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摘要：企业伦理已经不仅仅是道德上的问题，当一个企业的道德水平受到社会质疑的时候，很难走向成功，所以，从高层领导到中层管理者甚至于员工在道德层面都经历着来自社会的重重考验，只有切实地让每位组织成员感知并认同正确的伦理主张，才能逐步与多种利益相关者实现行动匹配和利益共赢。从企业长远发展来看，要建立具有社会责任感的企业，必须在企业人员招聘时考察应聘者的社会责任心。在组织管理乃至社会管理中，“遵纪守法”的首要责任在领导而非在下属，那种抱怨下属的做法难以抓住改进工作的关键，领导者以身作则是组织伦理建设的重要启动因素，也是领导者发挥领导力的首要原则。
关键词：企业领导者;企业绩效;企业伦理;滴漏效应;社会责任心
基金项目：国家社会科学基金项目“职业经理人市场治理与国有企业职业经理人市场融入协同研究”（14BGL082）
中图分类号：F279 文献标识码：A 文章编号：1003-854X（2019）03-0024-08
在我国社会转型时期，道德建设方面所发生的种种问题令人忧心。富士康13跳挑起的道德考验、双汇瘦肉精和染色馒头触发的食品恐慌、三聚氰胺奶粉案件经历的良心拷问等“道德失范”现象的大量发生，引发了人们对于原有商业经营理念的深度再思考。
从理论角度来说，个体的社会责任心会引发相对应的社会责任行为，但以前的研究大多聚焦学生群体的社会责任心，对企业员工的责任心及其给企业绩效造成的影响研究较少①。一方面，社会责任心通过个体对于事物的普遍反应，可以表现为个体在组织中的伦理行为。另一方面，企业领导是一个企业组织的核心和灵魂，企业伦理首先表现为企业领导的伦理。我们从组织员工的社会责任心出发，探讨组织管理人员的伦理行为的形成要素、组织内员工伦理行为的滴漏效应以及权力距离和传统性的调节作用，这对于解析企业员工伦理行为特征，改善企业管理、尤其是增强企业员工的伦理行为具有非常重要的现实意义。
一、理论基础与假设提出
1. 伦理行为的前因：社会责任心
国外心理学界对社会责任心（Social Responsibility）的定义各有不同。Ford从社会规范和角色期待的角度将社会责任心定义为个体角色与以对他人有利为目的社会美德相一致的角色期待②。Altman从心理社会学的角度将社会责任心定义为个体在当他人的利益受到威胁时主动帮助他人的行动意愿③。社会责任心的影响因素包括社会归因、人格特征、控制点、社会地位等。O’Connor探讨了社会归因、人格特征对社会责任心的影响，提出影响社会责任心的人格因素包括个体是否以自我为中心、是否具有同情心、是否能够相互接纳、是否具有权威以及是否具有相同的遭遇等④。Coleman对社会责任心、控制点和社会地位这三者的相互关系进行了研究，结果表明社会责任心随社会地位的升高而提升，并且处于中等强度控制点的个体具有最高程度的社会责任心⑤。
通过对上述文献的回顾和梳理发现，首先，个体认知是影响个体社会责任心的重要因素，个体对自我的认知能力影响着社会责任心的形成。同时，个人成长过程中，外部环境的因素（如社会角色期待等）也会影响个体社会责任心。其次，社会责任心会引发相对应的社会责任行为，但以前的研究大多聚焦学生群体的社会责任心，对企业员工的责任心及其对企业绩效造成的影响研究较少。因此，需要进一步研究企业员工的社会责任心的具体内涵、企业员工社会责任心与员工行为之间的关系。虽然人的行为与主观认识是在环境的背景下形成的，但环境对其产生的影响并不是唯一的，真正影响个体行为的就是认知要素。由此可见，主体的信念可以影响行为，而且主体的信念影响其对于环境的认知把握，从而作用于人对环境的反应。伦理道德是个体自我定位的核心，个体会坚持自身的责任心以避免自我迷失。因此，具有高责任心的个体会表现出与其社会责任心相一致的行为，包括伦理行为。由以上论述提出下面的假设：
H1：企业员工的社会责任心对员工的伦理行为有正向影响。
2. 伦理行为的滴漏效应
Hambrick和Mason在1984年创造性地提出了高层梯队理论，指出一个复杂组织的领导层需要集体的认知能力、综合能力和整个高层管理团队间的相互交流，如此高层管理团队就比单个的最高执行长官拥有更强大的策略行为。基于有限理性假設，高层梯队理论表明高层管理团队的战略变革决定取决于高层管理团队的综合特征或者说高层管理团队 的差异化——这决定了决策程序中可行观点的宽度⑥。因此，需要将高层管理者与中层管理者结合起来进行研究。高层管理者的伦理行为对中层管理者来说是一种伦理环境，环境状况作为外在条件，会对行为的方向产生影响，从而影响着中层管理者的伦理行为。同样，中层管理者的伦理行为对员工来说也是环境因素，从而影响员工的伦理行为。
滴漏效应从上世纪70年代开始兴起，并最早在经济学界使用和普及，它所强调的主要内容就是某种体制当中的利益传递问题⑦。组织内部的正式权力结构会对领导影响力产生影响，并且会使得这种影响力由上而下滴漏，这是在垂直管理层次的基础上产生的⑧。对于普通员工来说，其开展的行为和产生的认知可能会对领导有着直接的关系，且高层领导者和中层领导者产生的具体影响有所不同。这种影响是从上到下传递的，由高层领导传递给中层领导，再进而传递给基层领导，最后对员工产生作用。与以往相比，滴漏模式下的伦理行为有以下差异：第一，这种行为模式改变了传统的研究观念，开始让学者对企业内部层次予以关注，并重视领导间的互动以及高层领导者对下属产生的直接影响。其实质是对于组织领导的整体研究，体现整体动态的、自上而下的作用过程。第二，这种理论是在结合领导者自身行为和能力的基础上自上而下开展的研究⑨。Mayer 等强调中层领导者既属于下层员工的领导者，又是上层领导者的员工，研究中应当将三者结合，这样可以更加完整、清晰地展示不同层次领导在组织中的效应机理⑩。 目前围绕滴漏模式下的领导效应研究方式，采取的基本上都是横断面的研究方法。在前文中我们已经论述过领导者的影响力是由上到下的影响过程，而这种研究方法无法很好地体现。基于此，本文从纵向角度入手，提出以下假设：
H2：高层领导的伦理行为对中层领导伦理行为有滴漏效应，成正相关;
H3：中层领导的伦理行为对员工伦理行为有滴漏效应，成正相关;
H4：高层领导的伦理行为对员工伦理行为有正向影响;
H5：高层领导的伦理行为通过中层领导伦理行为影响员工的伦理行为。
3. 伦理行为滴漏的调节：权力距离及传统性
权力距离是文化价值内涵的变量，所代表的是社会可以接受的权力分配的不平等程度。从个人的角度来看，所指代的是个体在组织当中感受到的权力分配的不平等程度。结合组织的角度来看，该变量常被用作于判断员工效能与组织行为之间关系的过程当中。例如，当员工权力距离越低时，员工绩效和组织支持认知之间存在的联系度越低。低权力距离员工认为，领导应该与员工处于平等的地位，并积极地参与到日常工作当中，渴望领导者能够关心自己，关注到自身的日常工作;而高权力距离的员工，则更加强调在企业内部构建一种正式的领导关系，与领导属于正式的上下级关系，比较尊重领导者下发的各项决策，在关注领导者决策的基础上努力工作{11}。研究发现，下属对领导行为的反应方式存在差异，威权领导行为通过员工信任在领导权的不同权力取向下对组织公民行为有不同的影响。处于较高地位的领导会通过对下级领导者的控制，使其以较低权力距离来降低组织公民行为，但对高权力远距离下属的负面影响会更弱，甚至会产生积极影响{12}。员工对高权力距离文化普遍接受度较高，即使在这种文化背景下感受到了不公平的情况，也不会对此予以较高的关注。
传统性（Traditionality）是指“传统社会中个人所常具有的一套有组织的认知态度、思想观念、 价值取向、气质特征及行为意愿”{13}。在中国文化的大背景下探讨组织情景中的领导行为时，必须要对个体价值观的调节作用予以关注，认识到这种调节作用的存在会对个体的情感要素产生影响，进而影响行为和环境，而传统性则往往被认为是在组织情境中最能够体现中国人的性格和价值观并发挥重要调节作用的特征之一。
在组织的背景下，传统的中国概念主要反映了员工对遵守权威的传统价值观的认可{14}。高传统性与低传统性的人的态度和行为模式有很大差异，如传统性较低层次的人，符合基本的社会角色义务，感受到满足期望的责任和义务。传统性的影响也体现在对员工表现与组织情景变量之间关系的调节作用。如传统性会负向调节组织公正与组织公民行为（OCB）的正向关系，负向调节领导部署交换（LMX）与 OCB的正向关系，负向调节组织支持感（POS）与 OCB的正向关系;减弱个体感知的组织代表性与基于组织的自尊和内部人身份的正向关系{15};减弱员工履行契约与员工离职的负向关系，增强员工感知的组织履行契约与员工离职的负向关系;减弱辱虐型领导行为与员工表现的负向关系{16}等。
结合传统性的内涵和相关研究成果，我们认为高传统性的员工由于认同遵从权威这一传统价值观，存在对上级无条件、无批判性的服从，因而更加容易接受和服从领导的伦理观念，以领导传播和要求的伦理观念来调整自己的工作行为，从而使得伦理领导能够取得较好的结果。而低传统性的员工由于遵从诱因——贡献平衡的原则，并非无条件接受领导的伦理观念进而调整自己的工作表现，相对于高传统性的员工而言，使得伦理领导的效果更加不易体现。由以上论述提出下面的假设：
H6a：高层领导权力距离会负向调节高层领导伦理行为与中层领导伦理行为之间的关系;
H6b：中层领导权力距离会负向调节中层领导伦理行为和员工伦理行为之间的关系;
H7a：员工的传统性会正向调节中层领导伦理行为与员工伦理行为之间的关系;
H7b：中层领导的传统性会正向调节高层领导伦理行为与中层伦理行为之间的关系。
二、研究设计
1. 研究样本
本研究在我国中部地区选取了108企业进行问卷的发放，调查对象为企业中的员工、中层和高层管理者，发放的方式分为邮寄和现场调查。在统一发放问卷之前，研究者对即将深入调查不同企业的调查员进行了统一的培训，明确了本研究的研究意义和调研目的，使其在与不同公司的人力资源部门的负责人沟通的过程中能够有效地保证研究问卷的科學填写。研究者要求每个企业的人力资源部门的管理者邀请企业中的员工、中层管理者对问卷所涉及的社会责任心、权力距离、传统性等相关问题进行评估。在问卷回收之后，研究者通过电话与每个企业中的人力资源管理者进行沟通和回访，确保问卷填写过程的科学有序。
整个问卷调查的过程采用了三个阶段的跨时期调查的方法，针对每一个目标组织都进行了三个批次不同时间的问卷调查，总共历时9个月，以确保数据的真实性和可靠性。在收集问卷的过程中，本研究始终遵循配对原则，即一个高层领导对应其管辖的三个中层管理者，每个中层管理者对应其管辖的三个普通员工。2016年10月开始针对108家公司开始进行第一个批次调查，三个月之后进行第二批次针对相同对象的调查，六个月之后进行第三批次的调查。本研究共获取了99个企业的有效问卷，问卷回复率为91%，因此本文采用的中层管理人员问卷297份，基层员工问卷891份。
2. 变量测量
本文所涉及到的相关概念和变量总共有四个：社会责任心、伦理行为、传统性以及权力距离。本文选取了权威量表对所选变量进行数据统计分析，选取的四个量表分别为：
（1）社会责任心使用了Berkowitz的“社会责任尺度”量表{17}，这个方法应用非常多，不管是在社会心理学还是消费心理学的分析研讨中都被广泛应用。该量表有8个题项，但由于其中一个条目“如果政府的选举不多，从而民众就不用经常投票，那么我们的国家将会变得更好”与我国国情不符，故只使用了前7个题项。该部分采用七点刻度评分，由1=“不同意”到7=“完全同意”。 （2）伦理行为选用了中国学者付维会以Ruch制定的17科目量表为根本，经过专家学者们的仔细检查所构建的适合中国公司职工使用的伦理行为量表{18}。这个量表涵盖3个维度，通过对企业管理的调查意见对量表重新完成了修订。本研究共选用16道题项，采用七点刻度评分，由1=“不同意”到7=“完全同意”。
（3）权力距离的测量使用的是Dorfman开发的题目，共6个题项，采用七点刻度评分，由1=“不同意”到7=“完全同意”{19}。
（4）传统性借鉴了Farh等的6题项量表，从中选取五个题项，采用七点刻度评分，由1=“不同意”到7=“完全同意”{20}。
最后，基于相关文献的整合，本文对控制变量进行了进一步的处理，具体包括工作经验、性别、教学背景、年龄等控制变量。因为以上变量均属于类别变量，为此在对变量操作加以控制的过程中，可对以上变量进行虚拟处理，以下为具体处理方式：在工作年限、年龄、教育水平以及性别方面分别选择 “5年以上”、“30岁以上”、“硕士及以上”、“女性”作为参照组。
三、数据分析与结果
1. 共同方法偏差检验
本文所使用的样本数据均通过问卷调查的方式采集而来，调查对象包括三部分群体，即员工个人、企业中层管理者和企业高层管理者，并通过聚合的方式，将297份中层管理者填写的有关高层领导的题项聚合为99份高层领导的数据，将891份员工填写的中层领导的有关题项聚合为297份中层管理者的数据，而员工的则由员工自评，这从数据采样的方式上解决了同一研究方法可能存在的方法偏差问题。为了保证同一研究方法变差不会对结果的准确性和可靠性造成影响，本文针对该问题进行了一系列的检验分析。按照Harman单因子检验的方法，也就是对量表中的每一个题项都进行主成分因子分析。如果同一个因子在解释模型中的多种方差，数据中就会存在共同方法偏差的问题;若一个因子没有解释方差或只解释了小部分方法，则共同方法偏差的可能可以排除。经检验，本研究中同一方法偏差对结果的影响可以忽略不计，共同方法检验偏差对结果不会产生明显影响，具备可行性。
2. 验证性因子分析
本文涉及的变量共有4个：伦理行为、社会责任心、传统性和权力距离，需要分别检验它们的聚合效度。采用Amos17.0版本软件进行验证性因子分析来考察本文主要变量的测量效度。鉴于极大似然估计的稳健性，相关参数采用极大似然估计法（ML）。表1分别报告主要研究变量的验证性分子分析结果，表明各变量拟合良好，模型聚合效度较好，适用于之后的潜变量因果关系模型中。
3. 描述性统计和相关分析
各变量的均值和方差、相关系数、Cronbach’s Alpha、平均方差提取值（AVE）和建构信度（CR）的数据都在表2中列示。
4. 假设检验
多层次分析模型包含第一层和第二层及其各自的自变量，见公式（1）—（7）所示，以员工层嵌套于中层团队层，中层员工层又嵌套于高层团队层为例，当所得数据存在不同的层级时，先将员工个体层级的变量Xijk（下标i、j、k分别表示第一、二、三层）和变量Yij来建立相应的线性回归方程[见公式（1）]，再将该线性方程中的斜率和截距作为因变量，利用第二层级数据中的变量Wik作为自变量，建立两个新的线性回归方程，并获取因變量。第3层级的处理方法相似，利用Vi作为自变量，再建立两个线性回归方程[见公式（4）和（5）]。
第一层：Yijk=π0j+π1jXijk+εij （1）
第二层：π0j=β00+β01Wjk+μ0j （2）
π1j=β10+β11Wjk+μij （3）
第三层：β00=γ000+γ000Vk+u00 （4）
β01=γ010+u01 （5）
β10=γ100+u10 （6）
β11=γ110+u11 （7）
首先，对整体样本的社会责任心与伦理行为之间的关系进行检验，结果见表3、表4。观察表3的结果可以发现，当员工社会责任进入模型后，模型的F值为368.701，并且在1%下显著，同时模型的R方增加了0.667，这表明在控制了其他变量后，员工的社会责任对其伦理行为是有影响的。同时从表4可以看出，员工社会责任的回归系数为1.265，t检验值为42.657，Sig值为0.000，表明在1%的显著性水平下，员工社会责任对员工伦理行为有显著的正向影响。最后，对变量的共线性检验表明，变量之间不存在严重的共线性（VIF值小于10），这进一步说明回归分析的结果是可信的。综上所述，本文的实证结果表明员工社会责任对其伦理行为有正向的显著性影响，假设1得到了证实。
其次，对高层领导伦理行为与中层伦理行为之间的关系进行了检验，结果见表5。
表5 高层领导伦理行为对中层伦理行为的
多层次回归结果
综上所述，HLM的结果表明高层领导的伦理行为对中层的伦理行为有正向的显著性影响，假设2得到了交叉验证。
再次，应用HLM进行验证。
第一层：Yijk=π0j+π1jXijk+π2jWjk+εij （1）
第二层：π0j=β00+μ0j （2）
π1j=β10+μ0j （3）
π2j=β11+μ0j （4）
对中层领导和员工的伦理行为之间的关系进行检验，结果见表6。
表6 中层领导伦理行为对员工伦理行为的
多层次回归结果 综上所述，HLM的结果表明中层领导的伦理行为对员工的伦理行为有正向的显著性影响，假设3得到了交叉验证。
然后，应用HLM进行验证。首先由公式：
第一层：Yijk=π0j+π1jXijk+π2jWjk+εij （1）
第二层：π0j=β00+μ0j （2）
π1j=β10+μij （3）
第三层：β00=γ000+u00 （4）
β10=γ100+u10 （5）
对高层领导和员工的伦理行为进行了检验，结果见表7。
表7 高层领导伦理行为对员工伦理行为的
多层次回归结果
三层整体模型的各项指标系数见表8。
表8 整体模型各项系数
从以上结果可知， HLM的检验结果表明高层领导的伦理行为对员工的伦理行为有正向的显著性影响，假设4得到了交叉验证。
下一步，应用HLM进行验证。
第一层：Yijk=π0j+π1jMjk+εij （1）
第二层：π0j=β00+β01Xjk+μ0j （2）
π1j=β10+μi （3）
第三层：β00=γ000+γ000Vk+u00 （4）
β01=γ010+u01 （5）
β10=γ100+u10 （6）
对中层领导伦理行为的中介效应进行检验，结果见表9。
表9 二层整体模型的各项指标系数
三层整体模型的各项指标系数见表10。
表10 三层整体模型的各项指标系数
综上所述，HLM的结果进一步说明中层伦理行为和员工社会责任心有完全中介效应，因此假设H5得到证实，假设成立。
接下来，对权力距离的调节效应进行检验见表11、表12。从表11的结果可以看出，交互项高层伦理行为×高层领导权力距离回归系数为负值，t检验值为-2.804，sig检验值为0.005<1%，说明在1%的显著性水平下，高层领导权力距离在高层伦理行为对中层伦理行为的影响中起着显著负向调节作用，假设6a得到了检验。从表12的结果可以看出，交互项中层伦理行为×中层领导权力距离回归系数为负值，t检验值为-20.161，sig检验值为0.000<1%，说明在1%的显著性水平下，中层领导权力距离在中层伦理行为对员工伦理行为的影响中起着显著负向调节作用。综合表11和表12的结果，假设6b得到了证实。
针对假设7a：员工的传统性会调节中层领导伦理行为与员工伦理行为之间的关系，本文进行了假设检验，其回归分析结果见表13。从表13的结果可以看出，交互项中层伦理行为员工的传统性回归系数为负值，t检验值为15.796，sig检验值为0.000<1%，说明在1%的显著性水平下，员工的传统性在中层伦理行为对员工伦理行为的影响中起着显著正向调节作用，假设7a得到了证实。
针对假设H7b：中层领导的传统性会调节高层领导伦理行为与中层伦理行为之间的关系，本文进行了假设检验，其回归分析结果见表14。从表14的结果可以看出，交互项高层伦理行为×中层领导的传统性回归系数为负值，t检验值为17.862，sig检验值为0.000<1%，说明在1%的显著性水平下，中层领导传统性在高层伦理行为对中层领导伦理行为的影响中起着显著正向调节作用，假设7b得到了证实。
四、研究结论与启示
1. 研究结论
本文的研究结论可以归纳为三个方面：
第一，本文从组织员工层面探讨了社会责任心对于其伦理行为的水平影响。基于社会认知理论，本文提出人们的自身信念是其行为和动机的关键因素，社会责任心对个体行为的影响会从自身出发，自律自制，表现为组织日常工作中的伦理行为。
第二，下属通过观察学习与模仿，会表现出与其领导相似的行为。也就是说，相对于一般员工而言， 他们的行为或认知在一定程度上会受直接领导的影响，也可能受更高一层领导的影响。这种影响是由高层领导传递给中层领导，并且最终对一般员工产生间接滴漏影响。
第三，权力距离和传统性这两个中国本土情境下的影响因素，在组织内部“上行下效”的伦理行为滴漏模型中具有调节效应，在组织管理乃至社会管理中，“遵纪守法”的首要责任在领导而非在下属，那种抱怨下属的做法难以抓住改进工作的关键。领导者以身作则是组织伦理建设的重要启动因素，也是领导者发挥领导力的首要原则。
2. 管理启示
第一，企业选聘员工应注重对候选人社会责任心的考量。本文证实了社会责任心在组织内部对组织员工的伦理行为所具有的直接效应，即社会责任心会引发相对应的社会责任行为。从企业长远发展来看，要建立具有社会责任感的企业，必须在企业人员招聘时考察应聘者的社会责任心。
第二，领导者应以身作则，恪守规范，践行伦理。本文的滴漏效应发现，组织内的伦理行为从高层的领导者出发，逐层影响中层管理者与基层员工。可以说，好的领导既能够激发员工的善心善行，又能够有效抑制员工的恶意恶行，从而促进团队、组织建立更加健康有序的工作社会环境。
第三，领导者应增强与员工交流，加强员工传统性培养。领导的伦理行为对员工伦理产出的影响强度不是一个无条件过程，员工对自己直屬上级的权力距离感知和员工的传统性都发挥着至关重要的作用。在企业日常的工作环境中，高层领导不仅仅需要恪守自己的伦理行为准则，也要注意多与员工交流，减少管理者和下属的距离感，让下属了解领导的行事准则，才能更好地起到榜样作用。另一方面，企业在招聘或培训的过程中，也要着重于组织内员工的传统性，因为具有传统性的员工更倾向于模仿上级领导的榜样行为。 3. 研究局限與展望
本文深入考察了高层、中层和员工三个层面社会责任心对伦理行为的水平影响，探讨社会责任心和伦理行为在组织中的滴漏效应，以及权力距离、传统性的调节作用。研究结论对于加深人们关注社会责任对于组织内员工的伦理行为及组织内部各层级与员工的相互影响具有重要启发价值。但是，本文也存在一些不足之处和需要未来研究继续深化、充实、完善的地方：
第一，本文的取样问题。本研究前后历时9个月，共收集有效数据27套。虽然研究结果显示，已经具备统计学意义，但是仍可以从时间跨度、样本数量、领导下属匹配模式上进行优化。此外，样本中个体所处行业的多样性有所不足，样本分布偏差可能对研究结论的普适性带来影响。
第二，本文仅仅关注了社会责任心对员工伦理行为的直接效应，忽略了这一水平关系中可能存在的其他影响因素，中介机制的探索有进一步完善的空间。未来研究可以采集更大样本，开展多重中介检验，考察潜在中介变量。
第三，本文选取了本土化情景的权力距离和员工传统性作为滴漏效应在三个不同层级之间的调节变量，调节变量虽然具有一定的针对性，但从另一个角度来说，可能也影响了理论框架的整体适用性。
注释：
① 赵兴奎、张大均：《社会责任心研究述评》，《河北师范大学学报》（教育科学版）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. O’Connor， J. Cuevas， The Relationship of Children’s 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} 张燕、怀明云：《威权式领导行为对下属组织公民行为的影响研究——下属权力距离的调节作用》，《管理评论》2012年第11期。
{13} 杨国枢、黄光国、杨中芳主编：《华人本土心理学》（下册），重庆大学出版社2008版，第55—60页。
{15} 汪林、储小平、倪婧：《领导—部属交换、内部人身份认知与组织公民行为——基于本土家族企业视角的经验研究》，《管理世界》2009年第1期。
{16} 吴隆增、刘军、刘刚：《辱虐管理与员工表现：传统性与信任的作用》，《心理学报》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} 付维会：《中国企业员工伦理行为量表的建构》，《软科学》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：李锡元，武汉大学经济与管理学院教授、博士生导师，湖北武汉，430072;徐镔，武汉大学经济与管理学院博士研究生，湖北武汉，430072;龚湛雪，武汉大学经济与管理学院博士研究生，湖北武汉，430072。
（责任编辑 陈孝兵）
关键词：企业领导者;企业绩效;企业伦理;滴漏效应;社会责任心
基金项目：国家社会科学基金项目“职业经理人市场治理与国有企业职业经理人市场融入协同研究”（14BGL082）
中图分类号：F279 文献标识码：A 文章编号：1003-854X（2019）03-0024-08
在我国社会转型时期，道德建设方面所发生的种种问题令人忧心。富士康13跳挑起的道德考验、双汇瘦肉精和染色馒头触发的食品恐慌、三聚氰胺奶粉案件经历的良心拷问等“道德失范”现象的大量发生，引发了人们对于原有商业经营理念的深度再思考。
从理论角度来说，个体的社会责任心会引发相对应的社会责任行为，但以前的研究大多聚焦学生群体的社会责任心，对企业员工的责任心及其给企业绩效造成的影响研究较少①。一方面，社会责任心通过个体对于事物的普遍反应，可以表现为个体在组织中的伦理行为。另一方面，企业领导是一个企业组织的核心和灵魂，企业伦理首先表现为企业领导的伦理。我们从组织员工的社会责任心出发，探讨组织管理人员的伦理行为的形成要素、组织内员工伦理行为的滴漏效应以及权力距离和传统性的调节作用，这对于解析企业员工伦理行为特征，改善企业管理、尤其是增强企业员工的伦理行为具有非常重要的现实意义。
一、理论基础与假设提出
1. 伦理行为的前因：社会责任心
国外心理学界对社会责任心（Social Responsibility）的定义各有不同。Ford从社会规范和角色期待的角度将社会责任心定义为个体角色与以对他人有利为目的社会美德相一致的角色期待②。Altman从心理社会学的角度将社会责任心定义为个体在当他人的利益受到威胁时主动帮助他人的行动意愿③。社会责任心的影响因素包括社会归因、人格特征、控制点、社会地位等。O’Connor探讨了社会归因、人格特征对社会责任心的影响，提出影响社会责任心的人格因素包括个体是否以自我为中心、是否具有同情心、是否能够相互接纳、是否具有权威以及是否具有相同的遭遇等④。Coleman对社会责任心、控制点和社会地位这三者的相互关系进行了研究，结果表明社会责任心随社会地位的升高而提升，并且处于中等强度控制点的个体具有最高程度的社会责任心⑤。
通过对上述文献的回顾和梳理发现，首先，个体认知是影响个体社会责任心的重要因素，个体对自我的认知能力影响着社会责任心的形成。同时，个人成长过程中，外部环境的因素（如社会角色期待等）也会影响个体社会责任心。其次，社会责任心会引发相对应的社会责任行为，但以前的研究大多聚焦学生群体的社会责任心，对企业员工的责任心及其对企业绩效造成的影响研究较少。因此，需要进一步研究企业员工的社会责任心的具体内涵、企业员工社会责任心与员工行为之间的关系。虽然人的行为与主观认识是在环境的背景下形成的，但环境对其产生的影响并不是唯一的，真正影响个体行为的就是认知要素。由此可见，主体的信念可以影响行为，而且主体的信念影响其对于环境的认知把握，从而作用于人对环境的反应。伦理道德是个体自我定位的核心，个体会坚持自身的责任心以避免自我迷失。因此，具有高责任心的个体会表现出与其社会责任心相一致的行为，包括伦理行为。由以上论述提出下面的假设：
H1：企业员工的社会责任心对员工的伦理行为有正向影响。
2. 伦理行为的滴漏效应
Hambrick和Mason在1984年创造性地提出了高层梯队理论，指出一个复杂组织的领导层需要集体的认知能力、综合能力和整个高层管理团队间的相互交流，如此高层管理团队就比单个的最高执行长官拥有更强大的策略行为。基于有限理性假設，高层梯队理论表明高层管理团队的战略变革决定取决于高层管理团队的综合特征或者说高层管理团队 的差异化——这决定了决策程序中可行观点的宽度⑥。因此，需要将高层管理者与中层管理者结合起来进行研究。高层管理者的伦理行为对中层管理者来说是一种伦理环境，环境状况作为外在条件，会对行为的方向产生影响，从而影响着中层管理者的伦理行为。同样，中层管理者的伦理行为对员工来说也是环境因素，从而影响员工的伦理行为。
滴漏效应从上世纪70年代开始兴起，并最早在经济学界使用和普及，它所强调的主要内容就是某种体制当中的利益传递问题⑦。组织内部的正式权力结构会对领导影响力产生影响，并且会使得这种影响力由上而下滴漏，这是在垂直管理层次的基础上产生的⑧。对于普通员工来说，其开展的行为和产生的认知可能会对领导有着直接的关系，且高层领导者和中层领导者产生的具体影响有所不同。这种影响是从上到下传递的，由高层领导传递给中层领导，再进而传递给基层领导，最后对员工产生作用。与以往相比，滴漏模式下的伦理行为有以下差异：第一，这种行为模式改变了传统的研究观念，开始让学者对企业内部层次予以关注，并重视领导间的互动以及高层领导者对下属产生的直接影响。其实质是对于组织领导的整体研究，体现整体动态的、自上而下的作用过程。第二，这种理论是在结合领导者自身行为和能力的基础上自上而下开展的研究⑨。Mayer 等强调中层领导者既属于下层员工的领导者，又是上层领导者的员工，研究中应当将三者结合，这样可以更加完整、清晰地展示不同层次领导在组织中的效应机理⑩。 目前围绕滴漏模式下的领导效应研究方式，采取的基本上都是横断面的研究方法。在前文中我们已经论述过领导者的影响力是由上到下的影响过程，而这种研究方法无法很好地体现。基于此，本文从纵向角度入手，提出以下假设：
H2：高层领导的伦理行为对中层领导伦理行为有滴漏效应，成正相关;
H3：中层领导的伦理行为对员工伦理行为有滴漏效应，成正相关;
H4：高层领导的伦理行为对员工伦理行为有正向影响;
H5：高层领导的伦理行为通过中层领导伦理行为影响员工的伦理行为。
3. 伦理行为滴漏的调节：权力距离及传统性
权力距离是文化价值内涵的变量，所代表的是社会可以接受的权力分配的不平等程度。从个人的角度来看，所指代的是个体在组织当中感受到的权力分配的不平等程度。结合组织的角度来看，该变量常被用作于判断员工效能与组织行为之间关系的过程当中。例如，当员工权力距离越低时，员工绩效和组织支持认知之间存在的联系度越低。低权力距离员工认为，领导应该与员工处于平等的地位，并积极地参与到日常工作当中，渴望领导者能够关心自己，关注到自身的日常工作;而高权力距离的员工，则更加强调在企业内部构建一种正式的领导关系，与领导属于正式的上下级关系，比较尊重领导者下发的各项决策，在关注领导者决策的基础上努力工作{11}。研究发现，下属对领导行为的反应方式存在差异，威权领导行为通过员工信任在领导权的不同权力取向下对组织公民行为有不同的影响。处于较高地位的领导会通过对下级领导者的控制，使其以较低权力距离来降低组织公民行为，但对高权力远距离下属的负面影响会更弱，甚至会产生积极影响{12}。员工对高权力距离文化普遍接受度较高，即使在这种文化背景下感受到了不公平的情况，也不会对此予以较高的关注。
传统性（Traditionality）是指“传统社会中个人所常具有的一套有组织的认知态度、思想观念、 价值取向、气质特征及行为意愿”{13}。在中国文化的大背景下探讨组织情景中的领导行为时，必须要对个体价值观的调节作用予以关注，认识到这种调节作用的存在会对个体的情感要素产生影响，进而影响行为和环境，而传统性则往往被认为是在组织情境中最能够体现中国人的性格和价值观并发挥重要调节作用的特征之一。
在组织的背景下，传统的中国概念主要反映了员工对遵守权威的传统价值观的认可{14}。高传统性与低传统性的人的态度和行为模式有很大差异，如传统性较低层次的人，符合基本的社会角色义务，感受到满足期望的责任和义务。传统性的影响也体现在对员工表现与组织情景变量之间关系的调节作用。如传统性会负向调节组织公正与组织公民行为（OCB）的正向关系，负向调节领导部署交换（LMX）与 OCB的正向关系，负向调节组织支持感（POS）与 OCB的正向关系;减弱个体感知的组织代表性与基于组织的自尊和内部人身份的正向关系{15};减弱员工履行契约与员工离职的负向关系，增强员工感知的组织履行契约与员工离职的负向关系;减弱辱虐型领导行为与员工表现的负向关系{16}等。
结合传统性的内涵和相关研究成果，我们认为高传统性的员工由于认同遵从权威这一传统价值观，存在对上级无条件、无批判性的服从，因而更加容易接受和服从领导的伦理观念，以领导传播和要求的伦理观念来调整自己的工作行为，从而使得伦理领导能够取得较好的结果。而低传统性的员工由于遵从诱因——贡献平衡的原则，并非无条件接受领导的伦理观念进而调整自己的工作表现，相对于高传统性的员工而言，使得伦理领导的效果更加不易体现。由以上论述提出下面的假设：
H6a：高层领导权力距离会负向调节高层领导伦理行为与中层领导伦理行为之间的关系;
H6b：中层领导权力距离会负向调节中层领导伦理行为和员工伦理行为之间的关系;
H7a：员工的传统性会正向调节中层领导伦理行为与员工伦理行为之间的关系;
H7b：中层领导的传统性会正向调节高层领导伦理行为与中层伦理行为之间的关系。
二、研究设计
1. 研究样本
本研究在我国中部地区选取了108企业进行问卷的发放，调查对象为企业中的员工、中层和高层管理者，发放的方式分为邮寄和现场调查。在统一发放问卷之前，研究者对即将深入调查不同企业的调查员进行了统一的培训，明确了本研究的研究意义和调研目的，使其在与不同公司的人力资源部门的负责人沟通的过程中能够有效地保证研究问卷的科學填写。研究者要求每个企业的人力资源部门的管理者邀请企业中的员工、中层管理者对问卷所涉及的社会责任心、权力距离、传统性等相关问题进行评估。在问卷回收之后，研究者通过电话与每个企业中的人力资源管理者进行沟通和回访，确保问卷填写过程的科学有序。
整个问卷调查的过程采用了三个阶段的跨时期调查的方法，针对每一个目标组织都进行了三个批次不同时间的问卷调查，总共历时9个月，以确保数据的真实性和可靠性。在收集问卷的过程中，本研究始终遵循配对原则，即一个高层领导对应其管辖的三个中层管理者，每个中层管理者对应其管辖的三个普通员工。2016年10月开始针对108家公司开始进行第一个批次调查，三个月之后进行第二批次针对相同对象的调查，六个月之后进行第三批次的调查。本研究共获取了99个企业的有效问卷，问卷回复率为91%，因此本文采用的中层管理人员问卷297份，基层员工问卷891份。
2. 变量测量
本文所涉及到的相关概念和变量总共有四个：社会责任心、伦理行为、传统性以及权力距离。本文选取了权威量表对所选变量进行数据统计分析，选取的四个量表分别为：
（1）社会责任心使用了Berkowitz的“社会责任尺度”量表{17}，这个方法应用非常多，不管是在社会心理学还是消费心理学的分析研讨中都被广泛应用。该量表有8个题项，但由于其中一个条目“如果政府的选举不多，从而民众就不用经常投票，那么我们的国家将会变得更好”与我国国情不符，故只使用了前7个题项。该部分采用七点刻度评分，由1=“不同意”到7=“完全同意”。 （2）伦理行为选用了中国学者付维会以Ruch制定的17科目量表为根本，经过专家学者们的仔细检查所构建的适合中国公司职工使用的伦理行为量表{18}。这个量表涵盖3个维度，通过对企业管理的调查意见对量表重新完成了修订。本研究共选用16道题项，采用七点刻度评分，由1=“不同意”到7=“完全同意”。
（3）权力距离的测量使用的是Dorfman开发的题目，共6个题项，采用七点刻度评分，由1=“不同意”到7=“完全同意”{19}。
（4）传统性借鉴了Farh等的6题项量表，从中选取五个题项，采用七点刻度评分，由1=“不同意”到7=“完全同意”{20}。
最后，基于相关文献的整合，本文对控制变量进行了进一步的处理，具体包括工作经验、性别、教学背景、年龄等控制变量。因为以上变量均属于类别变量，为此在对变量操作加以控制的过程中，可对以上变量进行虚拟处理，以下为具体处理方式：在工作年限、年龄、教育水平以及性别方面分别选择 “5年以上”、“30岁以上”、“硕士及以上”、“女性”作为参照组。
三、数据分析与结果
1. 共同方法偏差检验
本文所使用的样本数据均通过问卷调查的方式采集而来，调查对象包括三部分群体，即员工个人、企业中层管理者和企业高层管理者，并通过聚合的方式，将297份中层管理者填写的有关高层领导的题项聚合为99份高层领导的数据，将891份员工填写的中层领导的有关题项聚合为297份中层管理者的数据，而员工的则由员工自评，这从数据采样的方式上解决了同一研究方法可能存在的方法偏差问题。为了保证同一研究方法变差不会对结果的准确性和可靠性造成影响，本文针对该问题进行了一系列的检验分析。按照Harman单因子检验的方法，也就是对量表中的每一个题项都进行主成分因子分析。如果同一个因子在解释模型中的多种方差，数据中就会存在共同方法偏差的问题;若一个因子没有解释方差或只解释了小部分方法，则共同方法偏差的可能可以排除。经检验，本研究中同一方法偏差对结果的影响可以忽略不计，共同方法检验偏差对结果不会产生明显影响，具备可行性。
2. 验证性因子分析
本文涉及的变量共有4个：伦理行为、社会责任心、传统性和权力距离，需要分别检验它们的聚合效度。采用Amos17.0版本软件进行验证性因子分析来考察本文主要变量的测量效度。鉴于极大似然估计的稳健性，相关参数采用极大似然估计法（ML）。表1分别报告主要研究变量的验证性分子分析结果，表明各变量拟合良好，模型聚合效度较好，适用于之后的潜变量因果关系模型中。
3. 描述性统计和相关分析
各变量的均值和方差、相关系数、Cronbach’s Alpha、平均方差提取值（AVE）和建构信度（CR）的数据都在表2中列示。
4. 假设检验
多层次分析模型包含第一层和第二层及其各自的自变量，见公式（1）—（7）所示，以员工层嵌套于中层团队层，中层员工层又嵌套于高层团队层为例，当所得数据存在不同的层级时，先将员工个体层级的变量Xijk（下标i、j、k分别表示第一、二、三层）和变量Yij来建立相应的线性回归方程[见公式（1）]，再将该线性方程中的斜率和截距作为因变量，利用第二层级数据中的变量Wik作为自变量，建立两个新的线性回归方程，并获取因變量。第3层级的处理方法相似，利用Vi作为自变量，再建立两个线性回归方程[见公式（4）和（5）]。
第一层：Yijk=π0j+π1jXijk+εij （1）
第二层：π0j=β00+β01Wjk+μ0j （2）
π1j=β10+β11Wjk+μij （3）
第三层：β00=γ000+γ000Vk+u00 （4）
β01=γ010+u01 （5）
β10=γ100+u10 （6）
β11=γ110+u11 （7）
首先，对整体样本的社会责任心与伦理行为之间的关系进行检验，结果见表3、表4。观察表3的结果可以发现，当员工社会责任进入模型后，模型的F值为368.701，并且在1%下显著，同时模型的R方增加了0.667，这表明在控制了其他变量后，员工的社会责任对其伦理行为是有影响的。同时从表4可以看出，员工社会责任的回归系数为1.265，t检验值为42.657，Sig值为0.000，表明在1%的显著性水平下，员工社会责任对员工伦理行为有显著的正向影响。最后，对变量的共线性检验表明，变量之间不存在严重的共线性（VIF值小于10），这进一步说明回归分析的结果是可信的。综上所述，本文的实证结果表明员工社会责任对其伦理行为有正向的显著性影响，假设1得到了证实。
其次，对高层领导伦理行为与中层伦理行为之间的关系进行了检验，结果见表5。
表5 高层领导伦理行为对中层伦理行为的
多层次回归结果
综上所述，HLM的结果表明高层领导的伦理行为对中层的伦理行为有正向的显著性影响，假设2得到了交叉验证。
再次，应用HLM进行验证。
第一层：Yijk=π0j+π1jXijk+π2jWjk+εij （1）
第二层：π0j=β00+μ0j （2）
π1j=β10+μ0j （3）
π2j=β11+μ0j （4）
对中层领导和员工的伦理行为之间的关系进行检验，结果见表6。
表6 中层领导伦理行为对员工伦理行为的
多层次回归结果 综上所述，HLM的结果表明中层领导的伦理行为对员工的伦理行为有正向的显著性影响，假设3得到了交叉验证。
然后，应用HLM进行验证。首先由公式：
第一层：Yijk=π0j+π1jXijk+π2jWjk+εij （1）
第二层：π0j=β00+μ0j （2）
π1j=β10+μij （3）
第三层：β00=γ000+u00 （4）
β10=γ100+u10 （5）
对高层领导和员工的伦理行为进行了检验，结果见表7。
表7 高层领导伦理行为对员工伦理行为的
多层次回归结果
三层整体模型的各项指标系数见表8。
表8 整体模型各项系数
从以上结果可知， HLM的检验结果表明高层领导的伦理行为对员工的伦理行为有正向的显著性影响，假设4得到了交叉验证。
下一步，应用HLM进行验证。
第一层：Yijk=π0j+π1jMjk+εij （1）
第二层：π0j=β00+β01Xjk+μ0j （2）
π1j=β10+μi （3）
第三层：β00=γ000+γ000Vk+u00 （4）
β01=γ010+u01 （5）
β10=γ100+u10 （6）
对中层领导伦理行为的中介效应进行检验，结果见表9。
表9 二层整体模型的各项指标系数
三层整体模型的各项指标系数见表10。
表10 三层整体模型的各项指标系数
综上所述，HLM的结果进一步说明中层伦理行为和员工社会责任心有完全中介效应，因此假设H5得到证实，假设成立。
接下来，对权力距离的调节效应进行检验见表11、表12。从表11的结果可以看出，交互项高层伦理行为×高层领导权力距离回归系数为负值，t检验值为-2.804，sig检验值为0.005<1%，说明在1%的显著性水平下，高层领导权力距离在高层伦理行为对中层伦理行为的影响中起着显著负向调节作用，假设6a得到了检验。从表12的结果可以看出，交互项中层伦理行为×中层领导权力距离回归系数为负值，t检验值为-20.161，sig检验值为0.000<1%，说明在1%的显著性水平下，中层领导权力距离在中层伦理行为对员工伦理行为的影响中起着显著负向调节作用。综合表11和表12的结果，假设6b得到了证实。
针对假设7a：员工的传统性会调节中层领导伦理行为与员工伦理行为之间的关系，本文进行了假设检验，其回归分析结果见表13。从表13的结果可以看出，交互项中层伦理行为员工的传统性回归系数为负值，t检验值为15.796，sig检验值为0.000<1%，说明在1%的显著性水平下，员工的传统性在中层伦理行为对员工伦理行为的影响中起着显著正向调节作用，假设7a得到了证实。
针对假设H7b：中层领导的传统性会调节高层领导伦理行为与中层伦理行为之间的关系，本文进行了假设检验，其回归分析结果见表14。从表14的结果可以看出，交互项高层伦理行为×中层领导的传统性回归系数为负值，t检验值为17.862，sig检验值为0.000<1%，说明在1%的显著性水平下，中层领导传统性在高层伦理行为对中层领导伦理行为的影响中起着显著正向调节作用，假设7b得到了证实。
四、研究结论与启示
1. 研究结论
本文的研究结论可以归纳为三个方面：
第一，本文从组织员工层面探讨了社会责任心对于其伦理行为的水平影响。基于社会认知理论，本文提出人们的自身信念是其行为和动机的关键因素，社会责任心对个体行为的影响会从自身出发，自律自制，表现为组织日常工作中的伦理行为。
第二，下属通过观察学习与模仿，会表现出与其领导相似的行为。也就是说，相对于一般员工而言， 他们的行为或认知在一定程度上会受直接领导的影响，也可能受更高一层领导的影响。这种影响是由高层领导传递给中层领导，并且最终对一般员工产生间接滴漏影响。
第三，权力距离和传统性这两个中国本土情境下的影响因素，在组织内部“上行下效”的伦理行为滴漏模型中具有调节效应，在组织管理乃至社会管理中，“遵纪守法”的首要责任在领导而非在下属，那种抱怨下属的做法难以抓住改进工作的关键。领导者以身作则是组织伦理建设的重要启动因素，也是领导者发挥领导力的首要原则。
2. 管理启示
第一，企业选聘员工应注重对候选人社会责任心的考量。本文证实了社会责任心在组织内部对组织员工的伦理行为所具有的直接效应，即社会责任心会引发相对应的社会责任行为。从企业长远发展来看，要建立具有社会责任感的企业，必须在企业人员招聘时考察应聘者的社会责任心。
第二，领导者应以身作则，恪守规范，践行伦理。本文的滴漏效应发现，组织内的伦理行为从高层的领导者出发，逐层影响中层管理者与基层员工。可以说，好的领导既能够激发员工的善心善行，又能够有效抑制员工的恶意恶行，从而促进团队、组织建立更加健康有序的工作社会环境。
第三，领导者应增强与员工交流，加强员工传统性培养。领导的伦理行为对员工伦理产出的影响强度不是一个无条件过程，员工对自己直屬上级的权力距离感知和员工的传统性都发挥着至关重要的作用。在企业日常的工作环境中，高层领导不仅仅需要恪守自己的伦理行为准则，也要注意多与员工交流，减少管理者和下属的距离感，让下属了解领导的行事准则，才能更好地起到榜样作用。另一方面，企业在招聘或培训的过程中，也要着重于组织内员工的传统性，因为具有传统性的员工更倾向于模仿上级领导的榜样行为。 3. 研究局限與展望
本文深入考察了高层、中层和员工三个层面社会责任心对伦理行为的水平影响，探讨社会责任心和伦理行为在组织中的滴漏效应，以及权力距离、传统性的调节作用。研究结论对于加深人们关注社会责任对于组织内员工的伦理行为及组织内部各层级与员工的相互影响具有重要启发价值。但是，本文也存在一些不足之处和需要未来研究继续深化、充实、完善的地方：
第一，本文的取样问题。本研究前后历时9个月，共收集有效数据27套。虽然研究结果显示，已经具备统计学意义，但是仍可以从时间跨度、样本数量、领导下属匹配模式上进行优化。此外，样本中个体所处行业的多样性有所不足，样本分布偏差可能对研究结论的普适性带来影响。
第二，本文仅仅关注了社会责任心对员工伦理行为的直接效应，忽略了这一水平关系中可能存在的其他影响因素，中介机制的探索有进一步完善的空间。未来研究可以采集更大样本，开展多重中介检验，考察潜在中介变量。
第三，本文选取了本土化情景的权力距离和员工传统性作为滴漏效应在三个不同层级之间的调节变量，调节变量虽然具有一定的针对性，但从另一个角度来说，可能也影响了理论框架的整体适用性。
注释：
① 赵兴奎、张大均：《社会责任心研究述评》，《河北师范大学学报》（教育科学版）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. O’Connor， J. Cuevas， The Relationship of Children’s 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} 张燕、怀明云：《威权式领导行为对下属组织公民行为的影响研究——下属权力距离的调节作用》，《管理评论》2012年第11期。
{13} 杨国枢、黄光国、杨中芳主编：《华人本土心理学》（下册），重庆大学出版社2008版，第55—60页。
{15} 汪林、储小平、倪婧：《领导—部属交换、内部人身份认知与组织公民行为——基于本土家族企业视角的经验研究》，《管理世界》2009年第1期。
{16} 吴隆增、刘军、刘刚：《辱虐管理与员工表现：传统性与信任的作用》，《心理学报》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} 付维会：《中国企业员工伦理行为量表的建构》，《软科学》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：李锡元，武汉大学经济与管理学院教授、博士生导师，湖北武汉，430072;徐镔，武汉大学经济与管理学院博士研究生，湖北武汉，430072;龚湛雪，武汉大学经济与管理学院博士研究生，湖北武汉，430072。
（责任编辑 陈孝兵）