企业种什么得什么：跨国背景下的领导力与绿色意图

《International Journal of Hospitality Management》：Firms reap what they sow: Leadership and green intentions in a cross-national context

　　

摘要
本文开发并检验了环境变革型领导（ETL）的新型有调节的链式中介模型。该模型的适用性通过收集伊朗和北塞浦路斯酒店员工的跨国数据来评估。偏最小二乘结构方程模型的结果显示，感知义务中介了 ETL 对参与环境实践意向（IEEP）的影响，而感知义务和环境承诺链式中介了 ETL 与 IEEP 之间的联系。这两个样本的结果相似。结果进一步表明，ETL 促进了 IEEP，环境承诺中介了 ETL 对 IEEP 的影响，环境责任增强了 ETL 与感知义务之间的关系，环境责任通过感知义务和环境承诺调节了 ETL 对 IEEP 的影响。然而，上述结果在两个样本之间存在显著差异。讨论了这些结果的含义及其局限性和未来研究。

1. 引言
在现有文献中，员工已被证明是通过其日常实践、选择和行为促进实现组织可持续发展目标的主要行为者之一，最终塑造企业环境项目的成功或失败（Olorunsola et al., 2024, Tanveer et al., 2024）。促进亲环境行动的领导力策略对于实现可持续发展目标至关重要。在领导风格中，环境变革型领导（ETL）作为一种价值驱动的风格日益突出，在这种风格中，领导者阐述引人注目的生态愿景，示范绿色行为，并赋能员工将可持续性融入其日常工作常规（Ashraf et al., 2024）。

近期研究证实了环境导向领导对亲环境行为、环境组织公民行为和心理授权的影响（Ashraf et al., 2024, Nduneseokwu and Harder, 2023, Zheng et al., 2025）。然而，Yang 等人（2025）的系统文献评估表明，环境领导领域目前缺乏对领导者与领导过程不同影响的全面理解，特别是将领导影响转化为员工行为的动机和心理路径。Wu 等人（2026）和 Zhong 等人（2025）的其他综述也强调了需要通过以行动者为中心的过程和跨文化视角来研究绿色领导。因此，两个问题尚待探索：领导影响如何转化为员工的环境意向，以及在什么情况下对谁最有效。

同样值得注意的是，感知义务被定义为回馈组织支持的内化责任感（Eisenberger et al., 2001），它是可持续发展研究中罕见但重要的动机力量。感知义务位于环境承诺的上游，反映了个人对环境原则的心理纽带和规范责任（Paillé and Valéau, 2021），提供了促进更深层次态度契合的动机火花。环境承诺则反映了与环境价值观和目标的情感联系、认同和参与的态度状态（Raineri and Paillé, 2016），它将动机冲动转化为长期的亲环境行为。本研究没有从个体构念的角度进行研究，而是利用价值 - 信念 - 规范（VBN）框架来理解 ETL 如何作为生态价值的组织指标，激发基于规范的责任感，这种责任感固化为态度承诺，并最终转化为行为意向。感知义务和环境承诺启动了一个由领导者环境影响触发的顺序过程，在这个过程中，由义务驱动的动机发展为承诺，固化态度，并最终表现为行为意向。

本研究在几个方面为可持续发展文献做出了贡献。首先，它通过识别和检验影响酒店业员工绿色意向的动机 - 态度机制，推进了环境领导理论。虽然环境导向领导对亲环境结果的影响现在已被广泛认可（Ashraf et al., 2024, Nduneseokwu and Harder, 2023, Zheng et al., 2025），但对这种影响的机制（将领导线索转化为行为意向的顺序心理过程）以及对其最有效的情境和个体的理解明显不足。因此，近期的评估强调了确定领导风格是否能有效地激励人们在各种组织和文化背景下采取长期行动的重要性（Elkhwesky et al., 2022, Wu et al., 2026, Yang et al., 2025, Zhong et al., 2025）。基于这一认识，我们通过将建议的模型在伊朗和北塞浦路斯进行测试，拓宽了环境领导研究的实证范围。

其次，本研究将感知义务定位为环境领导过程中的动机机制。虽然感知义务已在组织支持、亲社会行为研究和领导领域得到研究（Kim and Qu, 2020, Lu et al., 2025），但其在环境心理学中的应用有限，尤其是在不同的国家和制度背景下。通过确立感知义务作为 ETL 和参与环境实践意向（IEEP）之间的中介，本研究推进了可持续发展背景下基于义务的规范动机知识，并回应了分解环境领导中动机路径的要求（Yang et al., 2025）。

第三，通过在链式中介范式下结合感知义务和环境承诺，本文增加了关于联系领导与亲环境行为的心理机制的知识。虽然环境承诺已被广泛研究为绿色结果的直接预测因子（Paillé and Mejia-Morelos, 2019, Raineri and Paillé, 2016），并且最近作为将酒店业绿色领导与员工亲环境行为联系起来的态度机制（Javed et al., 2024, Orgun et al., 2024），但其与感知义务的顺序联系尚未被概念化或证明。在这些研究中，环境承诺被建模为与组织支持并行的多个中介之一（Javed et al., 2024），或者被建模为由代际群组调节的领导驱动的态度结果（Orgun et al., 2024），两者均未涉及 ETL。在此基础上，我们将环境承诺重新定位为从感知义务到环境承诺的链式序列中下游的态度固化阶段，其中感知义务提供了上游动机动力，这是平行或单一中介解释所未明确的。

建议的方法提供了动机和态度过程的独特组合，说明了领导信号如何被内化并转化为长期意向。此外，我们将环境责任视为一种边界条件，它增强或减弱 ETL 对感知义务和环境承诺的影响，而不是将其视为进一步的态度前因。这样做强调了个体层面的道德取向如何与领导线索相互作用，扩展了环境领导中的边界条件视角，并直接回应了最近呼吁更多关注诸如环境责任等情境调节变量的系统综述（Wu et al., 2026, Zhong et al., 2025）。

最后，本文推进了联合国的可持续发展目标（SDGs），特别是"SDG 13（气候行动）”和"SDG 12（负责任消费和生产）”。通过识别酒店业中促进亲环境行为的领导和心理因素，本研究提供了实证数据，说明企业如何动员人力资本以实现全球可持续发展目标，而酒店业具有重大的生态影响。

在此背景下，本文开发并检验了 ETL 的新型有调节的链式中介模型。具体而言，它评估了：（a）ETL 与 IEEP 之间的直接联系；（b）感知义务作为 ETL 与 IEEP 之间的中介；（c）环境承诺作为 ETL 对 IEEP 影响的中介；（d）感知义务和环境承诺作为 ETL 对 IEEP 影响的链式中介；（e）环境责任作为 ETL 对感知义务影响的调节变量；以及（f）环境责任作为增强上述链式中介过程的边界条件。

1.1. 研究背景：伊朗和北塞浦路斯
伊朗和北塞浦路斯构成了一个富有信息量的配对，因为它们都依赖旅游业并面临酒店业相似的环境压力，尽管制度背景不同。在这些国家，酒店是压力和应变的可见指标，体现在能源和水资源消耗、废物管理以及绿色实践要么成功要么未能扎根的日常服务常规中。

在北塞浦路斯的小岛经济中，可持续发展举措是在碎片化的制度环境中发展起来的（Soygür and Doratl?, 2026）。这一趋势可归因于该领土有限的国际认可和相对的政治孤立（Farmaki et al., 2015, Yasarata et al., 2010）。在这种背景下，环境治理往往是碎片化的，且缺乏与国际可持续发展框架的紧密联系（Yasarata et al., 2010）。因此，即使在制度支持有限的情况下，组织也在执行环境举措方面发挥了重要作用。目前可用的任何外部支持主要以间接方式到达企业。在土耳其裔塞浦路斯企业的背景下，可持续性通常作为更广泛的私营部门发展举措的一个方面被纳入，由外部资助，而不是整合到专门的环境框架中（European Commission Representation in Cyprus, 2024）。在北塞浦路斯，酒店经理展现出对环保实践的敏锐意识，但他们仍受制于实施的法律和基础设施障碍（Sezenler and Aga, 2025）。关于该岛屿旅游的研究（Ibnou-Laaroussi et al., 2020）讨论了承载力、对进口资源的依赖、淡水短缺和废物管理。在缺乏制度支持的情况下，内部领导的重要性可能会增长而非减少。

伊朗显示出相反的配置。酒店在更集中的监管框架下运作，环境保护被宪法指定为公共职责并由中央国家机构管理（Constitution of the Islamic Republic of Iran, 1979）。这种环境的压力源于资源紧张的大型经济体状况，包括严重的水资源短缺、持续的干旱以及与保护相关且因制裁限制投资和技术转移而加剧的管理困难（Madani, 2014）。在这种情况下，领导作用更多是作为一种在已集中系统内驾驭运营和资源限制的手段，而不是作为缺失治理的替代。

这些国家始终强调对旅游业的依赖和环境暴露，同时改变承担责任的制度机制。在北塞浦路斯，环境行动发生在碎片化的治理系统中，尽管制度支持有限，但私营部门组织在实施中发挥了相对较大的作用，而在伊朗，它是集中的且受资源限制。这使得我们能够调查所提出的机制是否适用于真正不同的制度环境，而不仅仅是在一个国家背景下。至关重要的是，这种国家层面的差异独立于我们的调节变量存在，即个体环境责任。根据 VBN 推理，后者是一个个体层面的变量，该推理假设规范激活基于个人在多大程度上将环境责任归因于自己（Stern, 2000）。通过保持这两个层面分离，我们避免了从制度安排中解读个体倾向，从而更清楚地说明为什么边界条件在个体层面呈现。通过检查制度支持缺乏的背景，本研究为环境领导研究領域做出了贡献，以回应关于绿色领导如何在这些情况下运作的证据呼吁（Yang et al., 2025, Zhong et al., 2025）。

2. 理论框架、假设和研究模型

2.1. 理论基础
本研究利用 VBN 理论（Stern, 2000）作为其主要框架，并结合理性行动方法（RAA）（Fishbein and Ajzen, 2010）作为补充框架。VBN 理论认为，个人的环境行为源于 VBN 的序列进展。对环境有重大影响的行为通过几个阶段发展：环境信念，例如相信自己对环境状况负有一定责任的信念，源于生态价值。这些信念激活了个人规范：一种行动的道德义务感。一旦该规范被激活，它便推动参与亲环境行为的意向（Stern, 2000）。

我们将 ETL 作为组织层面的激活线索纳入这一过程。ETL 在情境信号和个人价值的交叉点触发 VBN 序列，通过表达生态愿景、展示绿色行为，并将组织的环境目标与员工的个人价值联系起来。在这个框架中，感知义务对应于规范激活阶段，即由领导者为推动组织环境目标而引发的道德义务，而环境承诺则是这种义务固化为对环境价值的一致态度导向的过程（Raineri and Paillé, 2016）。这种内化链条的直接表现是员工的 IEEP。

然而，VBN（价值 - 信念 - 规范）是一种规范驱动行为的理论，并未提供关于内化取向如何转化为行为意图的模型。由于我们的近端结果是意图，我们在最后这一步咨询了 RAA（理性行动方法）。根据 RAA，意图源于态度、感知规范以及独特的——感知行为控制，即相信自己有能力执行该行为的信念（Fishbein and Ajzen, 2010）。虽然 VBN 中缺少这一能力组成部分，但在酒店业环境中它至关重要，因为在酒店业中，绿色举措往往因缺乏足够的培训和管理支持而非缺乏动力而受阻（Luo et al., 2021）。ETL（环境变革型领导）通过指导、资源 和角色模范提供了这种能力，从而通过一条与 VBN 激活路径并行但在概念上不同的路径来塑造意图。RAA 被用于解释这一意图形成步骤。与 VBN 一致，我们进一步论证，这些路径的强度取决于员工的环境责任，这反映了个人对维持自然环境的道德责任感（Kaiser and Shimoda, 1999），并直接对应于 VBN 的责任归属信念。具有高环境责任的员工对领导线索更敏感，更倾向于内化环境理念，并更渴望将这些价值观付诸行动。另一方面，低环境责任的员工可能对 ETL 不敏感，从而削弱顺序路径链。

VBN 提供了关于 ETL 如何激活员工环境价值和信念的核心解释。感知义务和环境承诺作为领导与意图之间连续的规范性和态度性联系发挥作用。环境责任决定了这一过程在何时以及对谁最强，而 RAA 则在最终步骤解释了由此产生的取向和 ETL 建立的能力如何转化为行为意图（图 1）。
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图 1. 解释环境变革型领导对参与环境实践意图影响的整合价值 - 信念 - 规范 - 理性行动方法概念框架。

2.2. 环境变革型领导与员工参与环境实践的意图
ETL 通过愿景（通过组织亲环境目标清晰度）将可持续性融入组织，强调亲环境行为的实际重要性（通过环境意识），并培养对环境结果的共同责任感（通过绿色组织氛围和认同）（Li et al., 2020, Liu and Yu, 2023, Peng et al., 2021, Zhu et al., 2022）。ETL 对 IEEP 的直接影响是通过 RAA 来理解的，后者具体说明了意图是如何形成的（Fishbein and Ajzen, 2010）。ETL 直接塑造了意图的三个决定因素中的两个。它通过阐述鼓舞人心的生态愿景来培养对绿色行为的积极态度，最独特的是，它通过提供培训、资源和管理支持，使员工确信他们能够可持续地行动，从而提高员工的感知行为控制。这种能力建设作用在酒店中尤为重要，在酒店中，环境意图与行动之间的差距更多是由有限的指导和专业知识而非不愿意驱动的（Luo et al., 2021）。因为这些决定因素塑造意图时不一定通过道德规范的内化，所以 RAA 解释了与基于规范的中介路径并行的直接 ETL-IEEP 效应。

在酒店业环境中，由于缺乏管理监督 和 培训，环境举措往往举步维艰（Luo et al., 2021），ETL 有助于弥合意图与行动之间记录在案的差距。它加强了员工的积极态度和能力感，使他们能够将环境责任转化为实际的职场行为，如节能、减少浪费和提供可持续服务（Pham et al., 2020）。因此，我们假设：
H1 环境变革型领导与员工参与环境实践的意图正相关。

2.3. 感知义务的中介作用
感知义务是指员工为促进公司目标和福祉的规范性责任感（Eisenberger et al., 2001）。虽然感知义务源于组织支持研究，但我们在此将其定位（与 VBN 一致）为一种由领导者激活的个人规范，一种道德义务，指向公司的环境目标，且由 ETL 凸显出来。ETL 通过推广亲环境愿景、提供表明公司环境价值观的个性化支持（Kurtessis et al., 2017, Rhoades and Eisenberger, 2002），以及将环境目标与员工价值观联系起来（Li et al., 2020, Robertson and Carleton, 2018, Zhu et al., 2022）来加强这种义务。将 ETL 框定为环境承诺的组织信号，将基于领导者的前因与感知义务的组织导向焦点对齐，从而使激活线索和被激活的规范共享一个共同的指涉对象。虽然 ETL 由主管执行，但变革型领导者充当组织代表，其行为体现和传达组织价值观（Eisenberger et al., 2001, Kurtessis et al., 2017）。因此，员工的感知义务是指向公司的环境目标，而不是针对主管个人。

虽然研究将感知义务与积极的额外角色和敬业相关结果联系起来（Chen et al., 2023, Eisenberger et al., 2001），但如果管理不当，它可能导致倦怠（Leiter and Maslach, 1999, Ouyang et al., 2022）。因此，培养支持性的组织环境对于有效利用感知义务至关重要，因为支持性待遇提升了感知组织支持，进而增加员工的感知义务，并将其引导至态度和行为（Eisenberger et al., 2001, Kurtessis et al., 2017, Rhoades and Eisenberger, 2002）。在绿色背景下，生态培训向有意义行动的转化被感知义务所加强（Cantor et al., 2012），特别是当领导推广与环境责任一致的价值观时（Li et al., 2020, Peng et al., 2021, Zhu et al., 2022）。我们的研究受 VBN 理论启发，提出 ETL 影响员工的环境价值和信念，从而培养参与可持续行动的感知义务。这促使我们提出假设：
H2 感知义务中介了环境变革型领导对员工参与环境实践意图的影响。

2.4. 环境承诺的中介作用
领导影响员工亲环境意图和行为的一个关键心理联系是对环境问题的承诺。绿色行为意图往往源于员工对生态价值观的内化认同，如情感连接、道德责任（规范性）和理性（持续）形式的环境承诺，而非自然发生（Davis et al., 2011, Keogh and Polonsky, 1998, Raineri and Paillé, 2016）。ETL 通过引入鼓舞人心的可持续发展愿景、展示生态行动以及将环境目标融入职场文化来促进认同（Raineri and Paillé, 2016）。

根据 VBN，环境承诺是领导者发起的环境规范成为稳定的、内化态度的节点。通过强调生态价值观和肯定员工对环境结果的责任，ETL 帮助员工从感觉情境性义务转变为对该公司环境目标产生持久的认同。环境承诺反映了持久的、价值驱动的取向，维持并促进激活的规范朝向亲环境意图。Paillé and Mejia-Morelos（2019）的研究揭示，环境承诺预测了酌情绿色行为。Cantor 等人（2012）表明，承诺机制将企业可持续发展举措转化为员工行动。然而，关于环境承诺在 ETL 与 IEEP 联系中的中介作用的实证研究仍然稀少，特别是在领导是环境文化主要驱动力的酒店业背景下。因此，假设如下：
H3 环境承诺中介了环境变革型领导对员工参与环境实践意图的影响。

2.5. 感知义务和环境承诺作为序列中介
VBN 不仅表示规范 和 态度中介领导影响，而且这种影响以特定顺序发生：信念激活在前，其次是个人规范激活，稳定的态度承诺，最后是意图（Stern, 2000）。在我们的模型中，ETL 首先触发领导者引发的道德义务（感知义务）；这种义务随后固化为对环境价值观的持久态度承诺（环境承诺），进而刺激参与环境实践的意图。因此，这两个中介构成了一个有序路径，其中动机激活导致态度结晶，而不是两条独立的路径。感知义务被确立为主要的激活规范，而环境承诺则作为持续环境参与的稳定因素。当员工感到受鼓舞，信任上级展示的领导实践，并认同绿色目标时，他们更有动机采取可持续行动。这些内化规范得到加强，并通过绿色培训等组织投入提高行为意图（Renwick et al., 2013）。因此提出：
H4 感知义务和环境承诺序列中介了环境变革型领导对员工参与环境实践意图的影响。

2.6. 环境责任的调节作用
个人对生态后果感到负责的程度受个人规范、环境知识和个人经历的影响（Janmaimool and Chudech, 2020, Shahrin et al., 2020）。在 VBN 背景下，这一构念与决定生态价值激活为个人规范的责任归属信念相一致（Stern, 2000）。因此，它自然地作为领导到规范过程的边界条件，而不是额外的预测变量。研究表明，那些认为自己对环境更负责的人更倾向于参与和认同亲环境行动（Hua and Dong, 2022, Minelgait? and Liobikien?, 2021）。VBN 提出，将价值观转化为规范并最终转化为行为意图的可能性，随着对环境 stewardship 的强烈个人责任信念的增加而增加。基于这一原理，ETL 在那些已经认为自己对环境结果负责的员工中最有力地引发了感知义务感（参见 Shagirbasha et al., 2025），并通过促进与生态目标的道德认同来培养环境承诺（Iqbal et al., 2023, Zhu et al., 2022）。因此，提出以下假设：
H5 环境责任调节环境变革型领导对感知义务的正向影响，即具有高环境责任的员工比具有低环境责任的员工受到更强的正向影响
H6 环境责任调节环境变革型领导通过感知义务和环境承诺对员工参与环境实践意图的间接正向影响，即具有高环境责任的员工比具有低环境责任的员工受到更强的影响。

图 2 展示了研究模型和假设的联系。
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图 2. 概念模型。

3. 方法
3.1. 分析策略
本研究包含两项研究，检验了调节序列中介模型，使我们能够研究该模型在两个国家（伊朗和北塞浦路斯）酒店业中的行为。在这两项研究中，均使用 SmartPLS v.4 进行了偏最小二乘结构方程模型（PLS-SEM）分析。PLS-SEM 特别适用于包含潜在变量或源自可测量指标的不可观察构念的模型（Hair et al., 2020）。鉴于 Hair 等人（2020）的两步方法论，我们首先评估测量模型，随后评估结构模型并进行假设检验。我们的研究使用基于置换的多组分析（MGA）完成，以促进跨国比较（Hair et al., 2024）。

4. 研究 1
4.1. 样本与程序
该研究采用判断抽样方法来确定参与的研究酒店和员工。数据收集自伊朗基什岛和马什哈德的五星级酒店一线员工。基什岛是一个旅游目的地，而马什哈德是一个主要的宗教城市，以其伊玛目礼萨朝觐圣地而闻名。我们选择五星级酒店，因为此类酒店的管理层致力于保护生态环境，并确保绿色培训项目以培养员工的绿色知识和技能（参见 Suba?? et al., 2026）。我们选择一线员工，因为他们与客户有直接联系，因此影响酒店的形象和环境活动，并能作为酒店的绿色大使（Olorunsola et al., 2024, Tanveer et al., 2024）。

最初通过电子邮件联系酒店经理，随后进行面对面会议以获得组织同意。数据收集时，马什哈德有 18 家五星级酒店，基什岛有 12 家五星级酒店。基什岛 5 家酒店和马什哈德 2 家酒店的管理层同意参与研究。纸质问卷由经理提供给员工，并大约一个月后回收。共发放了 250 份问卷。收回 220 份问卷。回收率为 88%（220 / 250）。为了减少共同方法偏差（CMV），我们利用了几种程序性补救措施（Podsakoff et al., 2003）。

每份问卷的封面页上均明确说明了指示和保证：“本问卷中没有对错之分”，“参与是自愿的但受到鼓励”，以及“贵酒店管理层完全支持参与”。还向员工保证所有回复将保密，并指示将填写好的问卷放入密封信封中归还，以确保匿名性并最大限度地减少社会赞许性偏差。表 1 总结了样本特征。

**表 1. 样本特征 (n = 220)。**

| | 频率 (百分比) | |
| :--- | :--- | :--- |
| **年龄** | | |
| 18–27 | 58 (26.4) | |
| 28–37 | 90 (40.9) | |
| 38–47 | 66 (30.0) | |
| 48 岁及以上 | 6 (2.7) | |
| **受教育程度** | | |
| 小学或以下 | 6 (2.7) | |
| 高中 | 110 (50.0) | |
| 大学 | 94 (42.7) | |
| 硕士或博士 | 10 (4.6) | |
| **性别** | | |
| 男 | 112 (50.9) | |
| 女 | 108 (49.1) | |
| **组织任期** | | |
| 1 年以下 | 52 (23.6) | |
| 1–5 年 | 121 (55.0) | |
| 6–10 年 | 43 (19.6) | |
| 10 年以上 | 4 (1.8) | |

**表 2. 验证性复合分析结果。**

| 差异 | 饱和模型 | | | 估计模型 | | | 结论 |
| :--- | :--- | :--- | :--- | :--- | :--- | :--- | :--- |
| | 值 | HI95 | | 值 | HI95 | | |
| SRMR | 0.035 | 0.040 | | 0.038 | 0.042 | | 支持 |
| dULS | 1.079 | 1.364 | | 1.242 | 1.490 | | 支持 |
| dG | 0.718 | 0.838 | | 0.735 | 0.846 | | 支持 |

注：HI95 = 第 95 百分位数；SRMR = 标准化均方根残差；dULS = 非加权最小二乘距离；dG = 测地线距离。

**4.2. 测量**
为确保语言等效性，通过回译过程将调查问卷从英语翻译成波斯语。10 名一线员工参与了试点测试，以进一步确认清晰性。结果表明，题项易于理解，无需更改。通常，我们采用 5 点量表（ETL 和环境承诺，“1 = 从不”到"5 = 总是”）来记录参与者的评估。对环境责任和 IEEP 题项的回答在"1 = 强烈不同意”到"5 = 强烈同意”之间评分。然而，与感知义务相关的回答采用 7 点量表进行测量（"1 = 强烈不同意”到"7 = 强烈同意”）。

为测量 ETL，使用了 Robertson (2018) 的 12 个题项。一个示例题项是“我的领导作为环保榜样行事。”感知义务使用 Eisenberger 等人 (2001) 开发的 6 个题项进行操作化。一个示例题项是“我觉得我有个人义务尽我所能帮助我的组织实现其目标。”使用了 Raineri 和 Paillé (2016) 的 8 个题项来测量环境承诺。一个示例题项是“我感到与我公司的环境关注个人相连。”使用了改编自 Minton 和 Rose (1997) 的 5 个题项来测量 IEEP。一个示例题项是“我会考虑加入绿色酒店委员会。”为操作化环境责任，我们使用了改编自 Su 和 Swanson (2017) 的 6 个题项（例如，节约用水/电力，遵守现场规则），遵循随后的应用报告完整六个题项集合的报告（例如，Jiang 等人，2022）。因为我们的情境是员工而不是游客，题项针对工作场所进行了改写。一个示例题项是“当我看到酒店区域的垃圾或碎片时，我把它扔进垃圾桶。”最后，年龄、性别、受教育程度和组织任期用作控制变量，以确定潜在混淆效应。

**4.3. 结果**
**4.3.1. 初步数据分析**
在启动我们的分析之前，我们检查了可能影响数据集的潜在因素。PLS-SEM 以无论数据分布是正态还是非正态都能生成可靠估计而闻名。然而，极端偏度可能需要进一步调查 (Hair 等人，2024)。如表 3 所示，偏度和峰度值保持在可接受范围|2|内，确认数据分布适当，不需要额外测试 (Hair 等人，2024)。为了评估多重共线性，我们评估了方差膨胀因子 (VIF)，值范围从 1.156 到 1.939，均远低于 3.3 的阈值，表明没有关于共线性的担忧 (Hair 等人，2020)。

**表 3. 信度和收敛效度。**

| 题项代码 | 均值 | 标准差 | 峰度 | 偏度 | 题项载荷 | α | CR | AVE |
| :--- | :--- | :--- | :--- | :--- | :--- | :--- | :--- | :--- |
| **环境变革型领导** | | | | | | | | |
| ETL1 | 4.195 | 1.063 | -0.410 | -0.969 | 0.929*** | 0.985 | 0.986 | 0.856 |
| ETL2 | 4.177 | 1.018 | -0.445 | -0.882 | 0.926*** | | | |
| ETL3 | 4.136 | 1.036 | -0.759 | -0.746 | 0.920*** | | | |
| ETL4 | 4.100 | 1.053 | -0.743 | -0.743 | 0.906*** | | | |
| ETL5 | 4.136 | 1.044 | -0.638 | -0.807 | 0.933*** | | | |
| ETL6 | 4.164 | 1.040 | -0.463 | -0.894 | 0.931*** | | | |
| ETL7 | 4.177 | 1.018 | -0.516 | -0.856 | 0.919*** | | | |
| ETL8 | 4.136 | 1.074 | -0.628 | -0.851 | 0.938*** | | | |
| ETL9 | 4.205 | 1.044 | -0.421 | -0.949 | 0.934*** | | | |
| ETL10 | 4.186 | 1.047 | -0.571 | -0.882 | 0.928*** | | | |
| ETL11 | 4.182 | 1.029 | -0.510 | -0.876 | 0.913*** | | | |
| ETL12 | 4.209 | 1.032 | -0.310 | -0.978 | 0.925*** | | | |
| **感知义务** | | | | | | | | |
| FO1 | 6.050 | 1.023 | -0.714 | -0.715 | 0.875*** | 0.937 | 0.938 | 0.760 |
| FO2 | 5.955 | 1.115 | -0.998 | -0.643 | 0.897*** | | | |
| FO3 | 5.995 | 1.029 | -0.843 | -0.621 | 0.912*** | | | |
| FO4 | 5.850 | 1.000 | -0.699 | -0.573 | 0.866*** | | | |
| FO5 | 5.855 | 0.980 | -0.546 | -0.550 | 0.857*** | | | |
| FO6 | 5.864 | 1.031 | -0.908 | -0.500 | 0.819*** | | | |
| **环境承诺** | | | | | | | | |
| EC1 | 3.591 | 0.942 | -0.951 | 0.080 | 0.824*** | 0.918 | 0.919 | 0.638 |
| EC2 | 3.577 | 0.957 | -0.947 | -0.034 | 0.830*** | | | |
| EC3 | 3.550 | 0.945 | -0.908 | 0.001 | 0.804*** | | | |
| EC4 | 3.523 | 0.960 | -0.955 | 0.090 | 0.848*** | | | |
| EC5 | 3.523 | 0.974 | -0.994 | 0.069 | 0.811*** | | | |
| EC6 | 3.677 | 0.910 | -0.873 | -0.044 | 0.741*** | | | |
| EC7 | 3.595 | 0.937 | -0.847 | -0.146 | 0.728*** | | | |
| EC8 | 3.586 | 0.933 | -0.902 | 0.034 | 0.796*** | | | |
| **参与环保实践的意愿** | | | | | | | | |
| IEEP1 | 3.727 | 1.082 | -1.048 | -0.284 | 0.928*** | 0.962 | 0.962 | 0.867 |
| IEEP2 | 3.677 | 1.140 | -0.792 | -0.415 | 0.936*** | | | |
| IEEP3 | 3.618 | 1.206 | -0.861 | -0.390 | 0.933*** | | | |
| IEEP4 | 3.618 | 1.160 | -0.776 | -0.413 | 0.934*** | | | |
| IEEP5 | 3.605 | 1.153 | -0.770 | -0.383 | 0.925*** | | | |
| **环境责任** | | | | | | | | |
| ER1 | 3.564 | 1.136 | -0.736 | -0.355 | 0.869*** | 0.957 | 0.958 | 0.824 |
| ER2 | 3.568 | 1.290 | -1.032 | -0.408 | 0.919*** | | | |
| ER3 | 3.627 | 1.008 | -0.838 | -0.164 | 0.909*** | | | |
| ER4 | 3.536 | 1.122 | -0.770 | -0.315 | 0.895*** | | | |
| ER5 | 3.677 | 1.075 | -1.071 | -0.190 | 0.928*** | | | |
| ER6 | 3.686 | 1.056 | -1.143 | -0.137 | 0.926*** | | | |

注：α = 克隆巴赫阿尔法；CR = 组合信度；AVE = 平均方差提取；基于双尾检验和 9999 个样本的 0.05 显著性水平的置信区间；***p 值< 0.01

我们应用了统计补救措施 (Podsakoff 等人，2003) 以减轻与 CMV 相关的潜在偏差。在统计上，我们在 SPSS v.28 中启动了哈曼单因子检验。结果表明，一个因子负责 44.98% 的方差，低于 50% 的阈值 (Podsakoff 等人，2003)。由于哈曼检验本身不足以消除 CMV 的可能性，我们利用了未测量潜在方法构建方法，这特别建议用于基于方差的技术如 PLS (Kock，2017, Kock 和 Lynn，2012)。这需要创建一个包含随机生成变量的替代模型。该模型的结果与任何影响发现的共同偏差迹象不一致。简而言之，CMV 没有在我们的数据集中构成相当大的问题。

**4.3.2. 测量模型质量**
鉴于 Henseler 和 Schuberth (2020) 建议的方法论框架，我们从验证性复合分析 (CCA) 开始分析，结果呈现在表 2 中。为了确保适当的模型拟合，我们确认“标准化均方根残差”(SRMR) 保持在 0.08 阈值以下，表示可接受的近似。此外，为了评估精确拟合，我们检查了从 9999 次自助法迭代衍生的 SRMR、“dULS”（非加权最小二乘距离）和"dG"（测地线距离）的置信区间是否低于第 95 百分位数 (HI95)。与 Henseler 和 Schuberth (2020) 的标准一致，这些结果确保了从验证性立场接受模型的强力支持。

为了评估测量模型的稳健性，我们遵守了 Hair 等人 (2020) 概述的方法论方法。指标层面的信度通过分析指标载荷的强度和统计显著性来检查。传统上，高于 0.7 的载荷被认为是令人满意的 (Hair 等人，2020)。在我们的数据集中，每个指标都展示了一个等于或大于 0.728 的载荷，所有相应的 p 值保持在 0.001 以下（表 3）。

为了评估信度，我们利用了克隆巴赫阿尔法 (α) 连同组合信度 (CR)，两者都超过了 0.707 基准 (Hair 等人，2020)，确认每个潜在构念都展示了足够的内部一致性。对于收敛效度，我们依赖于平均方差提取量 (AVE)。如表 3 所示，AVE 值始终等于或高于 0.638，从而验证了收敛效度，因为它们超过了 0.50 的标准阈值 (Hair 等人，2020)。

为了完成分析，我们通过异质 - 同质 (HTMT) 比率矩阵检查了判别效度。获得的值保持在 0.85 阈值以下，表明 HTMT 的可接受上限，如 Henseler 等人 (2015) 所建议的。此外，采用 HTMTinference 以确保严格遵守此标准。为了进一步验证判别效度，我们进行了双尾自助法程序，使用百分位自助法，带有 9999 次重采样迭代，显著性水平设定为 0.05。结果证实 0.85 阈值从未落在计算的置信区间内 (Henseler 等人，2015)。因此，模型的判别效度得到了证实，综合结果呈现在表 4 中。

**表 4. 判别效度。**

| | (1) | (2) | (3) | (4) | (5) |
| :--- | :--- | :--- | :--- | :--- | :--- |
| (1) ETL | n/a | | | | |
| (2) 感知义务 | 0.546[0.453;0.636] | n/a | | | |
| (3) 环境承诺 | 0.329[0.231;0.426] | 0.591[0.460;0.711] | n/a | | |
| (4) IEEP | 0.735[0.665;0.796] | 0.646[0.541;0.745] | 0.472[0.354;0.581] | n/a | |
| (5) 环境责任 | 0.524[0.424;0.616] | 0.709[0.590;0.812] | 0.627[0.520;0.725] | 0.595[0.493;0.686] | n/a |

注：HTMT = 异质 - 同质比率；[HTMTinference] = 基于 9999 个样本和双尾检验的异质 - 同质推断自助法置信区间检验。ETL = 环境变革型领导；IEEP = 参与环保实践的意愿；n/a = 不适用

**4.3.3. 结构模型评估**
结构模型使用单尾自助检验进行评估，带有 9999 次重采样和 0.05 显著性水平下的百分位置信区间 (Hair 等人，2024)。分析分为三个阶段进行：首先，评估直接效应，其次是中介效应，最后，检查调节或交互效应 (Cepeda-Carrion 等人，2017, Hair 等人，2020)。发现呈现在图 3（用于直接效应结果）和表 5 中。

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**图 3. 研究 1 中结构模型测试结果直接效应。** 注：来自 SmartPLSv.4 软件的图形输出；内部模型：路径和 (p 值)；外部模型：指标载荷和 (p 值)；基于单尾自助法检验和 9999 个样本，置信区间方法百分位自助法和显著性水平 0.05。

**表 5. 结构模型结果。**

| | 路径系数 (p 值) | t 值 | 置信区间 | 结论 |
| :--- | :--- | :--- | :--- | :--- |
| **直接效应检验** | | | | |
| a1: ETL → 感知义务 | 0.222(0.009) | 2.382 | [0.075;0.384] | 效应 f2 = 0.032 |
| a2: ETL → 环境承诺 | 0.280(0.000) | 5.523 | [0.191;0.359] | 效应 f2 = 0.081 |
| a3: 感知义务 → 环境承诺 | 0.195(0.001) | 3.086 | [0.086;0.296] | 效应 f2 = 0.039 |
| b1: 感知义务 → IEEP | 0.231(0.000) | 3.858 | [0.129;0.326] | 效应 f2 = 0.078 |
| b2: 环境承诺 → IEEP | 0.261(0.000) | 4.556 | [0.161;0.351] | 效应 f2 = 0.102 |
| H1(c′): ETL→IEEP | 0.377(0.000) | 6.399 | [0.278;0.471] | 支持 |
| **中介效应检验** | | | | |
| H2(a1b1): ETL→ 感知义务 → IEEP | 0.051(0.021) | 2.042 | [0.019;0.104] | 支持 |
| H3(a2b2): ETL → 环境承诺 → IEEP | 0.073(0.000) | 3.818 | [0.045;0.108] | 支持 |
| H4(a1a3b2): ETL → 感知义务 → 环境承诺 → IEEP | 0.011(0.049) | 1.653 | [0.004;0.027] | 支持 |
| 对 IEEP 的总间接效应 | 0.136(0.000) | 4.113 | [0.087;0.197] | |
| 对 IEEP 的总效应 | 0.513(0.000) | 9.136 | [0.418;0.602] | |
| **调节效应检验** | | | | |
| H5: ER*ETL → 感知义务 | -0.019(0.422) | 0.196 | [-0.172;0.148] | 不支持 |
| H6: ER*ETL → 感知义务 → 环境承诺 → IEEP | -0.001(0.429) | 0.179 | [-0.010;0.008] | 不支持 |
| **内生变量** | **R2** | **调整后 R2** | | |
| 感知义务 | 0.215 | 0.204 | | |
| 环境承诺 | 0.157 | 0.149 | | |
| IEEP | 0.433 | 0.425 | | |

注：ETL = 环境变革型领导；IEEP = 参与环保实践的意愿，ER = 环境责任。CI = 置信区间方法百分位自助法和显著性水平 0.05。基于 t[9999] 单尾自助法检验。

分析表明，ETL 对 IEEP 有显著的正面影响 (β=0.377; p 单尾<0.05)，为假设 1 提供实证支持。基于直接效应，中介分析确认，正如预期的，感知义务在 ETL-IEEP 关系中充当中介 (β=0.051; p 单尾<0.05)，从而验证假设 2。此外，ETL 和 IEEP 之间通过环境承诺的间接联系既显著又正面 (β=0.073; p 单尾<0.05)，导致确认假设 3。最后，发现展示了足够的显著性水平 (β=0.011; p 单尾<0.05) 以证实假设 4，表明感知义务和环境承诺共同作为序列中介在 ETL 对 IEEP 的影响中发挥作用。与预期相反，调节效应没有产生显著结果。环境责任未能调节 ETL 对感知义务的影响 (β=-0.019; p 单尾=0.422)，导致拒绝假设 5。同样，通过感知义务和环境承诺对 ETL 和 IEEP 之间间接关系的调节未被支持 (β=-0.001; p 单尾>0.429)，导致拒绝假设 6。控制变量的效应不显著。

**5. 研究 2**
**5.1. 样本和程序**
与研究 1 一样，我们采用了判断抽样技术。数据收集自北塞浦路斯五星级酒店的一线员工。酒店经理最初通过电子邮件联系，随后进行面对面会议以获得组织同意。数据收集时有 23 家五星级酒店。5 家酒店的管理层同意参与研究。纸质问卷通过经理分发给员工，并在 4 个月期间收集。总共分发了 250 份问卷。获得了 209 份问卷，产生 83.6% 的回复率 (209 / 250)。

为了控制 CMV，遵循研究 1 中采用的相同程序 (Podsakoff 等人，2003)。使用回译技术将调查问卷从英语翻译成土耳其语，以确保语言等效性。与 10 名一线员工进行了试点测试，以确认题项清晰度和可读性。试点研究结果表明不需要修改。表 6 展示了受访者概况。

**表 6. 样本特征 (n = 209)。**

| | 频率 (百分比) | |
| :--- | :--- | :--- |
| **年龄** | | |
| 18–27 | 70 (33.5) | |
| 28–37 | 74 (35.4) | |
| 38–47 | 50 (23.9) | |
| 48 岁及以上 | 15 (7.2) | |
| **受教育程度** | | |
| 小学或以下 | 3 (1.4) | |
| 高中 | 95 (45.5) | |
| 大学 | 104 (49.8) | |
| 硕士或博士 | 7 (3.3) | |
| **性别** | | |
| 男 | 102 (48.8) | |
| 女 | 107 (51.2) | |
| **组织任期** | | |
| 1 年以下 | 52 (24.9) | |
| 1–5 年 | 114 (54.5) | |
| 6–10 年 | 41 (19.6) | |
| 10 年以上 | 2 (1.0) | |

**5.2. 测量**
与研究 1 一致，使用了相同的程序、测量和控制变量。

**5.3. 结果**
**5.3.1. 初步数据分析**
遵循所述研究 1 的方法论，我们确保了适当的数据分布（表 8），并通过低于 3.3 的 VIF 排除了多重共线性 (Hair 等人，2024)。最后，哈曼单因子检验和未测量（随机变量）潜在方法构建方法 (Kock，2017, Kock 和 Lynn，2012) 确认 CMV 不是研究 2 数据集中的担忧。

**5.3.2. 测量模型质量**
首先，进行了 CCA (Henseler 和 Schuberth，2020)。两个模型的 SRMR 值都保持在 0.08 以下。此外，SRMR、“dULS”和"dG"差异保持在 9999 次自助重采样生成的置信区间的第 95 百分位数以下。与 Henseler 和 Schuberth (2020) 一致，这些发现没有提供拒绝模型的理由。发现呈现在表 7 中。

**表 7. 验证性复合分析结果。**

| 差异 | 饱和模型 | | | 估计模型 | | | 结论 |
| :--- | :--- | :--- | :--- | :--- | :--- | :--- | :--- |
| | 值 | HI95 | | 值 | HI95 | | |
| SRMR | 0.035 | 0.039 | | 0.037 | 0.041 | | 支持 |
| dULS | 1.080 | 1.333 | | 1.174 | 1.425 | | 支持 |
| dG | 0.801 | 0.948 | | 0.814 | 0.957 | | 支持 |

注：HI95 = 第 95 百分位数；SRMR = 标准化均方根残差；dULS = 非加权最小二乘距离；dG = 测地线距离。

像研究 1 一样，我们评估了测量模型 (Hair 等人，2020)，发现呈现在表 8 中。指标信度通过高于 0.707 的显著载荷 (p < 0.01) 得到确认，除了 3 个案例 (0.659–0.689)，这些被保留，因为它们的移除不影响信度 (Hair 等人，2024)。α 和 CR 都超过了 0.7，确保内部一致性信度，而高于 0.582 的 AVE 值确认了收敛效度 (Hair 等人，2020)。通过 HTMT 和 HTMTinference 评估的判别效度 (Henseler 等人，2015)，已确立，因为 HTMT 比率值保持在 0.85 以下，且此阈值落在置信区间之外（表 9）。

**表 8. 信度和收敛效度。**

| 题项代码 | 均值 | 标准差 | 峰度 | 偏度 | 题项载荷 | α | CR | AVE |
| :--- | :--- | :--- | :--- | :--- | :--- | :--- | :--- | :--- |
| **环境变革型领导** | | | | | | | | |
| ETL1 | 3.943 | 1.177 | 0.147 | -1.042 | 0.887*** | 0.968 | 0.968 | 0.738 |
| ETL2 | 3.900 | 1.100 | 0.081 | -0.886 | 0.829*** | | | |
| ETL3 | 3.866 | 1.116 | -0.172 | -0.773 | 0.850*** | | | |
| ETL4 | 3.780 | 1.128 | -0.299 | -0.686 | 0.821*** | | | |
| ETL5 | 3.909 | 1.127 | 0.028 | -0.891 | 0.864*** | | | |
| ETL6 | 3.967 | 1.163 | 0.252 | -1.055 | 0.869*** | | | |
| ETL7 | 3.981 | 1.115 | 0.553 | -1.109 | 0.854*** | | | |
| ETL8 | 3.971 | 1.157 | 0.046 | -0.989 | 0.875*** | | | |
| ETL9 | 3.981 | 1.132 | 0.153 | -1.018 | 0.873*** | | | |
| ETL10 | 3.938 | 1.124 | -0.054 | -0.874 | 0.864*** | | | |
| ETL11 | 4.029 | 1.119 | 0.318 | -1.067 | 0.856*** | | | |
| ETL12 | 4.033 | 1.104 | 0.587 | -1.162 | 0.862*** | | | |
| **感知义务** | | | | | | | | |
| FO1 | 5.301 | 1.044 | -1.021 | 0.385 | 0.659*** | 0.855 | 0.862 | 0.582 |
| FO2 | 5.292 | 1.083 | -1.133 | 0.376 | 0.771*** | | | |
| FO3 | 5.397 | 0.988 | -0.960 | 0.244 | 0.815*** | | | |
| FO4 | 5.344 | 1.056 | -1.157 | 0.231 | 0.790*** | | | |
| FO5 | 5.335 | 1.013 | -0.890 | 0.290 | 0.722*** | | | |
| FO6 | 5.349 | 1.048 | -1.098 | 0.292 | 0.807*** | | | |
| **环境承诺** | | | | | | | | |
| EC1 | 3.598 | 0.939 | -0.920 | 0.010 | 0.798*** | 0.903 | 0.903 | 0.597 |
| EC2 | 3.550 | 0.978 | -0.981 | -0.111 | 0.806*** | | | |
| EC3 | 3.531 | 0.959 | -0.931 | -0.089 | 0.781*** | | | |
| EC4 | 3.493 | 0.969 | -0.970 | 0.020 | 0.830*** | | | |
| EC5 | 3.488 | 0.993 | -1.040 | 0.019 | 0.803*** | | | |
| EC6 | 3.703 | 0.901 | -0.727 | -0.208 | 0.689*** | | | |
| EC7 | 3.603 | 0.933 | -0.767 | -0.303 | 0.687*** | | | |
| EC8 | 3.584 | 0.925 | -0.853 | -0.028 | 0.774*** | | | |
| **参与环保实践的意愿** | | | | | | | | |
| IEEP1 | 3.679 | 1.201 | -1.018 | -0.379 | 0.930*** | 0.963 | 0.963 | 0.871 |
| IEEP2 | 3.636 | 1.230 | -0.960 | -0.411 | 0.938*** | | | |
| IEEP3 | 3.612 | 1.263 | -1.014 | -0.370 | 0.932*** | | | |
| IEEP4 | 3.593 | 1.238 | -0.919 | -0.406 | 0.937*** | | | |
| IEEP5 | 3.569 | 1.216 | -0.854 | -0.396 | 0.930*** | | | |
| **环境责任** | | | | | | | | |
| ER1 | 3.512 | 1.150 | -0.681 | -0.353 | 0.863*** | 0.950 | 0.951 | 0.802 |
| ER2 | 3.507 | 1.324 | -0.995 | -0.421 | 0.902*** | | | |
| ER3 | 3.612 | 1.011 | -0.858 | -0.114 | 0.900*** | | | |
| ER4 | 3.483 | 1.111 | -0.676 | -0.326 | 0.873*** | | | |
| ER5 | 3.627 | 1.047 | -0.978 | -0.138 | 0.917*** | | | |
| ER6 | 3.632 | 1.023 | -1.036 | -0.076 | 0.917*** | | | |

注：α = 克隆巴赫阿尔法；CR = 组合信度；AVE = 平均方差提取；基于双尾检验和 9999 个样本的 0.05 显著性水平的置信区间；***p 值< 0.01

**表 9.**

判别效度。
空单元格 HTMT 比率 [HTMT 推断] 构念 (1) (2) (3) (4) (5)
(1) ETL 不适用 — — — — —
(2) 感知义务感 0.377[0.251;0.495] 不适用 — — — —
(3) 环境承诺 0.368[0.277;0.456] 0.319[0.196;0.435] 不适用 — — —
(4) IEEP 0.567[0.457;0.660] 0.470[0.349;0.577] 0.491[0.380;0.593] 不适用 — —
(5) 环境责任 0.436[0.328;0.537] 0.434[0.314;0.545] 0.603[0.508;0.694] 0.534[0.429;0.631] 不适用 —
注：HTMT85= 异质 - 同质比率；[HTMT 推断]= 基于 9999 个样本和双尾检验的异质 - 同质推断引导法置信区间检验。ETL=环境变革型领导；IEEP=参与环境实践的意图；n/a=不适用。

5.3.3. 结构模型评估
结构模型的分析使用了与研究 1 相同的参数，发现结果汇总在表 10 中。ETL 对 IEEP 有显著的正向影响 (β=0.547; 单尾 p 值<0.05)，证实了假设 1 (图 4)。感知义务感被确认为 ETL 和 IEEP 之间的中介变量 (β=0.117; 单尾 p 值<0.05)，验证了假设 2。然而，通过环境承诺的预期间接联系并不显著 (β=0.010; 单尾 p 值=0.132)，导致假设 3 被拒绝。尽管如此，假设 4 得到证实，因为感知义务感和环境承诺对 ETL–IEEP 关系进行了串行中介 (β=0.037; 单尾 p 值<0.05)。

表 10. 结构模型结果。
| 空单元格 | 路径系数 (p 值) | t 值 | CI | 结论 |
| :--- | :--- | :--- | :--- | :--- |
| **直接效应检验** | | | | |
| a1: ETL → 感知义务感 | 0.498(0.000) | 4.830 | [0.312;0.650] | 效应 f2= 0.120 |
| a2: ETL → 环境承诺 | 0.066(0.106) | 1.234 | [?0.017;0.158] | 无效应 f2= 0.005 |
| a3: 感知义务感 → 环境承诺 | 0.492(0.000) | 7.265 | [0.365;0.595] | 效应 f2= 0.251 |
| b1: 感知义务感 → IEEP | 0.235(0.000) | 3.551 | [0.123;0.341] | 效应 f2= 0.082 |
| b2: 环境承诺 → IEEP | 0.151(0.007) | 2.482 | [0.048;0.249] | 效应 f2= 0.040 |
| H1(c′): ETL→IEEP | 0.547(0.000) | 11.221 | [0.462;0.625] | 支持 |
| **中介效应检验** | | | | |
| H2(a1b1): ETL → 感知义务感 → IEEP | 0.117(0.003) | 2.770 | [0.057;0.197] | 支持 |
| H3(a2b2): ETL → 环境承诺 → IEEP | 0.010(0.132) | 1.115 | [?0.000;0.030] | 不支持 |
| H4(a1a3b2): ETL → 感知义务感 → 环境承诺 → IEEP | 0.037(0.022) | 2.015 | [0.013;0.074] | 支持 |
| **IEEP 的总间接效应** | 0.164(0.000) | 3.700 | [0.099;0.246] | |
| **IEEP 的总效应** | 0.711(0.000) | 17.444 | [0.639;0.772] | |
| **调节效应检验及条件直接和间接效应** | | | | |
| H5: ER*ETL → 感知义务感 (CoMe 指数) | 0.301(0.001) | 3.081 | [0.126;0.447] | 支持 |
| ETL → 感知义务感 (低 ER 时) | 0.198(0.001) | 3.229 | [0.101;0.302] | |
| ETL → 感知义务感 (中 ER 时) | 0.498(0.000) | 4.830 | [0.312;0.650] | |
| ETL → 感知义务感 (高 ER 时) | 0.799(0.000) | 4.413 | [0.441;0.995] | |
| H6: ER*ETL→ 感知义务感→环境承诺→IEEP (CoMe 指数) | 0.022(0.037) | 1.782 | [0.007;0.050] | 支持 |
| ETL → 感知义务感 → 环境承诺 → IEEP (低 ER 时) | 0.015(0.043) | 1.722 | [0.004;0.032] | |
| ETL → 感知义务感 → 环境承诺 → IEEP (中 ER 时) | 0.037(0.022) | 2.015 | [0.013;0.074] | |
| ETL → 感知义务感 → 环境承诺 → IEEP (高 ER 时) | 0.059(0.025) | 1.965 | [0.021;0.122] | |
| **内生变量** | **R2** | **调整 R2** | | |
| 感知义务感 | 0.478 | 0.470 | | |
| 环境承诺 | 0.279 | 0.272 | | |
| IEEP | 0.595 | 0.589 | | |

注：ETL=环境变革型领导；IEEP=参与环境实践的意图，ER=环境责任。CI= 置信区间方法百分位引导法及显著性水平 0.05。基于 t[9999] 单尾引导法检验。；CoMe 指数=条件中介效应指数。
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图 4. 研究 2 中结构模型测试结果的直接效应。注：SmartPLSv.4 软件的图形输出；内部模型：路径和 (p 值)；外部模型：指标载荷和 (p 值)；基于单尾引导法检验和 9999 个样本，置信区间方法百分位引导法及显著性水平 0.05。

关于假设的调节效应，实证分析提供了支持，验证了受环境责任影响的 ETL 与感知义务感之间的关系 (β=0.301; 单尾 p 值<0.05)。条件直接效应分析显示，如表 10 所述，ETL 与感知义务感之间的关系在高、中和低环境责任值下均显著。

为了分析调节效应，我们利用了 Hair 等人 (2024) 描述的约翰逊 - 内曼图分析。这种方法允许直观地展示环境责任如何影响所考察的关系。在图 5 中，黑线说明了当环境责任处于低（即低于均值一个标准差）、中和高（即高于均值一个标准差）水平时，ETL 与感知义务感之间的直接联系。绿线和红线代表 95% 置信带。这些模式为假设 5 提供了实证支持。
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图 5. 研究 2 中环境责任不同水平对环境变革型领导 (ETL) 与感知义务感 (H5) 直接关系的调节效应。

此外，研究结果证实环境责任在从 ETL 到 IEEP 的间接路径上通过感知义务感和环境承诺发挥了调节作用 (β=0.022; 单尾 p 值<0.05)。条件间接效应分析显示，如表 10 所述，ETL 和 IEEP 之间的间接关系在高、中和低环境责任值下均显著。图 6 描绘了 ETL 和 IEEP 之间的间接路径。黑线表示在高、中和低环境责任水平（高于和低于均值一个标准差）下的中介关系。最终，随着环境责任的增加，间接效应的正斜率变得更加明显，证实了假设 6。控制变量的效应不显著。
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图 6. 研究 2 中环境责任不同水平对环境变革型领导 (ETL) 与员工参与环境实践的意图 (IEEP) 间接关系的调节效应 (H6)。

5.3.4. 多组比较
遵循 Hair 等人 (2024) 的系统方法，进行了多组分析 (MGA) 以确保两项研究的可比性。第一步涉及使用 MICOM (合成模型测量不变性) 程序确认测量不变性，该程序验证了构型不变性和组成不变性，从而允许进行有意义的比较 (表 11)。随后，进行了基于置换的 MGA，揭示了大多数拟议假设的研究组之间存在显著差异 (表 11)。更具体地说，直接效应（假设 1）以及简单调节（假设 5）和调节中介（假设 6）效应在北塞浦路斯的员工中显著强于伊朗的员工。相比之下，通过环境承诺的中介效应（假设 3）在伊朗的酒店员工中明显高于北塞浦路斯。

表 11. 多组比较。
**MICOM 测试**
| 合成 | 相关性 c | 5% 分位数 置换 | 置换 p 值 | 合成不变性是否确认？ |
| :--- | :--- | :--- | :--- | :--- |
| ETL | 1.000 | 1.000 | 0.732 | 是 |
| 感知义务感 | 1.000 | 0.999 | 0.604 | 是 |
| 环境承诺 | 1.000 | 0.997 | 0.993 | 是 |
| IEEP | 1.000 | 1.000 | 0.737 | 是 |
| 环境责任 | 1.000 | 0.999 | 0.953 | 是 |

**多组比较**
| 比较 | 伊朗 (组 A) | 北塞浦路斯 (组 B) | 置换差异 | 置换 p 值 | 决策 |
| :--- | :--- | :--- | :--- | :--- | :--- |
| **假设路径检验** | | | | | |
| H1(c′): ETL→IEEP | 0.377 | 0.547 | 0.170 | 0.027 | 显著差异 |
| H2(a1b1): ETL→感知义务感→IEEP | 0.051 | 0.117 | 0.066 | 0.101 | 无显著差异 |
| H3(a2b2): ETL→环境承诺→IEEP | 0.073 | 0.010 | 0.063 | 0.005 | 显著差异 |
| H4(a1a3b2): ETL→感知义务感→环境承诺→IEEP | 0.011 | 0.037 | 0.026 | 0.095 | 无显著差异 |
| H5: ER*ETL→感知义务感 | ?0.019 | 0.301 | 0.319 | 0.023 | 显著差异 |
| H6: ER*ETL→感知义务感→环境承诺→IEEP | ?0.001 | 0.022 | 0.023 | 0.019 | 显著差异 |
| **内生变量的决定系数** | | | | | |
| 感知义务感 | 0.215 | 0.478 | 0.263 | 0.000 | 显著差异 |
| 环境承诺 | 0.157 | 0.279 | 0.122 | 0.046 | 显著差异 |
| IEEP | 0.433 | 0.595 | 0.162 | 0.025 | 显著差异 |

注：ETL=环境变革型领导；IEEP=参与环境实践的意图，ER=环境责任。基于 9999 次置换、2 尾、显著性水平 0.05 的置换多组分析 (MGA) 结果，并得到 MICOM 程序支持。

6. 讨论
6.1. 总体发现
本研究开发并实证评估了一个调节式串行中介模型，以了解 ETL 如何通过感知义务感和环境承诺的序贯机制影响前台酒店员工的 IEEP，以及环境责任作为边界条件。基于从伊朗和北塞浦路斯的酒店员工收集的跨国数据，发现结果在很大程度上证实了所提出的模型，同时揭示了显著的上下文变异。

首先，ETL 和 IEEP 之间的有益联系突显了领导者在影响员工亲环境态度方面的重要性。提倡环境变革的领导者通过清晰地表达鼓舞人心的愿景、提供定制的培训和支持，并以身作则他们希望观察到的行为，来增强员工的可持续意图。通过这样做，他们增强了员工的能动感以及他们对绿色行为的积极看法。这与近期关于领导和可持续性的研究一致，这些研究表明 ETL 或绿色领导显著有助于促进员工的绿色行为 (Asante, 2024, Peng et al., 2021, Shagirbasha et al., 2025)。

其次，我们的研究阐明了 ETL 发挥作用的序贯心理机制。认识到强有力的 ETL 行动的员工报告了增加的义务感，这是一种由领导者引发的、促进组织环境目标的道德责任。这种义务感表现为对环境问题更大的承诺，这是一种态度锚点，加强并维持员工的亲环境意图。这种序贯路径提供了新证据，表明规范性动机（感知义务感）先于并促进态度承诺（环境承诺），创造了一个从规范到态度的链条，指导领导对行为意图的影响。顺序表明，亲环境意图的动机来自义务感，而承诺则服务于稳定和维持这些意图 (Paillé and Mejia-Morelos, 2019)。

第三，虽然序贯模型在两种背景下均适用，但环境责任的调节效应仅在北塞浦路斯显著。在该地点，感到强烈环境责任的员工更倾向于将 ETL 信号解释为更大的义务感，因此表现出更大的 IEEP。相比之下，在伊朗，这种关系不受环境责任的影响，表明个人环境规范的影响在不同制度背景下有所不同。这种模式源于模型的逻辑，而不是偶然的。环境责任作为 VBN 框架内的一种责任归属信念 (Stern, 2000)。因此，其增强领导到义务感路径的能力依赖于先前对个人的责任归属。在伊朗，环境保护在宪法上被确立为公共义务，并通过中央国家机构进行管理 (《伊朗伊斯兰共和国宪法》，1979)。这种结构降低了个人责任信念在影响工作场所行为中的感知重要性。当责任外部化给国家时，环境责任的个人差异对领导信号内化的影响最小。这解释了在伊朗样本中观察到的不显著调节 (H5, H6)。伊朗员工可能认为组织承诺是更重要的态度锚点，这表明与公司价值观的一致可能在塑造亲环境意图方面优先于个人责任。

符合这一推理，从 ETL 到环境承诺再到 IEEP (H3) 的中介路径在伊朗比在北塞浦路斯得到了更大的支持。这符合上述制度逻辑：在通过国家和组织结构引导环境行动的集中系统中，与组织价值观的一致通常比个人道德责任更有力地作为亲环境行动的渠道。这种模式表明，伊朗工人可能更依赖于与公司的态度一致来内化领导信号。相比之下，由于北塞浦路斯的工人更多地依赖于他们的个人环境责任，因为当地集中的旅游外部性，对环境结果的个人问责制更为明显。因为这两种环境共享对旅游的依赖和环境暴露，但在制度架构上不同，这种调节的差异最可能归因于制度差异，而不是特异的文化倾向。

最后，模型中解释的变异支持了这些发现。串行中介模型的预测价值在北塞浦路斯明显高于伊朗，说明 ETL 所参与的心理过程在责任归属于个人而不是外部化给国家的地方可能更容易被激活。这些发现证实了 ETL 作为绿色员工意图驱动因素的重要性 (Mukhtar et al., 2025)，突出了感知义务感和环境承诺作为将领导行为转化为员工意图的序贯过程，并将环境责任确定为一种情境依赖的边界条件，其相关性随着环境责任的制度框架而变化。

6.2. 理论意义
我们的研究通过开发和测试领导 - 意图过程的 VBN 解释，辅以意图形成阶段的 RAA，增加了对 ETL 如何影响前台员工亲环境意图的认识。它通过规范感知义务感和环境承诺的序贯机制，并调查两个国家背景下环境责任的调节效应，提供了新的理论见解，阐明了支持酒店业可持续领导的规范和态度过程。

首先，我们的研究通过 positioning 感知义务感作为一种由领导者激活的个人规范，贡献于 VBN 理论，该规范启动而不是仅仅中介内化过程。通过将 ETL 视为生态价值的组织信号，从而激活指向公司环境目标的道德义务，我们阐明了规范性构念如何成为更长链条的上游机制。在此过程中，我们将 VBN 从其对个人持有价值观的传统关注扩展到显示组织层面的领导信号如何在工作场所参与信念和规范序列 (Nduneseokwu and Harder, 2023)。

其次，我们的研究阐明了 RAA 在 VBN 未涉及的特定且互补的作用：将内化的取向转化为具体的行为意图。与 RAA 一致，我们发现 ETL 不仅通过激活规范，还通过加强感知行为控制来塑造意图，即相信一个人通过培训、资源和榜样作用采取行动的能力。在酒店业，这种能力路径尤为重要，因为绿色倡议的失败通常是由于缺乏管理指导而不是缺乏动机 (Luo et al., 2021)。因此，我们的结果划分了明确的理论分工：VBN 解释将领导内化为规范和态度，而 RAA 解释这种取向如何连同感知能力转化为意图。

第三，将边界条件纳入 VBN 理论通过 positioning 感知义务感和环境承诺在更广泛的价值观、信念和个人标准框架内，提供了更大的解释深度。具体来说，ETL 挖掘员工的亲环境信念，导致感知义务感和随后的环境承诺，标志着对可持续性的责任感和道德义务感。

通过表明责任归因仅在特定的制度背景下有助于将领导力转化为责任和义务，将环境责任识别为调节变量增强了 VBN 理论。在北塞浦路斯，环境责任增强了 ETL-感知义务路径和链式中介作用，而在伊朗，环境责任并未充当边界条件。这种制度差异强调了个人规范作为受制度环境影响的情境敏感资源的重要性 (Kaptan, 2024)。理论上，这将责任归因定位并非普遍放大器，而是一种其激活力量取决于环境责任制度分布的信念，从而完善了 VBN 关于个人规范何时被动员的解释。

最后，此处测试的理论框架与全球可持续发展研究相关。我们的研究通过映射由领导力引发的义务和承诺转化为亲环境意图的级联效应，并检验环境责任如何调节这一过程，为关于职场微观基础如何支持宏观目标的持续讨论做出了贡献。该模型与 SDG 12（“负责任消费和生产”）特别相关，因为它展示了组织领导力如何培养鼓励可持续行为的员工态度和责任。它还与 SDG 13（“气候行动”）保持一致，通过阐明有助于酒店部门减少生态影响的行为机制。观察到的跨国差异进一步强调，向这些目标迈进取决于情境，需要实施量身定制于制度环境的可持续发展战略。我们的论文通过将微观层面的领导力动态纳入连贯的 VBN 解释中，提供了关于组织如何践行联合国可持续发展目标的具有理论依据的视角。

6.3. 实践启示
我们的研究结果突出了酒店企业的几个实用策略。首先，ETL 对一线员工个人员工环境绩效（IEEP）具有直接加强作用的证据表明了系统性领导力发展的必要性。酒店应投资于环境领导力培训，使管理者能够有效传达明确的可持续战略，展示环保行为，并认可亲环境努力。这可以表现为每季度的“环境领导力工作坊”，为管理者提供设定目标、讲述故事以及就环境问题提供个性化反馈的工具。将 ETL 能力纳入年度绩效评估可以促进持续的问责制，并表明企业对环境管理的承诺。鉴于 ETL 意图部分是通过增强员工感知到的行动能力而提高的，建议这些计划将愿景的建立与具体的技能和资源结合起来，以便动机与实施绿色实践的实际手段保持一致。

其次，通过感知义务和环境承诺的链式中介作用表明，领导者应同时培养员工之间的立即义务感和对环境原则的持久态度联系。像每月“绿色大使”奖或团队会议期间对可持续行为的公开表彰等可见认可可以增强义务感。同时，可以通过将可持续性融入人力资源实践来培养对环境问题的承诺，例如将职业晋升与证明的环境责任挂钩，在新员工入职流程中加入绿色元素，并提供持续的可持续实践培训。

第三，环境责任在北塞浦路斯的影响强调了个人规范与组织目标保持一致的重要性。通过年度价值观调查，管理者可以评估员工的环境责任感，并在需要时修改举措。在环境责任承诺较强的背景下，领导者可以利用这一点，允许员工更自由地创建环保倡议，如员工组织的“绿色创新实验室”。组织应专注于意识宣传、可持续叙事和环境教育课程，以增强责任缺失领域的显著性。定期突出员工行为的环境影响，例如通过监控废物减少或能源节约的月度部门仪表盘，可以提高个人问责制并增加领导力信息传达的有效性。

最后，我们研究的跨国结果表明，策略应对情境敏感。在伊朗，环境承诺充当了相对较强的中介机制，酒店应专注于培养对可持续发展的强大态度承诺。实现这一点的一种方法是将可持续叙事融入企业认同和文化的发展。相比之下，在北塞浦路斯，环境责任加强了 ETL 过程，努力应集中在为员工配备环境意识并认可由个人责任驱动的行为上。特别是，酒店应避免“一刀切”的方法。相反，他们应根据每个地方的规范性和制度条件调整其可持续领导力举措。

6.4. 局限性与未来研究
我们的研究阐明了 ETL、感知义务和环境承诺在预测员工参与环境活动意图中的功能，以及环境责任作为调节变量的作用。尽管有这些优势，未来研究应解决一些局限性。首先，数据收集自伊朗和北塞浦路斯的五星级酒店，限制了普适性。鉴于此，未来研究应在环保法规更强的发达国家（例如欧洲国家）复制该模型，并与发展中国家的结果进行比较。其次，我们研究的横截面设计限制了因果推断。因此，需要收集纵向数据，以便研究人员对其研究结果进行因果推断。第三，感知义务使用 Eisenberger 等人（2001）的组织一般量表进行评估，其题项捕捉的是对整个组织的义务，而不是特定的环境相关的或以领导者为参照的义务。尽管我们根据 VBN 重新构建了感知义务，将其作为针对组织环境目标的领导者激活的道德规范，从而在概念层面上使前因与构念保持一致，但该测量本身仍然是组织一般的。未来研究应开发和验证特定环境下的感知义务测量，以更准确地捕捉此处理论化的规范机制。第四，环境责任仅在北塞浦路斯得到支持作为调节变量，表明应调查其他边界条件，例如心理授权、绿色正义、工作重塑、环境意识或领导信任（例如，Coelho 等人，2026；Lili 和 Rafiq, 2025）。其他中介变量，如绿色自我效能感、感知绿色支持和绿色人力资源管理，可能有助于理解 ETL 如何促进可持续行为（例如，Lili 和 Rafiq, 2025；Mahran 等人，2025）。最后，我们的研究侧重于心理和行为结果，未考虑财务或客户相关的后果。未来研究应检验其他结果，如绿色适应性和绿色恢复绩效，以更好地了解 ETL 在激活组织可持续性方面的作用。

CRediT 作者贡献声明
Victor Oluwafemi Olorunsola：写作 – 初稿，方法论，概念化。
Elisa Rescalvo-Martin：写作 – 初稿，方法论，形式分析，概念化。
Osman M. Karatepe：写作 – 初稿，指导，方法论，概念化。
Niusha Talebzadeh：写作 – 初稿，资源，数据整理，概念化。
Niusha Talebzadeh|Osman M. Karatepe|Elisa Rescalvo-Martin|Victor Oluwafemi Olorunsola
东地中海大学旅游学院，Gazimagusa，北塞浦路斯（TRNC），Via Mersin 10, 99628, 土耳其