CEO綠色變革型領導與綠色創新績效
——企業環境倫理的調節與企業綠色行為的中介作用

■/管亞梅 陸靜嬌 沈黎芳

國民經濟和社會發展第十二個五年（2011-2015）的規劃，針對節約資源和保護環境兩方面進行了明確，強調要對我國的經濟增長方式進行轉變，突出綠色發展的重要性。在這樣的大背景下，學術界開始關注和重視如何實現環境保護與經濟增長的均衡發展，綠色創新績效便成為了學者們的聚焦點，在解決利益相關者和政府規制等方面問題上發揮了重要的戰略作用，對于企業自身形象的提升也有幫助。本研究在梳理CEO綠色變革型領導與綠色創新績效關系的基礎上對企業綠色創新績效的前置因素實施系統研究，在分析CEO綠色變革型領導跟綠色創新績效的影響關聯性的基礎上進一步分析二者間的中介和調節效應，對研究綠色創新績效更有利。

二、相關理論和假設

（一）國內外文獻回顧

1.關于CEO綠色變革型領導。Herrmann and Nadkarni（2014）認為，企業的CEO對于外部環境變化所給以的反應以及采取的戰略決策很大程度上受到CEO個人特征的影響。Chen and Chang（2013）認為，綠色變革型領導這一CEO領導風格將會逐漸變成綠色管理研究方面的一個重點和趨勢。綠色變革型領導一方面能夠推動組織上綠色環保目標的實現，另一方面能夠激勵組織成員將企業的綠色創新績效水平提高至超出預期的范疇。Robertson and Barling（2013）發現綠色變革型領導能夠影響組織成員的綠色環保行為、創造力以及企業自身的綠色創新績效。House and Howell（1992）認為CEO的社交能力與表達能力能夠通過變革型領導的領袖魅力與號召力來體現。Shao,Feng and Liu（2012）認為組織文化在實證研究中主要是用來研究CEO領導力與企業行為間關系的重要變量，它也是一套具有共享意義的價值系統。梁娉娉（2008）發現，企業中的中層管理者在組織承諾、工作滿意度以及離職傾向方面所體現出來的工作態度受到CEO變革型領導行為的影響比較大。張琪、程建君（2017）認為作為企業主要領導者的CEO能夠在潛移默化中影響其員工的言行，一個企業的生存與發展受到CEO領導風格及其決策能力的影響較大。王乾宇、彭堅（2018）從高管團隊集體理性與感性方面來研究CEO變革型領導對企業綠色行為的影響。陳璐、柏帥皎、王月梅（2016）以創造力組成理論和社會資本理論為基礎，通過有調節的中介模型來對變革型領導、團隊過程（學習行為、創造氛圍）和外部社會資本影響高管團隊創造力的機制進行研究。

2.關于企業環境倫理。羅爾斯頓（2000）指出自然的內在屬性是自然價值，自然價值應回歸自然，不應被人類所占有，且人類在滿足合理物質需求的同時要追求精神和倫理道德的無限提升。尤納斯（1984）基于倫理視角將環境責任的特征歸納為“整體性、持續性和未來”，人類應具有前瞻性責任意識，要對人類后代及自然負起責任。溫茨（2007）以生態環保層面探討了環境倫理學有關概念與意義，提出人類發展首先要將環境保護作為一種必要的正義進行看待，而非從環保能夠帶給人何種利益去考慮環境生態問題，這樣才可以維護人類的可持續性展。余謀昌（2006）提出協同進化的環境倫理原則和可持續發展的環境倫理觀，既有利于建立環境保護尺度，又能夠及時調整人與自然的和諧問題。

3.關于企業綠色行為。Dowell and Muthulingam（2016）認為綠色環保項目是否有利可圖是污染企業采取綠色環保行為的關鍵。Xiao-Ning and Wei（2017）認為在污染物排放量減少的同時會提高資源的使用效率，那么，綠色創新行為在收益方面的補償便能夠將部分的創新成本進行抵消，從長遠來看，一味遵循環境規制的成本將可能被由綠色創新行為帶來的超額收益所抵消或者超越。Costantini and Crespi（2008）認為，基于企業轉型所能夠承受的范圍，綠色創新所帶來的風險越大時會使得資金回收期較長，進而導致企業在短期內的轉型成本無法通過收益來得到彌補。當處于創新成本不能被完全彌補的情況下時，企業為了追求最大化的社會福利，更加需要以更嚴格的環境規制水平來約束企業的綠色創新行為。Afsar et al.（2016）發現，以精神型領導為代表的組織情境類變量以及以直接動機為代表的主觀態度類變量能夠作為遠近端變量來預測企業員工的綠色行為。賀愛忠等（2013）問卷調研了189家武漢地區的零售企業，基于調研所獲得的數據，建立結構方程模型來實證研究零售企業綠色認知和情感對于企業綠色行為的影響機制。彭海珍（2007）基于管理體制、經濟激勵和社會壓力三方面制約企業運營的重要因素，將三重“運營許可證”提出并分析影響企業綠色行為的不同作用機制。周殿昆等（2007）認為成本是影響綠色商業發展的深層次因素，價格高、支付能力低、收入少、落后的消費觀念以及對“綠色”的質疑都將會對綠色商業的發展產生消極影響。吳曉（2010）發現，環保節能設施較高的投資成本、環保管理體系與有效監督機制的匱乏是我國零售企業環保節能行動受到制約的主要原因。翟金芝（2010）認為，環保意識不強、一次性的環保投入較大以及考慮到消費者的滿意度等問題是零售企業實施低碳經濟的主要原因。

4.關于綠色創新績效。Bemauer et al.（2006）將綠色創新的定義分為三類，一種是以其的環境保護意義作為切入點，把綠色創新理解為可以減少對環境生態危害的創新行為。第二類基于綠色創新的績效作為切入點，把綠色創新描述成通過引入創新機制改善環境生態保護活動績效的措施。還有一種是從綠色創新對生態環境的改善角度，定義為是一種順應環境改善趨勢的創新。Bartlett and Trifilova（2010）認為生態創新主要是鼓勵客戶和企業生產綠色環保的新產品和新工藝。Arundel and Kepmp（2009）把生態創新描述成經濟措施與政策制定方面的核心概念，生態創新的主要目的在于經濟或環境目標。畢克新等（2011）進行了大量數據調查發現，創新的資金投入造成對制造業產生的影響較大。李玉梅等（2011）根據我國從1999年開始的九年期間二十八個制造業行業調查數據作為研究資料，經分析提出外商直接投資可以在總體上推動我國的制造業創新能力與水平提升。隋俊（2015）對跨國公司在技術方面的創新進行了研究，認為技術的轉移與溢出、社會資本和綠色創新體系的吸收能力都是影響制造業綠色創新績效的重要因素。若要將它們的影響程度進行排序，那么首要的便是技術溢出，其次才是社會資本和體系的吸收能力。

5.文獻綜述及研究趨勢分析。回顧國內外文獻，發現目前針對CEO綠色變革型領導的研究還沒有形成一致。國外主要集中在組織文化方面，而中國從CEO綠色變革型領導與綠色創新績效關系的視角進行的研究很少，因此有必要探討中國國情下的CEO綠色變革型領導對綠色創新績效的影響機制，挖掘出影響兩者關系的條件和因素。

（二）研究假設

1.CEO綠色變革型領導與綠色創新績效。目前，國內外對于CEO綠色變革型領導與綠色創新績效的研究極少。CEO綠色變革型領導是能夠影響企業績效或受企業行為影響的個人或團體。近年來，利益相關者不斷對企業施加壓力主要是源于環境惡化和道德滑坡等問題的頻發。面對利益相關者所施加的環保壓力，企業在生產經營的同時更加注重對環境的保護，不斷降污減排，既維護了企業的綠色形象，又滿足了利益相關者的期望。雖然綠色創新績效問題受到學者和管理者的普遍關注，但在CEO綠色變革型領導下企業提高綠色創新績效的機制還不是非常清晰。因此，本研究將CEO綠色變革型領導作為切入點，研究其對綠色創新績效的影響作用。基于此，本研究提出假設：

H1：CEO綠色變革型領導促使企業提高綠色創新績效。

2.企業綠色行為的中介作用。企業在日常運營過程中，接受著政府嚴格的環境監管和社區的環境保護要求，并受消費者綠色消費行為和員工的綠色組織認同的影響，這些均要求企業在反思的基礎上正確對待企業的綠色行為。企業的綠色行為有利于企業吸引高潛力人才并留住優秀員工，進而促使組織承諾的實現與增加。CEO綠色變革型領導在提高企業采取綠色行為的積極主動性的同時，也能夠讓企業在日常經營過程中消耗最少的資源、給環境帶來最低的污染來達到經濟、社會和環保的最大化，從而提高企業的綠色創新績效。因此，企業綠色行為一方面能滿足CEO綠色變革型領導的環境保護基本要求，另一方面又能積極促進主動的環境管理，最終來提高綠色創新績效。基于此，本研究提出假設：

H2：企業綠色行為在CEO綠色變革型領導與綠色創新績效間有中介作用。

3.企業環境倫理的調節作用。企業能夠實現長期穩定而持續的發展，離不開該企業的倫理道德意識，其中，企業的環境倫理意識與企業的綠色行為密切相關。環境倫理一方面能夠通過相關的倫理決策來應對環境問題，從而履行企業環境責任，另一方面也為企業營造出正確的且有意義的倫理文化氛圍。環境倫理文化氛圍較好的企業能夠更好地促使企業在CEO的綠色變革型領導下采取積極主動的綠色行為。基于此，本研究提出假設：

H3：環境倫理正向調節CEO綠色變革型領導對企業綠色行為的影響。

4.企業環境倫理的有調節的中介作用。假設2提出了企業綠色行為的中介作用，假設3提出環境倫理對CEO綠色變革型領導與企業綠色行為間關系的調節作用，基于此，本研究深入到企業綠色行為發揮中介作用的具體過程中，旨在考察企業環境倫理對企業綠色行為中介作用的影響，從企業內部將影響CEO綠色變革型領導轉化的癥結因素找出，幫助管理者達到戰略決策最優。根據Edwards and Lambert（2007）提出的有調節的中介模型，本研究認為，企業環境倫理調節了CEO綠色變革型領導通過企業綠色行為對綠色創新績效的非直接影響。一般來說，若一個企業的環境倫理水平較高，則CEO綠色變革型領導對企業綠色行為的影響也就越大，進而使得CEO綠色變革型領導通過企業綠色行為對綠色創新績效產生的間接作用越大；反之，若一個企業的環境倫理水平較低，則導致的間接作用越小。基于此，本研究提出假設：

H4：企業環境倫理調節了CEO綠色變革型領導通過企業綠色行為對綠色創新績效的間接影響。

本研究模型見圖1:

圖1 研究模型

三、研究設計

（一）數據收集和樣本選擇

本研究調研了120家江浙滬地區的制造業企業。在對企業的CEO或者高管進行調研前，團隊成員會先將本研究的目的進行介紹，并對企業的基本情況進行大概了解。為了消除被調查者的擔憂以及保證數據的真實性，在調研時會強調僅用于學術，不會用于其他途徑，并且會嚴格保密。在調研時，除了了解被調查者的個人情況以及公司的基本情況外，還對企業在CEO綠色變革型領導、綠色行為、綠色創新績效以及企業環境倫理等方面進行了調研。本研究共計發放的問卷數量為488份有效問卷272份，有效回收率為55.74%。在企業樣本中，有48.53%的企業屬于煉焦行業，有24.26%的企業屬于醫藥制造行業，有19.85%的企業屬于橡膠塑料行業，企業規模在100人以下的占13.97%，101～500人的占41.91%，501～1000人的占21.32%，1001～1500人的占16.91%，1500人以上的占5.88%。在高管樣本中，大專以下學歷有38名，本科學歷有114名，碩士學歷58名，博士學歷46名，博士后有16名。

（二）變量度量

本研究中通過Liker7級量表進行測量。其中，“1”表示“完全不同意”，“7”表示“完全同意”，參與調查者從其從業單位的現實出發，選擇最符合各自所在單位真實情況的選項。相關變量與詳細測量內容在下文進行解釋：

1.被解釋變量。本研究的被解釋變量是綠色創新績效，包括綠色產品創新與綠色過程創新兩方面，前者根據環境創新設計無毒或綠色產品進行的產品創新，能夠有效防治污染、節約能源。后者指的是產品生產領域的污染防治、節能減排、循環利用等方面。本研究測量借鑒了Chen et al.（2006）的量表，量表里面有關綠色產品創新的內容包括“企業對于其所生產產品的開發設計，以最小資源消耗實現產品制造”等4個題項；綠色過程創新方面包括“在企業的生產方面降低原材料的使用”等4個題項。

2.解釋變量。本研究的解釋變量為CEO綠色變革型領導，借鑒Robertson（in press）有關綠色變革型領導的量表，從環保影響力、環保動機鼓舞、環保智力激發、環保個性化關懷四個方面展開論述，包括“在環保方面發揮了榜樣的作用”、“能夠鼓勵員工通過更為環保的方式來開展自己的工作”等12個題項。

3.中介變量。本研究的中介變量是企業綠色行為，借鑒Lin and Ho（2010）的量表，從綠色采購、綠色生產和資源循環等方面展開論述，包括“公司合并運輸貨物”，“公司合理處置廢物”，“公司采購環保產品”等7個題項。

表1 研究變量的設計

4.調節變量。本研究的調節變量為企業環境倫理。參照Henriques et al.（1999）研究進行測量，包括“本人所在的公司在營銷活動中加入了有關環境保護的計劃、愿景和使命等”等4個題項。

5.控制變量。本研究的控制變量為行業類型、企業規模和高管學歷。

四、實證結果

本研究經過理論分析、前提假設、分析研究方法等環節，通過描述性統計、信效度測量、相關分析等方法分析調研數據，逐步驗證假設，主要使用SPSS22.0、Excel 2013以及AMOS等統計工具。

（一）信度和效度檢驗

1.信度分析

檢驗信度一般以 Cronbach’s α值大于 0.70、項目總體相關系數值（CITC）大于0.5為標準。從表2可以看出，大部分變量的CITC值高于0.6，Cronbach’s α值均大于0.9，問卷總的內部一致性系數為0.941，且刪除任何題項后的Cronbach’s α值不會得到提升。總體而言，問卷一致性表現理想，表明量表具有較高穩定性與信度。

表2 量表的可靠性分析

2.效度分析

本研究基于國內外成熟量表，設計問卷時采用雙向翻譯的方法，為了使得研究中所描述的問題的準確性能夠得到保證，通過預調研、專家小組討論、反復推敲并修正題項等步驟嚴格設計問卷。如表3所示，0.726是各變量中的最小因子載荷，各變量的KMO值均大于等于0.847，表明對量表進行因子分析比較合適，累計方差貢獻率的最小值為61.889%，這些結果表明本研究采用的量表能體現較好的建構效度。

表4給出了所有變量間的相關系數。如表4所示，變量均有較高的復合信度（CR），最低為0.9250，且從表3可知，各變量的因子載荷均大于0.726，綜上表明聚合效度較好。本研究通過AVE值來檢驗判別效度，如表4所示，各變量的AVE值最小為0.6192，AVE的平方根均明顯大于任意兩個變量間的相關系數，表明判別效度較好。另外，表4中任意兩個維度的相關系數可較好地反映各變量間的相關關系。如表4所示，CEO綠色變革型領導與綠色創新績效、企業綠色行為正相關，企業綠色行為與綠色創新績效正相關，企業環境倫理與綠色創新績效、企業綠色行為、CEO綠色變革型領導正相關，充分說明了各變量間的相互影響作用，為體現研究的準確性與謹慎性，本研究通過回歸分析的方法來驗證我們的假設。

（二）假設檢驗

1.CEO綠色變革型領導與綠色創新績效。本研究對所有數據進行中心化處理后引入各變量并分別進行檢驗。

假設1檢驗CEO綠色變革型領導對綠色創新績效的促進作用。表5中，模型1檢驗CEO綠色變革型領導對綠色創新績效的影響（β=0.417，p＜0.001），結果顯著，即H1得到驗證。

2.企業綠色行為的中介作用檢驗。假設2檢驗企業綠色行為在CEO綠色變革型領導與綠色創新績效間的中介作用。表5中，模型3檢驗CEO綠色變革型領導與企業綠色行為對綠色創新績效的影響作用，數據顯示CEO綠色變革型領導正向影響綠色創新績效（β=0.325，p＜0.001）；與模型1相比，CEO綠色變革型領導對綠色創新績效的影響下降，β值由原來的0.417降為0.325，表明企業綠色行為在CEO綠色變革型領導與綠色創新績效間發揮中介作用，H2得到驗證。

表3 因子分析結果

表4 Pearson相關系數

3.企業環境倫理的調節作用檢驗。假設3檢驗企業環境倫理正向調節CEO綠色變革型領導對企業綠色行為的影響作用。模型4中，交互項CEO綠色變革型領導*環境倫理（β=0.245，p＜0.001）正向影響企業綠色行為，因此企業環境倫理在變革型領導與企業綠色行為的關系中起到顯著的調節作用，H3得到驗證。

4.企業環境倫理的有調節的中介作用檢驗。假設4檢驗企業環境倫理調節了CEO綠色變革型領導通過企業綠色行為對綠色創新績效的間接影響。由模型3可知，企業綠色行為在CEO綠色變革型領導與綠色創新績效的關系中起到顯著的中介作用。由模型4可知，企業環境倫理在CEO綠色變革型領導與企業綠色行為的關系中起到顯著的調節作用。在模型5中，交互項CEO綠色變革型領導*企業環境倫理對綠色創新績效有顯著的正向影響（β=0.273，p＜0.001），調節作用成立，同時中介變量企業綠色行為對綠色創新績效也有顯著的正向影響（β=0.158，p＜0.010），因此企業綠色行為中介作用、企業環境倫理的調節作用同時成立，換言之，經過企業綠色行為的中介效應受到調節變量企業環境倫理的影響，所以有調節的中介模型成立，H4得到驗證。

本研究通過對調節變量分別取均值的正、負一個標準差展現調節作用，調節效應在圖2當中有詳細列示。通過對圖2的觀察能夠發現，企業如果存在較高的環境倫理，CEO綠色變革型領導所造成的對企業綠色行為的影響作用表現較為突出；而如果存在較低的環境倫理，影響表現不顯著。

五、主要研究結論與啟示

本研究探討了CEO綠色變革型領導與綠色創新績效的關系，引入了中介變量和調節變量，從而更全面地理解CEO變革型領導對綠色創新績效的作用機制。

通過問卷調查以江浙滬地區環保壓力較大的120家制造業企業為樣本發現：1.CEO綠色變革型領導正向影響綠色創新績效；2.企業綠色行為在CEO綠色變革型領導與綠色創新績效間發揮中介作用；3.環境倫理正向調節CEO綠色變革型領導對企業綠色行為的影響。4.進一步研究發現，企業環境

表5 回歸結果分析