色行为的影响，却忽视了不同维度企业社会责任对员工绿色行为的影响；
第二，以往文献主要聚焦企业社会责任对员工绿色行为的直接影响，缺乏对其内部作用机制及边界条件的研究。[4]

针对以上研究不足，本研究将从以下三方面展开讨论：①探讨企业社会责任对员工绿色行为的影响。本研究拟采用多个行业的员工样本，检验企业社会责任与员工绿色行为之间的关系。②探讨感知利益在企业社会责任与员工绿色行为间的中介效应。企业社会责任的作用机制一直是学术界关注的重点议题，一些学者呼吁从感知利益的角度探究企业社会责任的作用机制。[5]已有研究发现，感知利益在企业社会责任与居民支持公司发展之间起中介作用。[6]鉴于此，本研究引入感知利益这一变量探讨企业社会责任对员工绿色行为的作用机制。③探讨企业社会责任对员工绿色行为影响的边界条件。环保领导是激励员工并推进组织采取环保行为的领导方式。[7]由于环保领导具备促进企业内部和外部利益相关者实现环境可持续目标的能力，这将增加员工对企业社会责任倡议的认可和重视，进而增强员工从事绿色活动的信心和动力。由此，本研究拟探讨环保领导在企业社会责任对员工绿色行为影响中的权变效应。

基于资源保存理论，本研究构建了企业社会责任对员工绿色行为的作用机制模型，从微观层面出发，探讨企业社会责任对员工绿色行为的影响，并深入研究感知利益在其中的作用机制，以及企业社会责任发生作用的重要边界条件。通过以上研究，以期充实微观企业社会责任的实证研究成果，丰富企业社会责任与员工绿色行为的中介机制研究，并为企业有效开展环境管理提供理论依据。

（一）企业社会责任与绿色行为

企业社会责任是指公司战略和运营实践对其所有关键利益相关者的利益和自然环境的影响。[8]企业社会责任包括外部企业社会责任和内部企业社会责任两个维度。[9-10]外部企业社会责任是指企业自愿承担对当地社区、自然环境和消费者的责任。[11]社区责任包括人道主义支持、慈善捐赠、社区发展投资以及与非政府组织合作。自然环境责任包括环保投资、污染预防、生态倡议以及可持续发展实践。消费者责任是指企业对接受其服务或消费其产品的消费者的责任，包括产品安全倡议、客户关怀计划等。[9]内部企业社会责任是指企业关注内部劳动力的管理实践，包括员工培训、继续教育计划、安全工作环境、多样性政策、日托计划等。[12]内外部企业社会责任是基于企业行为是否有利于内部员工或他人而加以划分的，本研究主要关注内外部企业社会责任的影响效应、影响过程以及影响路径的差异。[9]

员工绿色行为是指员工实施的一系列旨在减少对环境造成负面影响，有助于环境改善的行为，[13]具体表现为：废品回收利用、合理使用资源、参与环境倡议等。员工绿色行为包括角色内绿色行为和角色外绿色行为。[14-15]角色内绿色行为是指企业要求员工以更加环保的方式完成职责内的相关工作的行为，如根据政府法规和组织政策处理有害物质。角色外绿色行为是指超出工作要求、有利于提高组织环境绩效的员工自发行为。研究发现，绿色人力资源管理、企业社会责任、绿色变革型领导[16]等是员工绿色行为的重要预测因素。

资源保存理论是解释企业社会责任与员工行为之间关系的重要理论基础之一。资源保存理论认为，个体都有努力获取、保持和发展那些有价值的资源的动机，个体为了获得和扩张资源，会将现有的资源投入到产出比较大的活动中，从而实现资源增值螺旋。[17]企业社会责任是企业致力于改善社会福祉和利益相关者的关系而进行的投资，员工可以从中获取珍贵的资源，[18]并将其投入绿色行为之中。具体来说，企业积极履行内部企业社会责任，如开展职业培训、创造安全的工作环境、提供交通福利、实行带薪休假、实施工作—生活平衡政策、提供物质和精神奖励等。员工就能够从中获得条件性资源、物质性资源和能量性资源。资源保存理论认为，拥有充足资源的员工会努力培育资源增值螺旋。[17]具有高内部企业社会责任感的员工为了增加资源存量，更倾向于参与到高资源回报的角色行为中。[19]员工绿色行为一旦为企业带来竞争优势，就可以获得额外的资源，如领导支持、信任、表扬等。此外，企业积极承担外部社会责任有助于提升企业的社会形象和声誉，获得外部利益相关者的青睐、尊重和赞誉，[20]企业履行外部企业社会责任的溢出效应增加了员工的心理资源（如自豪感，身份等），员工作为企业一分子，倾向通过贡献更多的绿色行为为组织创造价值。已有研究发现，企业社会责任对绿色行为有显著正向影响。基于上述讨论，提出以下假设：

H1a：外部企业社会责任对员工绿色行为有正向影响。

H1b：内部企业社会责任对员工绿色行为有正向影响。

（二）感知利益的中介作用

感知利益是指员工对组织的政策、措施、行动等所带来的利益的感知。感知利益是一个多维度概念。[21]许多学者根据研究需要选取不同的维度对感知利益进行测量。例如，在过去以产品为导向的研究中，学者多使用学习利益和享乐利益来测量感知利益。李（Lee）等[22]使用自我满足、消费者感知效力研究消费者感知利益。谢礼珊等[21]提出了一个四维感知利益模型，包括学习利益、社区利益、自尊利益和享乐利益。本研究聚焦于员工在组织中感知到的利益，选取学习利益和自尊利益两个维度来测量员工的感知利益。借鉴已有的研究成果，本研究认为学习利益是指企业履行社会责任时组织成员所获得的相关信息和知识；
自尊利益是指组织成员通过分享企业社会责任知识、经验，提升其在组织中的声望和地位。

资源保存理论为解释企业社会责任对员工绿色行为的影响机制提供了一个有用的理论框架。资源保存理论认为，拥有较多初始资源的个体有更多的机会来培育资源增值螺旋。基于资源保存理论，本研究认为企业社会责任能够促进员工的学习利益和自尊利益。首先，内部企业社会责任实践（如轮岗培训、继续教育、安全教育等）能够增加员工的企业社会责任知识、能力和实践技能等，进而提升员工的学习利益。其他内部企业社会责任实践，如劳动保护、职业培训、带薪休假、体检、非歧视性政策等是典型的组织资源，这些资源使员工获得更多的自尊利益（如尊严、地位等）。其次，当企业履行外部社会责任时，消费者为企业提供产品偏好和市场潜在需求方面的建议，[23]环保组织和非政府组织向企业提供社会和环境方面的信息，[24]这会促使员工不断地学习新知识、新方法、新技能等。此外，企业履行外部社会责任（如捐赠、社区发展行动）能够提升公司的声誉，[25]员工由此感到自豪，进而表现出较高的自我价值感和自尊。尤其当公司履行社会责任而受到外部利益相关者的尊重时，员工的自尊利益会得到极大满足。[26]

根据资源保存理论的观点，拥有较多资源（如学习利益、自尊利益）的员工倾向于表现出更多的绿色行为。具有高学习利益的员工熟悉相关法规、企业制度，了解企业社会责任方案，掌握了企业社会责任知识、环保知识与技能等，便会产生较高的责任意识与环保意识，进而积极主动实施绿色行为。当员工绿色行为给企业、领导和团队带来利益时，员工会得到更多的资源（如培训机会、晋升机会等），这又会进一步增加员工的学习利益。以往研究表明，学习利益对组织公民行为有显著正向预测力。同样地，高自尊利益的员工为了维护或构建资源（如地位、信任、荣誉等），会主动参与组织的绿色活动，而展现更多绿色行为的员工会获得额外的资源，如领导的认可、表扬、绿色奖励等，进而增加员工的自尊利益。谢礼珊等研究发现自尊利益对组织公民行为有显著正向影响。基于上述讨论，提出以下假设：

假设2-1a：学习利益中介外部企业社会责任对员工绿色行为的影响。

假设2-1b：学习利益中介内部企业社会责任对员工绿色行为的影响。

假设2-2a：自尊利益中介外部企业社会责任对员工绿色行为的影响。

假设2-2b：自尊利益中介内部企业社会责任对员工绿色行为的影响。

（三）环保领导的调节作用

环保领导是影响个人和动员组织实现企业长期可持续性发展的主要动力。[27]环保领导具有整合相互矛盾的观点和处理复杂性环境问题的能力，理解并满足不同利益相关者的期望，[28]因此，环保领导在企业环境管理中发挥着关键作用。环保领导作为组织资源、信息以及变革活动分配等组织环境条件的掌控者，[29]通过对企业社会责任战略、倡议和行动的再定义来影响成员对企业社会责任的感知和理解，为员工实施绿色行为提供安全的工作环境。出于环保领导的环保理念、环境价值观与企业的环保理念、环境价值观的一致性，员工相信环保领导会支持企业社会责任行动，员工会更愿意实施绿色行为。环保领导通过树立亲环境价值观的榜样，有利于提高员工对企业的积极评价，接受企业生态倡议目标，并促进员工实施亲环境行为。由此，本研究认为，环保领导是员工绿色行为产生的一个重要边界条件。

根据资源保存理论，企业社会责任会促使员工实施绿色行为，但是由于绿色行为（如以更环保的方式完成工作任务）可能影响工作进程或具有一定的风险，只有在得到环保领导的大力支持下，员工才会更放心地实施绿色行为。在企业社会责任价值观体系中，环保领导代表并践行企业社会责任价值观和环保价值观，[30]因此，在高水平环保领导的条件下，员工对企业社会责任的理解更加透彻，员工更倾向相信领导会认可、支持自己的想法和行为，从而更积极地实施绿色行为。此外，尽管企业社会责任战略作为企业的行动指南，向员工展示了企业的可持续发展理念以及实现可持续发展理念的途径，但环保领导通过分享亲环境价值观，激励和认可员工的亲环境理念，[31]便能够进一步激发员工的绿色行为。此时，企业社会责任对员工绿色行为的促进作用会得到增强。反之，在低环保领导的条件下，员工感知不到来自领导的支持和认同，便会消极地理解企业社会责任倡议，员工实施绿色行为的积极性和动力就会大大降低。此时，企业社会责任对员工绿色行为的促进作用就会减弱。基于上述讨论，提出以下假设：

假设3a：环保领导调节外部企业社会责任对员工绿色行为的影响。

假设3b：环保领导调节内部企业社会责任对员工绿色行为的影响。

基于以上的理论分析，本研究构建的研究模型如图1所示。

图1 研究模型

（一）数据收集

制造企业、建筑企业等行业的环境压力较大，其环境行为受到利益相关者的高度关注。本研究选取江西、湖南、广东和上海4 省（市）的水泥制造企业、机车制造企业、医药制造企业和建筑企业为研究对象，包括一家国有企业、一家外资企业、两家民营企业。采用现场调查和委托调查两种形式收集数据。为了避免同源方差，本研究采用两个时间点为主收集数据。在时间点1（2019年4月—5月）向389 名员工发放问卷，员工填答年龄、性别、学历、工作年限等个人基本信息，以及企业社会责任、环保领导问卷，实际回收357 份问卷，有效问卷321 份。在一个月后的时间点2（2019年7—8月）再向321 名员工发放了感知利益和绿色行为问卷，实际收回304 份问卷，剔除无效问卷后最终满足条件的样本数为277 份，回收问卷有效率91.1%。在回收的员工问卷中，男性185人，占66.8%，女性92人，占33.2%。年龄方面，最小20 岁，最大47 岁，平均年龄30.6 岁。学历方面，专科以下64 人，占23.1%，专科88 人，占31.8%，本科105 人，占37.9%，硕士及以上20 人，占7.2%。工作年限方面，最短1年，最长28年，平均7.6年。工作岗位方面，生产105 人，占37.9%，销售56 人，占20.2%，行政52 人，占18.8%，研发16 人，占5.8%，其他58 人，占17.3%。

（二）测量工具

本研究采用前期研究的成熟量表，所有题项均采用五级量表，1 表示非常不符合，5 表示非常符合。

企业社会责任：鉴于员工感知的企业社会责任对员工的影响更为显著，遵循以往研究的普遍做法，本研究也测量员工感知的企业社会责任。采用法鲁克（Farooq）等修订感知的企业社会责任量表。该量表包括感知的外部企业社会责任和感知的内部企业社会责任两个维度。感知的外部企业社会责任量表包括自然环境责任、利益相关者责任和社区责任3 个维度，共10 个条目，其中自然环境责任包括4 个条目，利益相关者责任包括3 个条目，社区责任包括3 个条目。在本研究中感知的外部企业社会责任量表的内部一致性系数为0.915。感知的内部企业社会责任主要针对企业内部员工的责任，该量表包括6 个条目。在本研究中，感知的内部企业社会责任的内部一致性系数为0.918。

感知利益：采用谢礼珊等开发的感知利益量表。本研究关注的是员工对企业履行社会责任的感知，因此根据情境对感知利益量表进行适当的语义修改。学习利益量表包括4 个条目，如“企业社会责任活动提升了员工企业社会责任方面的知识”。在本研究中学习利益的内部一致性系数为0.905。自尊利益量表包括4 个条目，如“参与企业社会责任活动提高了员工在组织中的地位”。在本研究中自尊利益的内部一致性系数为0.931。

环保领导：采用陈（Chen）开发的环保领导量表。环保领导量表包括4 个条目，如“我的领导承担环境教育责任，旨在让员工参与到企业环境管理行为中”。在本研究中，环保领导的内部一致性系数为0.914。

绿色行为：采用毕盛（Bissing）等开发的量表。该量表被迪蒙泰（Dumont）等所采用，具有良好的信度。绿色行为量表包括6 个条目，如“我在工作中主动采取环保措施”“我采用环保的方式完成分配的工作任务”。在本研究中绿色行为的内部一致性系数为0.906。

控制变量：根据以往的研究，本研究将员工的性别、年龄、教育背景、工作年限作为控制变量。

（一）共同方法偏差检验与验证性因素因子分析

本研究根据哈曼（Harman）单因素检验法将外部企业社会责任、内部企业社会责任、环保领导、学习利益、自尊利益、绿色行为的测量题项纳入探索性因子分析。结果显示，第一个主成分所解释的方差变异量为35.5%，没有超过总方差变异解释量的一半，这表明样本数据的同源方法偏差对本研究的影响程度较小。另外，采用AMOS22.0 进行验证性因子分析。结果如表1所示，六因子模型整体适配情形良好（χ2/df=2.204，IFI=0.918，TLI=0.909，CFI=0.917，RMSEA=0.066）。本研究还构建了五因子、四因子、三因子、二因子和单因子这5 个竞争模型，结果发现它们的拟合效果均差于六因子模型，表明本研究的6 个概念之间具有良好的区分性（见表1）。

表1 验证性因子分析结果

（二）描述统计与相关分析

各变量的均值、标准差及相关性分析如表2所示。外部企业社会责任与员工绿色行为（r=0.340，p＜0.01）显著相关，内部企业社会责任与员工绿色行为（r=0.523，p＜0.01）显著相关（见表2）。

表2 研究变量的描述统计和相关分析

（三）假设检验

主效应检验。本研究采用SPSS 22.0 对数据进行阶层回归分析。由表3可知，控制了性别、年龄、学历及工作年限，外部企业社会责任（β=0.140，p＜0.01）、内部企业社会责任（β=0.492，p＜0.001）对员工绿色行为有显著正向影响（模型6）。由此，假设H1a 和H1b 得到支持。

表3 回归分析结果

中介效应检验。本研究参考巴伦（Baron）等的研究方法，[33]采用层级回归的方法检验感知利益的中介效应。首先，检验学习利益的中介效应。由表3中模型7 和模型8 可知，模型7 是在模型5 的基础上加入中介变量学习利益，其与绿色行为（β=0.489，p＜0.001）呈显著正相关关系；
模型8 在模型6 的基础上加入中介变量学习利益后，自变量外部企业社会责任对绿色行为（β=0.029，p＞0.05）的正向影响不显著、内部企业社会责任（β=0.386，p＜0.001）对绿色行为的正向影响显著（模型8），而中介变量学习利益对绿色行为（β=0.442，p＜0.001）正向影响仍然显著。这表明学习利益在内部企业社会责任与员工绿色行为间起着部分中介作用，在外部企业社会责任与员工绿色行为间起着完全中介作用。由此，假设H2-1a 和H2-2a 得到支持。然后，采用同样的方法检验自尊利益的中介效应。由表3中模型7 和模型9 可知，模型7 是在模型5 的基础上加入中介变量自尊利益，其与绿色行为（β=0.186，p＜0.001）呈显著正相关关系；
模型9 在模型6 的基础上加入中介变量自尊利益后，自变量外部企业社会责任对绿色行为（β=0.122，p＜0.05）的正向影响显著，内部企业社会责任（β=0.463，p＜0.001）对绿色行为的正向影响显著（模型9），而中介变量自尊对绿色行为（β=0.124，p＜0.05）正向影响仍然显著。这表明自尊利益在内外部企业社会责任与员工绿色行为间起着部分中介作用。由此，假设H2-2a和H2-2b 得到支持。进一步采用普瑞彻（Preacher）等推荐的Puruiche 程序来检验中介效应。[34]将Bootstrap 随机抽样设定5 000次，结果显示外部企业社会责任通过学习利益、自尊利益的间接效应值分别为0.240、0.049，95%的置信区间分别为[0.170，0.326][0.019，0.094]，均不包括0。内部企业社会责任通过学习利益、自尊利益的间接效应值分别为0.225、0.035，95%的置信区间分别为[0.166，0.299]、[0.001，0.074]，均不包括0。综上，H2-1a、H2-1b、H2-2a 和H2-2b 均得到了支持。

调节作用检验。在环保领导调节效应检验时对变量进行了中心化处理，进而得到交互项，回归结果如表3所示。表3的模型11 显示，环保领导与外部企业社会责任的交互项对员工绿色行为的影响不显著（β=0.019，p＞0.05），由此，假设H3a 未得到支持。环保领导与内部企业社会责任的交互项对员工绿色行为有显著影响（β=0.109，p＜0.05）（模型11）。由此，假设H3b 得到支持。由图2可知，环保领导水平越高，内部企业社会责任对员工绿色行为的影响就越强。环保领导水平越低，内部企业社会责任对员工绿色行为的影响较弱，假设H3b 得到支持。

图2 环保领导的调节效应

本研究检验了企业社会责任对员工绿色行为的作用机制，研究结果发现，内外部企业社会责任均对员工绿色行为有正向影响，学习利益在内部企业社会责任与员工绿色行为间起着部分中介作用，在外部企业社会责任与员工绿色行为间起着完全中介作用。自尊利益在内外部企业社会责任与员工绿色行为间起着部分中介作用。环保领导调节了内部企业社会责任与员工绿色行为之间的关系。环保领导水平越高，内部企业社会责任对员工绿色行为的正向影响越强。

（一）理论意义

首先，本研究丰富了企业社会责任对员工绿色行为的实证研究。研究发现，内外部企业社会责任对员工绿色行为均有显著正向影响，与以往的研究结论一致，即企业社会责任对员工绿色行为产出具有正向预测力。本研究从资源保存理论的角度探讨了企业社会责任对员工绿色行为的影响，不仅回应了学者们提出的从新的理论视角探索微观企业社会责任对新的研究变量（如绿色行为）的影响效应的建议，[35]并为今后探究企业社会责任对其他变量（如绿色创造力）提供了新的研究思路。此外，本研究还回应了杜蒙特（Dumont）等对员工绿色行为前因研究的呼吁。研究结论显示，内外部企业社会责任是激发员工绿色行为的重要驱动力，这对企业管理者制定环境管理政策具有重要理论指导作用。

其次，本研究从微观视角探讨了企业社会责任对员工绿色行为的作用机制。基于资源保存理论，以不同行业的员工为研究对象，构建企业社会责任对员工绿色行为作用的机制模型，结果显示，内外部企业社会责任对绿色行为的影响机制既有相同之处又存在差异。相同之处在于内外部企业社会责任均通过学习利益、自尊利益间接影响员工绿色行为，不同之处在于学习利益在外部企业社会责任与绿色行为间起着完全中介作用。本研究一方面深化了微观企业社会责任影响员工行为的相关研究，该结论验证了法鲁克（Farooq）等的观点，即企业社会责任对员工行为的影响路径存在差异，从而打开了内外部企业社会责任对员工行为作用机制黑箱，不仅回应了国内学者提出的对企业社会责任作用机制探讨的呼吁，[36]同时，也回应了国外学者对于从不同理论或视角深入探究员工绿色行为发生机制的呼吁。此外，以往研究主要从组织认同这一视角来探讨企业社会责任的影响机制，本研究响应了杜（Du）等的倡议，从感知利益的角度探讨了企业社会责任如何通过学习利益和自尊利益对员工行为构成影响，这为未来探讨微观企业社会责任的作用机制提供了新的视角。

最后，本研究揭示了企业社会责任对员工绿色行为影响的边界条件。以往研究忽视了企业社会责任影响的边界条件[35]，直到最近许多学者呼吁未来的研究应更多关注企业社会责任对员工产出影响的边界条件。本研究发现，在高环保领导的条件下，内部企业社会责任对员工绿色行为的作用更强。此外，本研究发现，环保领导对外部企业社会责任—员工绿色行为之间关系的调节作用不显著。其原因是：企业外部责任行为体现了企业对政府、消费者、社区、环境的责任承诺，这有利于提升企业的声誉和员工的自豪感，对于社会责任感高的员工而言，无论其是否得到环保领导的指示、安排，都会认真践行企业社会责任，始终将绿色行为（如按要求处理废弃物、防止污染、重复利用资源、传播可持续发展理念等）视为自己的应尽之责。本研究通过揭示企业社会责任影响的边界条件，加深了对企业社会责任发挥作用的理解，丰富了企业社会责任的权变作用机理研究。

（二）管理启示

本研究结论对于企业有效开展绿色管理具有一定的启示。首先，要制定和实施企业社会责任倡议。企业要自觉遵守法律规范，依法经营，满足外部利益相关者的诉求（如高质量的产品和服务），引导员工积极参与社会公益事业。同时，企业要关心和尊重内部利益相关者——员工，应切实满足员工的基本需求，要充分尊重员工的权利和利益诉求，如机会平等、同工同酬、工作安全、尊重与信任等，加强对员工的培训与教育，创造条件让员工参与环境管理和环保活动。再次，要提升员工的感知利益。研究结果表明，内外企业社会责任都能有效地增强员工的感知利益。一方面，企业积极履行内部社会责任时，通过企业社会责任培训，提升员工的企业社会责任知识和履行企业社会责任的能力和技能。另一方面，企业履行外部社会责任时，要积极引导和支持员工参与企业社会责任行动（如参与社区活动、企业捐赠等），以此增加员工的自豪感和自尊。最后，要选拔和培养环保领导。尽管具有较高环保理念、价值观的员工能够主动地实施绿色行为，但在环保领导的支持和督促下，员工必然表现出更多的组织期望行为。因此，企业在选拔和培养领导时，应重点考察其环保方面的法规知识、环保意识等。加强对领导的培训，使其熟悉国家法律，了解企业社会责任战略。同时，企业也应将环保指标纳入领导的绩效考核体系，以增强其环境管理水平。

（三）研究不足与展望

本研究虽然得到了一些有意义的结论，但限于主观因素，仍存在一些局限。第一，本研究基于员工视角仅仅考察了内外部企业社会责任对员工绿色行为的影响，未来研究可以考察其与绿色拥护行为[37]、绿色创新行为[38]等变量之间的关系，进一步丰富企业社会责任的结果变量。第二，本研究只考察了学习利益、自尊利益在企业社会责任和员工绿色行为间的中介作用。由于感知利益是一个多维结构，除了学习利益和自尊利益，还包括享乐利益、社交利益等，因此未来研究可以探讨感知利益其他维度的中介效应。第三，本研究考察了环保领导的作用，但是道德型领导有强烈的人本意识、社会意识和责任意识，强调工作的重要性和使命感，在其影响下，员工会更强烈地认识到自身所从事的工作对社会的贡献。[39]因此，未来研究可以考察道德型领导以及其他领导行为的调节效应。