企業員工倫理行為的滴漏效應分析

李錫元 徐鑌 龔湛雪

摘要：企業倫理已經不僅僅是道德上的問題，當一個企業的道德水平受到社會質疑的時候，很難走向成功，所以，從高層領導到中層管理者甚至于員工在道德層面都經歷著來自社會的重重考驗，只有切實地讓每位組織成員感知并認同正確的倫理主張，才能逐步與多種利益相關者實現行動匹配和利益共贏。從企業長遠發展來看，要建立具有社會責任感的企業，必須在企業人員招聘時考察應聘者的社會責任心。在組織管理乃至社會管理中，“遵紀守法”的首要責任在領導而非在下屬，那種抱怨下屬的做法難以抓住改進工作的關鍵，領導者以身作則是組織倫理建設的重要啟動因素，也是領導者發揮領導力的首要原則。

關鍵詞：企業領導者;企業績效;企業倫理;滴漏效應;社會責任心

基金項目：國家社會科學基金項目“職業經理人市場治理與國有企業職業經理人市場融入協同研究”（14BGL082）

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

在我國社會轉型時期，道德建設方面所發生的種種問題令人憂心。富士康13跳挑起的道德考驗、雙匯瘦肉精和染色饅頭觸發的食品恐慌、三聚氰胺奶粉案件經歷的良心拷問等“道德失范”現象的大量發生，引發了人們對于原有商業經營理念的深度再思考。

從理論角度來說，個體的社會責任心會引發相對應的社會責任行為，但以前的研究大多聚焦學生群體的社會責任心，對企業員工的責任心及其給企業績效造成的影響研究較少①。一方面，社會責任心通過個體對于事物的普遍反應，可以表現為個體在組織中的倫理行為。另一方面，企業領導是一個企業組織的核心和靈魂，企業倫理首先表現為企業領導的倫理。我們從組織員工的社會責任心出發，探討組織管理人員的倫理行為的形成要素、組織內員工倫理行為的滴漏效應以及權力距離和傳統性的調節作用，這對于解析企業員工倫理行為特征，改善企業管理、尤其是增強企業員工的倫理行為具有非常重要的現實意義。

一、理論基礎與假設提出

1. 倫理行為的前因：社會責任心

國外心理學界對社會責任心（Social Responsibility）的定義各有不同。Ford從社會規范和角色期待的角度將社會責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從心理社會學的角度將社會責任心定義為個體在當他人的利益受到威脅時主動幫助他人的行動意愿③。社會責任心的影響因素包括社會歸因、人格特征、控制點、社會地位等。OConnor探討了社會歸因、人格特征對社會責任心的影響，提出影響社會責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、是否具有權威以及是否具有相同的遭遇等④。Coleman對社會責任心、控制點和社會地位這三者的相互關系進行了研究，結果表明社會責任心隨社會地位的升高而提升，并且處于中等強度控制點的個體具有最高程度的社會責任心⑤。

通過對上述文獻的回顧和梳理發現，首先，個體認知是影響個體社會責任心的重要因素，個體對自我的認知能力影響著社會責任心的形成。同時，個人成長過程中，外部環境的因素（如社會角色期待等）也會影響個體社會責任心。其次，社會責任心會引發相對應的社會責任行為，但以前的研究大多聚焦學生群體的社會責任心，對企業員工的責任心及其對企業績效造成的影響研究較少。因此，需要進一步研究企業員工的社會責任心的具體內涵、企業員工社會責任心與員工行為之間的關系。雖然人的行為與主觀認識是在環境的背景下形成的，但環境對其產生的影響并不是唯一的，真正影響個體行為的就是認知要素。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境的認知把握，從而作用于人對環境的反應。倫理道德是個體自我定位的核心，個體會堅持自身的責任心以避免自我迷失。因此，具有高責任心的個體會表現出與其社會責任心相一致的行為，包括倫理行為。由以上論述提出下面的假設：

H1：企業員工的社會責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

Hambrick和Mason在1984年創造性地提出了高層梯隊理論，指出一個復雜組織的領導層需要集體的認知能力、綜合能力和整個高層管理團隊間的相互交流，如此高層管理團隊就比單個的最高執行長官擁有更強大的策略行為。基于有限理性假設，高層梯隊理論表明高層管理團隊的戰略變革決定取決于高層管理團隊的綜合特征或者說高層管理團隊 的差異化——這決定了決策程序中可行觀點的寬度⑥。因此，需要將高層管理者與中層管理者結合起來進行研究。高層管理者的倫理行為對中層管理者來說是一種倫理環境，環境狀況作為外在條件，會對行為的方向產生影響，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境因素，從而影響員工的倫理行為。

滴漏效應從上世紀70年代開始興起，并最早在經濟學界使用和普及，它所強調的主要內容就是某種體制當中的利益傳遞問題⑦。組織內部的正式權力結構會對領導影響力產生影響，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上產生的⑧。對于普通員工來說，其開展的行為和產生的認知可能會對領導有著直接的關系，且高層領導者和中層領導者產生的具體影響有所不同。這種影響是從上到下傳遞的，由高層領導傳遞給中層領導，再進而傳遞給基層領導，最后對員工產生作用。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的研究觀念，開始讓學者對企業內部層次予以關注，并重視領導間的互動以及高層領導者對下屬產生的直接影響。其實質是對于組織領導的整體研究，體現整體動態的、自上而下的作用過程。第二，這種理論是在結合領導者自身行為和能力的基礎上自上而下開展的研究⑨。Mayer 等強調中層領導者既屬于下層員工的領導者，又是上層領導者的員工，研究中應當將三者結合，這樣可以更加完整、清晰地展示不同層次領導在組織中的效應機理⑩。

目前圍繞滴漏模式下的領導效應研究方式，采取的基本上都是橫斷面的研究方法。在前文中我們已經論述過領導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。基于此，本文從縱向角度入手，提出以下假設：

H2：高層領導的倫理行為對中層領導倫理行為有滴漏效應，成正相關;

H3：中層領導的倫理行為對員工倫理行為有滴漏效應，成正相關;

H4：高層領導的倫理行為對員工倫理行為有正向影響;

H5：高層領導的倫理行為通過中層領導倫理行為影響員工的倫理行為。

3. 倫理行為滴漏的調節：權力距離及傳統性

權力距離是文化價值內涵的變量，所代表的是社會可以接受的權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中感受到的權力分配的不平等程度。結合組織的角度來看，該變量常被用作于判斷員工效能與組織行為之間關系的過程當中。例如，當員工權力距離越低時，員工績效和組織支持認知之間存在的聯系度越低。低權力距離員工認為，領導應該與員工處于平等的地位，并積極地參與到日常工作當中，渴望領導者能夠關心自己，關注到自身的日常工作;而高權力距離的員工，則更加強調在企業內部構建一種正式的領導關系，與領導屬于正式的上下級關系，比較尊重領導者下發的各項決策，在關注領導者決策的基礎上努力工作{11}。研究發現，下屬對領導行為的反應方式存在差異，威權領導行為通過員工信任在領導權的不同權力取向下對組織公民行為有不同的影響。處于較高地位的領導會通過對下級領導者的控制，使其以較低權力距離來降低組織公民行為，但對高權力遠距離下屬的負面影響會更弱，甚至會產生積極影響{12}。員工對高權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注。

傳統性（Traditionality）是指“傳統社會中個人所常具有的一套有組織的認知態度、思想觀念、 價值取向、氣質特征及行為意愿”{13}。在中國文化的大背景下探討組織情景中的領導行為時，必須要對個體價值觀的調節作用予以關注，認識到這種調節作用的存在會對個體的情感要素產生影響，進而影響行為和環境，而傳統性則往往被認為是在組織情境中最能夠體現中國人的性格和價值觀并發揮重要調節作用的特征之一。

在組織的背景下，傳統的中國概念主要反映了員工對遵守權威的傳統價值觀的認可{14}。高傳統性與低傳統性的人的態度和行為模式有很大差異，如傳統性較低層次的人，符合基本的社會角色義務，感受到滿足期望的責任和義務。傳統性的影響也體現在對員工表現與組織情景變量之間關系的調節作用。如傳統性會負向調節組織公正與組織公民行為（OCB）的正向關系，負向調節領導部署交換（LMX）與 OCB的正向關系，負向調節組織支持感（POS）與 OCB的正向關系;減弱個體感知的組織代表性與基于組織的自尊和內部人身份的正向關系{15};減弱員工履行契約與員工離職的負向關系，增強員工感知的組織履行契約與員工離職的負向關系;減弱辱虐型領導行為與員工表現的負向關系{16}等。

結合傳統性的內涵和相關研究成果，我們認為高傳統性的員工由于認同遵從權威這一傳統價值觀，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導的倫理觀念，以領導傳播和要求的倫理觀念來調整自己的工作行為，從而使得倫理領導能夠取得較好的結果。而低傳統性的員工由于遵從誘因——貢獻平衡的原則，并非無條件接受領導的倫理觀念進而調整自己的工作表現，相對于高傳統性的員工而言，使得倫理領導的效果更加不易體現。由以上論述提出下面的假設：

H6a：高層領導權力距離會負向調節高層領導倫理行為與中層領導倫理行為之間的關系;

H6b：中層領導權力距離會負向調節中層領導倫理行為和員工倫理行為之間的關系;

H7a：員工的傳統性會正向調節中層領導倫理行為與員工倫理行為之間的關系;

H7b：中層領導的傳統性會正向調節高層領導倫理行為與中層倫理行為之間的關系。

二、研究設計

1. 研究樣本

本研究在我國中部地區選取了108企業進行問卷的發放，調查對象為企業中的員工、中層和高層管理者，發放的方式分為郵寄和現場調查。在統一發放問卷之前，研究者對即將深入調查不同企業的調查員進行了統一的培訓，明確了本研究的研究意義和調研目的，使其在與不同公司的人力資源部門的負責人溝通的過程中能夠有效地保證研究問卷的科學填寫。研究者要求每個企業的人力資源部門的管理者邀請企業中的員工、中層管理者對問卷所涉及的社會責任心、權力距離、傳統性等相關問題進行評估。在問卷回收之后，研究者通過電話與每個企業中的人力資源管理者進行溝通和回訪，確保問卷填寫過程的科學有序。

整個問卷調查的過程采用了三個階段的跨時期調查的方法，針對每一個目標組織都進行了三個批次不同時間的問卷調查，總共歷時9個月，以確保數據的真實性和可靠性。在收集問卷的過程中，本研究始終遵循配對原則，即一個高層領導對應其管轄的三個中層管理者，每個中層管理者對應其管轄的三個普通員工。2016年10月開始針對108家公司開始進行第一個批次調查，三個月之后進行第二批次針對相同對象的調查，六個月之后進行第三批次的調查。本研究共獲取了99個企業的有效問卷，問卷回復率為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概念和變量總共有四個：社會責任心、倫理行為、傳統性以及權力距離。本文選取了權威量表對所選變量進行數據統計分析，選取的四個量表分別為：

（1）社會責任心使用了Berkowitz的“社會責任尺度”量表{17}，這個方法應用非常多，不管是在社會心理學還是消費心理學的分析研討中都被廣泛應用。該量表有8個題項，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。該部分采用七點刻度評分，由1=“不同意”到7=“完全同意”。

（2）倫理行為選用了中國學者付維會以Ruch制定的17科目量表為根本，經過專家學者們的仔細檢查所構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，通過對企業管理的調查意見對量表重新完成了修訂。本研究共選用16道題項，采用七點刻度評分，由1=“不同意”到7=“完全同意”。

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

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

最后，基于相關文獻的整合，本文對控制變量進行了進一步的處理，具體包括工作經驗、性別、教學背景、年齡等控制變量。因為以上變量均屬于類別變量，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、數據分析與結果

1. 共同方法偏差檢驗

本文所使用的樣本數據均通過問卷調查的方式采集而來，調查對象包括三部分群體，即員工個人、企業中層管理者和企業高層管理者，并通過聚合的方式，將297份中層管理者填寫的有關高層領導的題項聚合為99份高層領導的數據，將891份員工填寫的中層領導的有關題項聚合為297份中層管理者的數據，而員工的則由員工自評，這從數據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果的準確性和可靠性造成影響，本文針對該問題進行了一系列的檢驗分析。按照Harman單因子檢驗的方法，也就是對量表中的每一個題項都進行主成分因子分析。如果同一個因子在解釋模型中的多種方差，數據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。經檢驗，本研究中同一方法偏差對結果的影響可以忽略不計，共同方法檢驗偏差對結果不會產生明顯影響，具備可行性。

2. 驗證性因子分析

本文涉及的變量共有4個：倫理行為、社會責任心、傳統性和權力距離，需要分別檢驗它們的聚合效度。采用Amos17.0版本軟件進行驗證性因子分析來考察本文主要變量的測量效度。鑒于極大似然估計的穩健性，相關參數采用極大似然估計法（ML）。表1分別報告主要研究變量的驗證性分子分析結果，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系模型中。

3. 描述性統計和相關分析

各變量的均值和方差、相關系數、Cronbachs Alpha、平均方差提取值（AVE）和建構信度（CR）的數據都在表2中列示。

4. 假設檢驗

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隊層，中層員工層又嵌套于高層團隊層為例，當所得數據存在不同的層級時，先將員工個體層級的變量Xijk（下標i、j、k分別表示第一、二、三層）和變量Yij來建立相應的線性回歸方程[見公式（1）]，再將該線性方程中的斜率和截距作為因變量，利用第二層級數據中的變量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任心與倫理行為之間的關系進行檢驗，結果見表3、表4。觀察表3的結果可以發現，當員工社會責任進入模型后，模型的F值為368.701，并且在1%下顯著，同時模型的R方增加了0.667，這表明在控制了其他變量后，員工的社會責任對其倫理行為是有影響的。同時從表4可以看出，員工社會責任的回歸系數為1.265，t檢驗值為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表明，變量之間不存在嚴重的共線性（VIF值小于10），這進一步說明回歸分析的結果是可信的。綜上所述，本文的實證結果表明員工社會責任對其倫理行為有正向的顯著性影響，假設1得到了證實。

其次，對高層領導倫理行為與中層倫理行為之間的關系進行了檢驗，結果見表5。

表5? 高層領導倫理行為對中層倫理行為的

多層次回歸結果

綜上所述，HLM的結果表明高層領導的倫理行為對中層的倫理行為有正向的顯著性影響，假設2得到了交叉驗證。

再次，應用HLM進行驗證。

第一層：Yijk=π0j+π1jXijk+π2jWjk+εij? （1）

第二層：π0j=β00+μ0j? ?（2）

π1j=β10+μ0j? ?（3）

π2j=β11+μ0j? ?（4）

對中層領導和員工的倫理行為之間的關系進行檢驗，結果見表6。

表6 中層領導倫理行為對員工倫理行為的

多層次回歸結果

綜上所述，HLM的結果表明中層領導的倫理行為對員工的倫理行為有正向的顯著性影響，假設3得到了交叉驗證。

然后，應用HLM進行驗證。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）

對高層領導和員工的倫理行為進行了檢驗，結果見表7。

表7? 高層領導倫理行為對員工倫理行為的

多層次回歸結果

三層整體模型的各項指標系數見表8。

表8? 整體模型各項系數

從以上結果可知， HLM的檢驗結果表明高層領導的倫理行為對員工的倫理行為有正向的顯著性影響，假設4得到了交叉驗證。

下一步，應用HLM進行驗證。

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）

對中層領導倫理行為的中介效應進行檢驗，結果見表9。

表9? 二層整體模型的各項指標系數

三層整體模型的各項指標系數見表10。

表10? 三層整體模型的各項指標系數

綜上所述，HLM的結果進一步說明中層倫理行為和員工社會責任心有完全中介效應，因此假設H5得到證實，假設成立。

接下來，對權力距離的調節效應進行檢驗見表11、表12。從表11的結果可以看出，交互項高層倫理行為×高層領導權力距離回歸系數為負值，t檢驗值為-2.804，sig檢驗值為0.005<1%，說明在1%的顯著性水平下，高層領導權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向調節作用，假設6a得到了檢驗。從表12的結果可以看出，交互項中層倫理行為×中層領導權力距離回歸系數為負值，t檢驗值為-20.161，sig檢驗值為0.000<1%，說明在1%的顯著性水平下，中層領導權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向調節作用。綜合表11和表12的結果，假設6b得到了證實。

針對假設7a：員工的傳統性會調節中層領導倫理行為與員工倫理行為之間的關系，本文進行了假設檢驗，其回歸分析結果見表13。從表13的結果可以看出，交互項中層倫理行為員工的傳統性回歸系數為負值，t檢驗值為15.796，sig檢驗值為0.000<1%，說明在1%的顯著性水平下，員工的傳統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節作用，假設7a得到了證實。

針對假設H7b：中層領導的傳統性會調節高層領導倫理行為與中層倫理行為之間的關系，本文進行了假設檢驗，其回歸分析結果見表14。從表14的結果可以看出，交互項高層倫理行為×中層領導的傳統性回歸系數為負值，t檢驗值為17.862，sig檢驗值為0.000<1%，說明在1%的顯著性水平下，中層領導傳統性在高層倫理行為對中層領導倫理行為的影響中起著顯著正向調節作用，假設7b得到了證實。

四、研究結論與啟示

1. 研究結論

本文的研究結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任心對于其倫理行為的水平影響。基于社會認知理論，本文提出人們的自身信念是其行為和動機的關鍵因素，社會責任心對個體行為的影響會從自身出發，自律自制，表現為組織日常工作中的倫理行為。

第二，下屬通過觀察學習與模仿，會表現出與其領導相似的行為。也就是說，相對于一般員工而言， 他們的行為或認知在一定程度上會受直接領導的影響，也可能受更高一層領導的影響。這種影響是由高層領導傳遞給中層領導，并且最終對一般員工產生間接滴漏影響。

第三，權力距離和傳統性這兩個中國本土情境下的影響因素，在組織內部“上行下效”的倫理行為滴漏模型中具有調節效應，在組織管理乃至社會管理中，“遵紀守法”的首要責任在領導而非在下屬，那種抱怨下屬的做法難以抓住改進工作的關鍵。領導者以身作則是組織倫理建設的重要啟動因素，也是領導者發揮領導力的首要原則。

2. 管理啟示

第一，企業選聘員工應注重對候選人社會責任心的考量。本文證實了社會責任心在組織內部對組織員工的倫理行為所具有的直接效應，即社會責任心會引發相對應的社會責任行為。從企業長遠發展來看，要建立具有社會責任感的企業，必須在企業人員招聘時考察應聘者的社會責任心。

第二，領導者應以身作則，恪守規范，踐行倫理。本文的滴漏效應發現，組織內的倫理行為從高層的領導者出發，逐層影響中層管理者與基層員工。可以說，好的領導既能夠激發員工的善心善行，又能夠有效抑制員工的惡意惡行，從而促進團隊、組織建立更加健康有序的工作社會環境。

第三，領導者應增強與員工交流，加強員工傳統性培養。領導的倫理行為對員工倫理產出的影響強度不是一個無條件過程，員工對自己直屬上級的權力距離感知和員工的傳統性都發揮著至關重要的作用。在企業日常的工作環境中，高層領導不僅僅需要恪守自己的倫理行為準則，也要注意多與員工交流，減少管理者和下屬的距離感，讓下屬了解領導的行事準則，才能更好地起到榜樣作用。另一方面，企業在招聘或培訓的過程中，也要著重于組織內員工的傳統性，因為具有傳統性的員工更傾向于模仿上級領導的榜樣行為。

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任心對倫理行為的水平影響，探討社會責任心和倫理行為在組織中的滴漏效應，以及權力距離、傳統性的調節作用。研究結論對于加深人們關注社會責任對于組織內員工的倫理行為及組織內部各層級與員工的相互影響具有重要啟發價值。但是，本文也存在一些不足之處和需要未來研究繼續深化、充實、完善的地方：

第一，本文的取樣問題。本研究前后歷時9個月，共收集有效數據27套。雖然研究結果顯示，已經具備統計學意義，但是仍可以從時間跨度、樣本數量、領導下屬匹配模式上進行優化。此外，樣本中個體所處行業的多樣性有所不足，樣本分布偏差可能對研究結論的普適性帶來影響。

第二，本文僅僅關注了社會責任心對員工倫理行為的直接效應，忽略了這一水平關系中可能存在的其他影響因素，中介機制的探索有進一步完善的空間。未來研究可以采集更大樣本，開展多重中介檢驗，考察潛在中介變量。

第三，本文選取了本土化情景的權力距離和員工傳統性作為滴漏效應在三個不同層級之間的調節變量，調節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：《社會責任心研究述評》，《河北師范大學學報》（教育科學版）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.

⑤ J. Coleman， Social Theory Social Research and a Theory of Action， American Journal of Sociology， 1986， 91（6）， pp.1309-1335.

⑥ D. Hambrick， P. Mason， Upper Echelons： The Organization as a Reflection of its Top Managers， Academy of Management Review， 1984， 9， pp.193-206.

⑦ M. E. Brown， L. K. Treviúo & D. A. Harrison， Ethical Leadership： A Social Learning Perspective for Construct Development and Testing， Organizational Behavior & Human Decision Processes， 2005， 97（2）， pp.117-134.

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.

⑨ C. Schriesheim， S. Castro， C. Cogliser， Leader-Member Exchange （LMX） Research： A Comprehensive Review of Theory， Measurement， and Data Analytic Practices， Leadership Quarterly， 1999， 10（1）， pp.63-113.

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：《威權式領導行為對下屬組織公民行為的影響研究——下屬權力距離的調節作用》，《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》（下冊），重慶大學出版社2008版，第55—60頁。

{15} 汪林、儲小平、倪婧：《領導—部屬交換、內部人身份認知與組織公民行為——基于本土家族企業視角的經驗研究》，《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：傳統性與信任的作用》，《心理學報》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：《中國企業員工倫理行為量表的建構》，《軟科學》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，武漢大學經濟與管理學院教授、博士生導師，湖北武漢，430072;徐鑌，武漢大學經濟與管理學院博士研究生，湖北武漢，430072;龔湛雪，武漢大學經濟與管理學院博士研究生，湖北武漢，430072。

（責任編輯? 陳孝兵）