綠色服務型領導與員工自愿綠色行為的關系研究
——基于認知機制與情感邊界

蔡雙立,Muhammad Farhan Mughal,馬洪梅,2

（1.天津財經大學 商學院,天津 300222；2.衡水學院 經濟與管理學院，河北 衡水 053000）

一、引 言

在“雙碳”目標和“兩山”理念指引下，各界越來越關注經濟績效和環境可持續發展之間的關系，認為企業在追求經濟績效的同時，也需要兼顧提升環境績效的重任，采取積極的環境管理政策，謀求可持續發展［1］。而在現實管理中，企業環境績效的提升不僅依賴企業在環境管理領域擁有的能力和經驗，依賴員工積極配合與參與，更依賴員工自愿綠色行為（EVGB）［2］。 員工自愿綠色行為是員工綠色行為的一部分，是提高組織整體效率的決定性因素之一［3］。 但一個組織很難強制要求員工對其提供自愿服務，也不可能通過官僚機制獲得員工對環境的真正承諾，更不可能通過經濟手段推動員工自發自愿從事綠色環保行為。 實現員工自愿綠色行為需要將管理轉化為具體的綠色工作實踐［4］，這對企業領導力和領導風格提出了更高的要求。學者們對確定員工自愿綠色行為的領導風格、背后機制和預測因素也越來越感興趣［4-7］。

在過去十年中，學術界對領導力研究轉向領導風格研究，并引入各種領導風格的自愿綠色構念［8］。相較于將員工作為實現績效工具的變革型領導，服務型領導風格更注重員工需求和愿望，注重領導與員工間的平等交流，更強調高度的人文關懷和道德標準［9］。綠色服務型領導通過榜樣的力量，通過直接或替代強化員工綠色行為的動機，能更有效地激勵員工做出更多自愿行為和額外努力［10］。這也是領導力學者熱衷于探索服務型領導塑造員工自愿行為的潛在機制和影響因素的研究初衷。

以綠色或環保為主的服務型領導在塑造員工綠色行為方面扮演著重要角色［11］。為此，學者們不僅積極探索了服務型領導對員工綠色行為的積極影響，也在中介變量和調節變量的研究中做了大量的嘗試，如：員工環境參與［12］、和諧式環保激情［13,14］、綠色內在動機［15］、員工環保投入和角色投入［16］、環保創新氛圍感知［17］、綠色工藝和綠色氣候［12］等的中介作用，綠色行為的組織支持［12］、個人—群體契合度［12］、綠色自我效能感［15］的調節作用等?，F有研究對綠色領導力和員工綠色行為的關系進行了有益探索，但存在如下局限性：第一，現有研究多關注領導力對員工綠色行為的影響，但在個體更微觀層面，員工自愿綠色行為的影響因素和影響機制方面的研究卻較少；第二，員工自愿綠色行為的動機具有無形性、不可分割性、異質性等特點，很難精確測量和監控，必須對其前因變量、影響路徑和調節作用進行深度研究，才能解開員工自愿綠色行為的理論黑匣子；第三，以往的社會學習理論更強調領導者對下屬的榜樣力量，但榜樣作用并不是社會學習理論的全部內涵，觀察學習和自我調節學習共同引發了人的行為［18］。鑒于此，本文基于社會學習理論，對中國的三星級酒店這一類典型服務業企業進行了問卷調查，運用偏最小二乘結構方程模型（PLS-SEM）研究了綠色服務型領導對員工自愿綠色行為的影響，以及綠色自我效能感和綠色工作投入的中介機制及和諧式環保激情的調節作用，為酒店業或其他服務業提高員工自愿綠色行為提供理論支撐和實踐參考。

二、理論基礎與研究假設

班杜拉的社會學習理論認為，個人行為是個人與外界情境之間交互作用的結果，它強調觀察學習或模仿學習對個人行為的影響。依據此理論，綠色服務型領導的可持續發展理念和行為強調領導者的率先垂范對下屬員工行為的影響，探索追隨者如何通過觀察和模仿影響其對環境責任的認知、態度和行動，分析如何通過改變認知過程影響個體行為［19］。本研究把積極情感認知狀態的綠色工作投入和心理認知狀態的綠色自我效能感作為綠色服務型領導與個人行為的中介變量，將和諧式環保激情作為調節變量，為揭示領導風格與員工行為間的認知機制和調節條件進行理論探索和現實對話。依據問題導向的研究范式，本研究的對問題涉及的變量討論如下。

（一）綠色服務型領導與員工自愿綠色行為

員工綠色行為是有利于環境可持續發展的積極行為。根據綠色行為與工作相關的程度，可以將員工綠色行為分為任務情境內行為和任務情境外行為，根據綠色行為的自愿性與非自愿性將員工綠色行為分為自愿綠色行為［20］和員工非自愿綠色行為［21］。無論是任務情境內還是任務情境外，是受正式制度約束，還是自愿超出組織預期的員工綠色行為，只要是有利于組織綠色目標實現，有助于組織環境可持續性，且又不受任何正式環境管理政策或體系控制的自由裁量的員工行為，都在員工自愿綠色行為研究范圍內，所涉及的內容不僅包括員工的認知、態度和醒悟，還包括“一系列廣泛的環境責任活動，如更多地了解環境、開發和應用減少公司對環境影響的想法、開發綠色工藝和產品、回收和再利用、以及質疑損害環境的做法” 等［22］。

綠色服務型領導者認為，為他人服務是他們的主要責任。 作為組織重要的發展理念，綠色可持續發展不僅是服務型領導服務的重要內容，也是他們遵從的理念，這種理念和行為會極大地激活員工自愿綠色行為［15］。 首先，綠色服務型領導在激勵下屬參與環?；顒臃矫嫫饛娀饔?。 員工自愿綠色行為有利于組織的可持續發展，綠色服務型領導基于自利目的放棄商業利益，授權下屬重視環境保護［8］，并對員工自愿綠色行為持認可和贊賞的態度。 此態度和行為直接或替代性的強化了員工自愿綠色行為的動機。其次，根據社會學習理論，下屬可能會模仿上司的行為［23］，綠色服務型領導的榜樣力量促進了員工自愿綠色行為。綠色服務型領導者為其追隨者提供參與綠色志愿活動所需的概念技能、知識和能力，并通過自身對環境負責任的行為，引領追隨者保護自然環境、推動綠色低碳發展，而員工通過不斷的觀察學習領導的榜樣行為，通過自我調節學習，逐步改進自身的綠色行為。 對于綠色服務型領導來說，為培育員工的綠色自愿行為，他們會通過向員工灌輸以環境為先的環境意識培育員工的綠色價值觀，通過鼓勵、支持等方式正向強化員工自愿綠色行為意識，通過率先垂范影響員工綠色價值取向，提高員工綠色自愿行為的自覺性。 根據以上論述，本文提出以下假設：

假設1：綠色服務型領導對員工自愿綠色行為有正向影響。

（二）綠色自我效能感的中介作用

綠色自我效能感是在自我效能感概念的基礎上融入綠色環境因素提出來的一個概念［24］。 作為一個心理認知因素，具體指參與完成環境相關任務能力的信心［15］。 根據社會學習理論，下屬員工會通過觀察，學習和模仿領導的行為，從而改變自我行為。 員工自我效能感作為模仿和學習過程中一個關鍵的中間狀態［25,26］，在情境因素與員工行為之間起中介作用［26,27］。

從綠色服務型領導對員工自愿綠色行為影響方面分析，綠色服務型領導可以通過親歷的掌握性經驗、替代性經驗（觀察學習）、言語說服、生理狀況或情緒喚起四個方面提高員工的綠色自我效能感水平。 首先，綠色服務型領導通過增強員工親歷地掌握性經驗提高自我效能感。 綠色服務型領導會通過授權、培養才能、幫助下屬識別和解決工作中的綠色挑戰來協助下屬完成綠色職責；通過幫助和鼓勵下屬提高他們的概念能力，加深他們對如何以環境友好的方式履行職責的理解，提高他們在環境相關職責方面的專業程度，增強員工的親歷掌握性經驗。 其次，綠色服務型領導通過榜樣示范作用提供的替代體驗提高員工的綠色自我效能感。 綠色服務型領導通過他們以身作則的榜樣示范力量引導員工增強綠色環保信念，通過下屬的模仿等行為提高其替代體驗。 再次，綠色服務型領導通過言語說服提高員工綠色自我效能感。綠色服務型領導者通過口頭表揚和對員工技能表現出信心等方式，不斷地激勵追隨者，幫助員工克服自我懷疑，提高員工自我調節學習能力，增強其對自己以及組織的信心。最后，綠色服務型領導通過情緒喚起提高員工的綠色自我效能感。綠色服務型領導者會與員工建立一對一的持久關系，以真正理解和幫助他們為己任［15］，通過管理下屬的情緒，減少壓力，營造安全的心理環境和工作環境，堅定員工成功信念。

綠色自我效能感是一種自我認知機制，是自我學習能力出現的必要條件，對員工自愿綠色行為有積極的影響。首先，基于社會學習理論，綠色自我效能感是預測員工行為的重要因素［28］。作為環保領域內的自我效能感，個人對自己執行環境行為能力的信念是參與該行為的關鍵決定因素。如果個體意識到自己擁有成功完成綠色行為任務所需的技能和資源，他們就會積極參與綠色自愿行為。 其次，綠色自我效能感可以激勵員工克服他們面臨的障礙，提高員工綠色自我學習能力，幫助完成環境任務。 綠色自我效能感高的個體擁有克服困難的膽識，他會讓員工采取積極主動的綠色行為，自愿承擔與工作場所環境相關的責任和義務。綠色自我效能感正向影響員工自愿綠色行為，綠色自我效能感較高的員工積極參與企業綠色行為，提高環境績效［29］。 基于此，本研究認為綠色服務型領導可以通過提高員工的綠色自我效能感，激勵員工表現出綠色自愿行為。 根據以上論述，本文提出以下假設：

假設2：綠色自我效能感在綠色服務型領導與員工自愿綠色行為之間起中介作用。

（三）綠色工作投入的中介作用

綠色工作投入作為一種情感認知狀態，是指員工對環境和綠色任務付出努力并全身心投入的意愿，以及他們對這些任務的熱情、自豪感和靈感的體驗［30］，包含了員工致力于促進生態福祉和促進工作場所環境責任實踐任務的奉獻、活力和專注的水平［31］。 社會學習理論表明，綠色工作投入可以通過觀察學習來培養和傳播。當員工觀察到他們的領導致力于可持續發展行為時，他們更有可能通過自我調節學習，參與到綠色活動中來。

本研究認為綠色工作投入在服務型領導與員工綠色自愿行為之間發揮中介作用。首先，綠色服務型領導能促進員工的綠色工作投入［32］。領導認同一直被認為是激發下屬工作投入的最重要因素之一。作為員工的外部驅動力，綠色服務型領導通過創造一個支持、包容的工作環境［33］，為員工創造了綠色健康成長條件。當員工感知到他們的領導和組織真正關心員工的綠色福祉和重視員工的綠色貢獻時，作為反饋，員工通過觀察學習更有可能表現出有利于組織的組織承諾、工作滿意度，并自愿參與組織活動，進而提高工作投入。

其次，綠色工作投入是影響員工環境行為的關鍵因素，并在提高組織環境績效方面發揮重要作用［34］。員工環境行為（EPB）是自愿綠色行為（EVGB）的一種具體形式。 綠色工作投入表達的是員工對于綠色工作的認可度和敬業度。通過培養員工環保敬業的文化并提供必要的資源和支持，可以促進員工的親環境行為。此外，工作投入是員工歸屬感的外顯因素，通過培養一種積極的歸屬感，使員工在團隊中欣賞自己的獨特品質，這種歸屬感就成為激勵員工的內在動力。 基于綠色工作投入、綠色服務型領導與員工外顯環境行為的互動關系，本研究認為，綠色工作投入通過提高員工的可持續性承諾、敬業度和工作認可度中介于綠色服務型領導和員工自愿綠色行為之間的關系。 根據以上論述，本文提出以下假設：

假設3：綠色工作投入在綠色服務型領導與員工自愿綠色行為之間起中介作用。

（四）和諧式環保激情的調節作用

研究發現，行為喚醒是情境與特質交互作用的結果［28］。 雖然員工受到服務型領導的平等對待，但由于個體差異，不同個體反應各異［35］。 現有研究重視服務型領導的綠色行為對員工的影響，但忽視了綠色服務型領導作為特定組織情境對不同激情員工行為的影響差異，無法揭示同一綠色服務型領導平等對待不同個體的差異化反應現象［35］。員工和諧式環保激情作為微觀心理情境變量，是與綠色服務型領導和員工自愿綠色行為之間關系相關的個體差異的指標之一。因此，將和諧式環保激情作為綠色服務型領導與員工自愿綠色行為之間關聯的影響條件進行研究具有學術和現實價值。

和諧式環保激情是指員工參與環境保護活動的積極情緒［36］。 它能促使個體保持一種高度積極的心理狀態，并幫助個體意識到工作本身的意義和重要性，從而產生愿意投入工作的強烈傾向［37］。 如前所述，依據社會學習理論，當綠色服務型領導向下屬展現榜樣力量，并提供環保相關的概念技能、知識和能力時，如果下屬或員工有高漲的和諧式環保激情，會更積極地進行模仿，踴躍踐行環保行為。不僅如此，基于直接強化動機，高漲的環保激情能促使員工對感知到的領導態度和行為采取更積極的行動，并主動獲取服務型領導對自己能力不足的評價與反饋，從而提高自己的綠色行為。此外，基于替代強化動機，個體的情緒狀態能夠通過模仿或反饋感染其他個體的情緒，通過與同事間的不斷互動與觀察學習，進一步強化員工自愿綠色行為。

相反，對于那些對環境保護的重要性沒有實質性認識、對環境保護沒有內在承諾和熱情的員工來說，其對領導風格等外部刺激的依賴程度較低，他們的綠色行為需要外部壓力和推力的驅動，此時綠色服務型領導對員工綠色自愿行為的效用是有限的。本研究認為，雖然綠色服務型領導會對所有員工的自愿綠色行為產生積極影響，但綠色服務型領導與員工自愿綠色行為之間關系的強弱將取決于員工的和諧式環境激情。 根據以上論述，本文提出以下假設：

假設4：和諧式環保激情在綠色服務型領導與員工自愿綠色行為關系中起正向調節作用。

根據上述理論與研究假設，本文構建理論模型如下（見圖1）。 該模型基于社會學習理論，探索綠色服務型領導對員工自愿綠色行為的影響，探討綠色自我效能感和綠色工作投入的中介效應與和諧式環保激情的調節效應。 概念模型的提出為理解和探討在綠色服務型領導影響下員工自愿綠色行為的認知機制和情感作用提供了路徑指引和框架性理論解釋。

圖1 假設模型

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據收集

參照以往Luu 等［8］、Ying M 等［38］和Fatoki 等［13］在員工綠色行為、綠色服務型領導方面研究樣本的選取，結合取樣的方便性，本文以京津冀三地三星級和四星級酒店為研究樣本，選取具有至少一年工作經驗的員工及其主管作為調研對象。 本文的樣本主要來自酒店管理層和一線服務員工，共提供了2 621 名員工和930 名主管的名單、員工與主管的職位以及他們各自的電子郵件地址。所有調查問卷遵循自愿、匿名形式填寫。 根據調查問卷的流程和內容，本研究對酒店的詳細調研過程如下：（1）人力資源部門按要求采用系統隨機選擇的方法將員工及其主管分配到五個組中，并為每個員工及其主管分配唯一的標識碼。 （2）在正式調查中，本文的問卷采用谷歌調查平臺設計，第一階段調查在員工中進行，四周后，第二階段的調查在員工及其相應的主管中進行。 兩階段的時間差旨在采用時間分離來最小化常見方法偏差。 在第一階段的調查中，共有657 名員工參與，其中有426 份有效回復，回復率為64.84%。 此階段的調查包括了對調查對象人口學統計數據、綠色服務型領導、綠色自我效能、綠色工作投入、和諧式環保激情等問題答案的收集。在四周后進行第二階段調查中，調查對象為在第一階段調查中作出有效回復的員工及其主管。 此階段的調查內容包括了員工自愿綠色行為各個題項，共收集403 份有效回復。 該階段也收集了直接主管對個人環保表現的數據78 份。 結果顯示與前期的回答相吻合。 通過匹配處理，第一第二階段共計363 對員工—主管匹配數據。 參與者的樣本資料如表1 所示。

表1 參與者的樣本資料

（續表1）

表1 概述了樣本的人口統計學特征。 男性主管（41%）、女性主管（59%）、男性員工（23%）、女性員工（77%），員工性別比例相差很大。 大部分主管年齡介于25 與44 歲之間（60%），大部分員工年齡介于18 與34 之間（66%）；主管受教育程度集中于本科（45%），員工集中于本科以下（51%）。 有4～8 年工作經驗的主管最多（37%），有1～3 年工作經驗的員工最多（42%）。 在職位方面，主管被訪者中經理所占比例最大45%，員工被訪者中普通員工所占比例最大53%。

（二）變量測量

為了保證測量工具的信度和效度，本文盡量采用已有相關文獻中使用過的成熟量表，并根據具體情況稍作修改和調整，以保證測量的準確性。 問卷采用李克特5 點打分法測量被訪者的意見，其中1 分代表非常不同意，5 分代表非常同意。 調查問卷主要包括了以下量表。

本文參考Luu［12］開發的12 項量表測量綠色服務型領導，該量表經常被用來衡量綠色服務型領導［5］。參考Y.S.Chen 等［39］開發的6 項量表測量員工綠色自我效能感。參考Schaufeli 等［40］開發的6 項量表測量綠色工作投入。 此外，采用Robertson 和Barling［36］開發的10 項量表衡量員工和諧式環保激情，最后采用Robertson 和Barling 開發設計的10 級量表要求主管對員工綠色自愿行為進行評分。 借鑒Nicolas Raineri 等［41］和田虹等［42］對員工親環境行為控制變量的處理，且鑒于調研時調研對象(三星級酒店)規模相似、對調研人員(管理人員和員工)進行了簡單的分組，因此本文選取年齡、性別、經驗和教育程度作為控制變量。

四、研究結果

本文采用Smart-PLS3.3.3 軟件對數據進行分析，并采用偏最小二乘結構方程模型（PLS-SEM）方法進行檢驗。選擇PLS-SEM 方法有以下兩個原因：首先，PLS-SEM 方法包括當代統計分析技術，并提供改進的“統計能力”。 其次，它更適用于理論的探索和發展，傾向于對模型進行預測分析，在處理較為復雜的中介效應模型時具備明顯優勢［43］。

（一）驗證性復合分析（CCA）

驗證性復合分析（CCA）已經被用于系統評估PLS-SEM 測量模型的方法技術［44］。相較于探索性因子分析（CFA），CCA 更適用于多個觀測變量為線性組合的復合模型，更適合于評估強化假設，是檢查PLS-SEM 模型質量的更好的測量技術。

在進行CCA 之前，需要確定構念的性質。 行為概念存在于自然界中，但不能直接觀察，只能通過調查問卷進行測量，而對于在概念和觀察到的變量間存在假定的因果關系，我們稱為反映性模型［32］。在本文中，所有構念在調查中均為反映性低階構念。 CCA 的執行結果見表2，執行步驟如下。

表2 驗證性復合分析

（續表2）

CCA 的第一步：項目的負載評估。依據Hair Jr［45］，當標準載荷率大于0.708 且相關t 統計量大于±1.96 時，在5%水平的雙尾檢驗中被認為具有顯著性。

表2 結果顯示，員工自愿綠色行為的兩個題項標準載荷率為0.701 和0.695，其他均大于0.708，所有t 值均大于±1.96，所有指標置信區間均不包含0（不含零的區間在統計上是顯著的），說明測量題項有較好的效度。 標準因子載荷平方SMA 除兩指標為0.496 外其他均大于0.5，指標可靠性得到了驗證。

CCA 的第二步：構建層可靠度測量。 依據Hair 等［46］對可靠度的測量，本文選取Cronbach's alpha（α）和組合信度（CR）來評價建構水平的信度。 其中Cronbach's alpha（α）的取值范圍［0.742,0.778］（0.7＜參考值＜0.95），組合信度（CR）取值范圍［0.894,0.936］（0.7＜參考值＜0.95），均在參考值范圍內，證明5 個量表均具有較好的可靠性。

CCA 的第三步：評估每個構念的收斂效度。本文依據Hair 等的做法，選取平均方差萃取值（AVE）評價構念的收斂效度。 由表2 可知，各變量的平均方差萃取值（AVE）在推薦值0.50 以上，說明各構念的收斂效度較高。

CCA 的第四步：評估構念的區分效度。 Hair 等指出異質—單質相關比（HTMT）是度量CCA 的獨特性標準。HTMT 將結構之間的指標相關性與同一結構指標內的相關性進行對比，能更好的反映潛變量間的差異性［34］，其值應小于0.85。 表3 中所示的HTMT 值均在可接受范圍內，表明問卷具有良好的區分效度。

表3 區分效度檢驗

綜上所述，問卷的所有指標都具有很高的可靠性收斂效度和區分效度。

（二）結構模型（SMA）估計

1.結構模型估計

在評估結構模型各項假設檢驗之前，首先利用方差膨脹因子（VIF）檢查模型共線性問題。 由表2可知方差膨脹因子值均小于2，在限定的范圍之內，表明模型不存在共線性問題。

鑒于對數據進行有放回重復抽樣，所得到的估計值比常用的近似極限值更準確，本文采用Smart-PLS3.0 軟件，用Bootstrap 自助法（N=5000）來檢測變量之間關系的顯著性，從而計算因子間的路徑系數及其顯著性。 當置信區間不包括0 時，路徑系數具有統計顯著性。 SMA 評估結果如表4 所示。

表4 結構模型的評估

（續表4）

最后，在評估結構模型時，需要納入結構模型的質量指標，如決定系數（R2）和預測相關性（Q2）。Chin［47］建議用決定系數R2、f2和預測相關性值Q2對PLS 中的結構模型進行質量評估，因為f2是R2是變化效應的另一個度量，表示外生變量在內生變量中的R2變化占未解釋方差的比例，因此本文僅選用R2、Q2對結構模型進行評估。自變量或變量可以解釋的因變量的方差量由決定系數（R2）表示。R2介于0-1 之間，數值越高，解釋能力就越強。具體如下：R2值為0.25 時解釋能力偏弱，R2值為0.5 時具備中等的解釋力，R2在0.75 左右解釋能力較為顯著。 Q2用來測量結構模型的預測相關性，當Q2大于0時，就意味著結構模型對該內生變量具有高預測效度，Q2越大，代表預測相關性越強。具體如下：Q2值大于0.25 代表PLS-SEM 模型具有中等預測相關性，大于0.50 代表PLS-SEM 模型具有較大的預測相關性［32］。 表4 顯示，GSE、GWE 和EVGB 的R2分別為0.252、0.315 和0.496，表示GSE、EVGB 和GWE 對模型的解釋能力中等。 GSE、GWE 和EVGB 的Q2值為分別為0.161、0.142 和0.218，均大于0小于0.25，因此PLS-SEM 模型具有較弱的預測相關性。

2.主效應和中介效應分析

本文的主效應檢驗如表4 所示，在進行主效應檢驗時控制了性別、年齡、工作經驗和教育水平。結果顯示控制變量中年齡和性別的置信區間包括0，表明年齡和性別對員工自愿綠色行為沒有影響。工作年限對員工自愿綠色行為的影響系數為-0.225，置信區間不包括0，證明工作經驗對員工自愿綠色行為有顯著負向影響，工作經驗越長，員工的自愿綠色行為就越弱。 教育水平對員工自愿綠色行為的影響系數為0.215，置信區間均不包括0，因此教育水平對員工自愿綠色行為有顯著正向影響，教育水平越高，綜合素質和環保意識越高，從而就自愿綠色行為的積極性也越高。

測量模型完成評估后，下一步將采用結構模型來估計圖1 所提出的假設，其中路徑系數表示變量之間因果關系的強度和方向。 綠色服務型領導對員工自愿綠色行為影響主效應、間接效應和調節效應的結果見表4。 結果顯示，在主效應檢驗中，綠色服務型領導對員工自愿綠色行為的影響系數為0.375，t 值4.863，置信區間為［0.256, 0.486］，不包括0，證明綠色服務型領導對員工自愿綠色行為有顯著正向影響，假設1 得到了驗證。綠色服務型領導對綠色自我效能感的影響系數為0.246，t 值4.546，置信區間［0.191, 0.441］，不包括0，綠色自我效能感對員工自愿綠色行為的影響系數為0.365，t 值5.258，置信區間為［0.231, 0.409］，不包括0，證明綠色服務型領導對綠色自我效能感有顯著正向影響。 證明綠色自我效能感對員工自愿綠色行為有顯著的正向影響。綠色服務型領導通過綠色自我效能感對員工自愿綠色行為的總影響系數0.090，t 值4.851，置信區間［0.012, 0.145］，不包括0，證明綠色自我效能感在綠色服務型領導和員工自愿綠色行為的關系中起中介作用。 綠色服務型領導對綠色工作投入的影響系數為0.415，t 值4.753，置信區間［0.332, 0.497］，不包括0，證明綠色服務型領導對綠色工作投入有顯著正向影響。綠色工作投入對員工自愿綠色行為的影響系數為0.287，t 值6.534，置信區間［0.089, 0.356］，不包括0，證明綠色工作投入對員工自愿綠色行為有顯著正向影響。 綠色服務型領導通過綠色工作投入對員工自愿綠色行為的總影響系數0.119，t 值2.876，置信區間[0.021, 0.218]，不包括0，證明綠色工作投入在綠色服務型領導和員工自愿綠色行為的關系中起中介作用。

3.調節效應分析

在調節效應測試中，綠色服務型領導與和諧式環保激情的交乘項對員工自愿綠色行為的總影響系數0.041，t 值2.257，置信區間［0.013, 0.129］不包括0，表明和諧式環保激情正向調節綠色服務型領導和員工自愿綠色行為的關系，假設4 得到驗證。簡單的斜率檢驗如圖2 所示。當員工和諧式環保激情水平低時（低于均值一個標準差），綠色服務型領導與員工綠色自愿行為正相關但不顯著（b=0.021，置信區間為［-0.015, 0.078］，包括0）；當員工和諧式環保激情水平高時（高于均值一個標準差），綠色服務領導與對員工綠色自愿行為正相關且顯著為正（b=0.078，置信區間為［0.013, 0.129］，不包括0）。說明相較于低水平的和諧式環保激情，高和諧式環保激情下綠色服務服務型領導對員工綠色自愿行為影響更高，研究結果進一步驗證了假設4。 總結果路徑分析如圖3 所示。

圖2 和諧式環保激情調節效應圖

圖3 結構路徑分析圖

五、研究結論與研究意義

（一）研究結論

員工自愿綠色行為是企業可持續發展和環境管理成功的關鍵，綠色服務型領導在促進員工自愿綠色行為過程中發揮關鍵作用。 本研究以服務業中具有代表性的酒店業為調查對象，運用偏最小二乘結構方程模型（PLS-SEM）實證探究了綠色服務型領導和員工自愿綠色行為的互動關系，在此基礎上探討了綠色自我效能感和綠色工作投入的中介效應以及和諧式環保激情的調節效應。 研究結果如下：

首先，綠色服務型領導是員工自愿綠色行為的外驅動力，對員工自愿綠色行為具有正向影響。本研究認為相對于任務型綠色行為，員工自愿綠色行為具有非強迫和非強加等特點，更強調外力的引導與支持。 綠色服務型領導以綠色服務為導向，通過自身行為的示范，對員工鼓勵、支持起到直接強化和替代強化的作用，不斷地影響員工的知覺層，通過認知內化，能更直接的影響員工自愿綠色行為。

其次，綠色服務型領導通過綠色自我效能感和綠色工作投入塑造了員工自愿綠色行為。 綠色自我效能感作為一種情感認知機制，是個體對自身能力的主觀判斷。 綠色服務型領導的效能信息經過員工的情感認知加工，提高了個體對自身能力的認知和期望，提高了綠色工作投入，最終改善了員工自愿綠色行為。 綠色服務型領導通過將組織相關服務行為（授權、資源、支持、肯定等）和可持續發展理念等作用于員工的知覺層，提高了員工對綠色服務型領導的心理感知力，提高了員工綠色自我效能感，最終改善員工自愿綠色行為。

最后，和諧式環保激情強化了綠色服務型領導對員工自愿綠色行為的影響。 個人極易受到情緒的誘導和傳染，當員工工作情緒高漲時，其自愿綠色行為越能與綠色服務型領導向員工提供的綠色服務形成共鳴，從而獲得更積極的反饋。 當員工和諧式環保激情較低時，盡管有積極綠色服務型領導的鼓勵、刺激，但員工卻缺少了積極綠色行為意愿，長此以往低迷的和諧式環保激情反倒會導致綠色服務型領導對員工自愿綠色行為的影響不顯著，即存在和諧式環保激情的調節邊界，使得只有當和諧式環保激情大于某一值時，綠色服務型領導才會促進員工自愿綠色行為。

（二）理論價值與貢獻

首先，本研究聚焦員工綠色行為的更細微層面，探討了綠色服務型領導對員工自愿綠色行為的影響，擴大了員工綠色行為的相關研究。 現有文獻大多探究情境因素和個體因素如何獨自或共同影響員工綠色行為，對更微觀層面員工自愿綠色行為的研究較少，這限制了我們對員工自愿綠色行為相關現象的理解。 本研究響應了Ren Shuang 等、Akhtar 等的關于從個人層面研究環境可持續性是微觀基礎必要性研究的倡議，回應了Norton 等、Ren 等關于對廣義員工成果更寬泛影響研究的學術呼吁，在更細微的領域進一步支持了Faraz 等、Li 和Ying 等的環保服務型領導顯著影響員工綠色行為的結論，同時也支持了Alexandra 等服務型領導能有效地激勵員工角色外行為的結論。 其次，本研究明晰和拓展了綠色服務型領導對員工自愿綠色行為影響的情感調節機制和認知機制。 一方面，目前學者多探究和諧式環保激情在相關研究領域的中介作用，而鮮有考察其調試綠色服務型領導與員工自愿綠色行為關系的可能性，因此將和諧式環保激情作為調節變量進行研究具有更直觀的實踐指導意義。 本研究突破了以往局限性，通過考察和諧式環保激情的調節效應，有助于揭示綠色服務型領導行為與員工感知到的綠色服務型領導行為之間潛在的差異。 另一方面，本研究擴展了社會學習理論的應用場景和應用范圍，從心理認知和情感認知兩方面揭示員工自愿綠色行為的培育路徑，既響應了Woodman 和Schoenfeldt 的互動主義模型中員工能力是員工行為關鍵前提的論點，也響應了孫建群等情境因素必須通過認知評價才能被個體所感知并引發特定行為的觀點，同時也豐富了綠色服務型領導對員工自愿綠色行為影響的作用機制相關研究。

（三）管理啟示

在建制度、謀創新、促轉型不斷深化的背景下，企業主體環保責任不斷增大。 如何讓被動應付變為主動治理，除了企業高層管理者的承諾和支持外，激發并長期維持員工自主環保行為是企業面臨的關鍵問題。 本研究針對綠色服務型領導和員工自愿綠色行為影響機制和調節邊界的研究為酒店業或其他服務業提供了以下理論依據和實踐參考。

首先，企業應將重視綠色服務型領導特征和技能的人力資源實踐植入崗位制定和招聘過程中，并對在職管理人員進行相關培訓，提升綠色服務型領導者的專業知識，通過鼓勵綠色服務型領導價值取向促進領導風格和服務模式的轉變，為企業可持續綠色發展打造專業管理隊伍。

其次，管理者應充分關注員工自愿綠色行為的認知程度和情緒變化。 無論是綠色工作投入還是綠色自我效能感的提升，都需要服務型領導者有關注下屬的特質，并充分發揮綠色服務型領導的主動性。 因此應將綠色工作投入和綠色自我效能感納入企業管理的全過程，通過綠色服務型領導以給予資源、改善環境等方式主動出擊，改變下屬的認知層和行為層，進而促進員工自愿綠色行為。

最后，采取有效措施激發和維持員工的和諧式環保激情。 人力資源部門應意識到擁有一支充滿和諧式環保激情的員工隊伍，能夠強化綠色服務型領導對員工自愿綠色行為的促進作用，因此應設計合適的干預措施（建立環保意識、指導和培訓計劃等）來點燃員工的環保熱情，尤其是在酒店行業或其他服務行業。 鑒于員工環保激情需要長期干預，企業的環境可持續發展戰略、綠色人力資源管理實踐、環保社會責任和環保溝通質量在中長期內保持一致至關重要。

（四）研究局限性與展望

盡管本研究對員工自愿綠色行為的影響因素、影響機制和調節邊界提供了有價值的見解，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資源的不足，僅收集了部分橫斷面數據，雖然我們采用了具有時間間隔的兩輪數據來克服這一限制，但仍無法反映相關變量的動態變化和時滯效應。 彭堅等［48］指出員工綠色行為具有動態性的起伏和漲落，探討員工綠色自愿行為短期波動成因與過程十分重要，因此未來可運用經驗法，探究員工綠色自愿行為短期動態性變化的影響因素及其內部機理。 韓波［49］指出一些方案從實施干預到效果發揮需要一定時間，而忽略時滯效應很有可能促使管理者放棄可行性解決方案，因此未來也可采用縱向研究設計來考察領導風格對員工自愿綠色行為影響的時滯效應和動態性。 其次，員工綠色行為作為組織內行為，受到多重因素的影響，本研究僅選取個體層面的變量作為中介和調節因素，忽略了團隊、組織或外部環境層面因素的影響。 領導者在針對員工個體進行差異化管理的同時，仍應從整個團隊層面設立環保愿景［11］，從組織層面設立必要的舉措或制度［50］，因此未來研究可以從影響因素和影響機制的團隊或組織等層面展開深入探討。 最后，本研究依據個體差異研究了和諧式環保激情的調節作用，田虹等［42］指出和諧式環保激情同時也表達了想要開展環保行為的積極情緒狀態，屬于情感單元，因此未來的研究可以進一步討論和諧式環保激情作為情緒或情感變量對員工自愿綠色行為影響的作用機制。