伦理领导更替一定会影响员工组织公民行为吗?——一个中介调节模型

伦理领导更替一定会影响员工组织公民行为吗？——一个中
介调节模型
梁昊;李锡元;陈贝贝
【摘要】本文基于自我决定理论,采用纵向追踪式配对问卷调查,在3时间点获取92个团队中409名员工数据,通过结构方程建模、多项式回归、一致性分析和不一致性分析集中探讨了伦理领导更替对员工组织公民行为的影响.研究结果表明:(1)伦理领导更替有四种情形,与\"弱-弱\"、\"强-弱\"、\"弱-强\"三种组合相比,伦理领导在\"强-强\"一致时,员工伦理动机及组织公民行为最高;(2)员工伦理动机在伦理领导更替和员工组织公民行为间起中介作用.(3)马基雅维利主义人格调节了伦理领导更替与员工伦理动机之间的关系.本文深入探讨了伦理领导更替对员工组织公民行为的作用机制及边界条件,能够为领导者有效促进员工组织公民行为提供有益的理论指导.
【期刊名称】《预测》
【年(卷),期】2019(038)004
【总页数】9页(P1-9)
【关键词】伦理领导更替;员工组织公民行为;员工伦理动机;马基雅维利主义人格【作者】梁昊;李锡元;陈贝贝
【作者单位】武汉大学经济与管理学院,湖北武汉 430072;武汉大学经济与管理学院,湖北武汉 430072;武汉大学经济与管理学院,湖北武汉 430072
【正文语种】中文
【中图分类】F272.92
1 引言
伦理领导，是指领导在领导-部属交换过程中表现出合乎伦理规范的行为，并在这
种社会互动中能激发下属同类行为[1]。

近几年有关伦理领导研究已成为OB和HRM领域关注的热点。

已有研究表明，伦理领导与员工态度和行为存在密切联系[2]。

一方面，伦理领导不仅能增强员工工作满意度及对组织的情感承诺等态度[3]，另一方面，又能够改变员工的沉默行为[4]、增强员工的建言行为[5]和降低员工反
生产行为[6]等。

通过文献综述发现，国内外学者关于伦理领导与员工态度和行为两个方面的研究文献较多。

但是，直接以伦理领导变化为切入点，来探讨伦理领导更替对员工组织公民行为作用机制的文献还未曾见到。

少数学者直接或间接地分析了领导更替所带来的影响后果。

现有关于领导更替的研究大多集中于领导更替对企业绩效的影响和公司治理的有效性方面[7]，部分学者探讨了领导更迭前后任领导风格的差异[8]。

这
就提醒我们，领导更替后，因前现任伦理领导风格的差异有可能会引起员工态度的变化，继而可能会影响员工组织公民行为。

本文研究的目的是，检验伦理领导更替对员工组织公民行为的影响。

不同于以往从静态视角来考察伦理领导对下属行为的影响，完全忽视了企业内领导更替这一现实而又频发因素的影响。

本文基于自我决定理论，来探讨随着伦理领导更替后，员工组织公民行为是否也会发生变化？员工是在与领导的不断互动中生存的[9]，除个
人人格对其影响外，领导更替也是影响员工伦理动机的重要因素[10]。

鉴于此，本文从伦理领导更替的动态视角出发，研究伦理领导更替对员工的组织公民行为影响及马基雅维利主义人格的调节作用。

本文创新点在于：将伦理领导更替作为前因变量，丰富了伦理领导对员工组织公民
行为影响的研究；其次，基于自我决定理论，从动态的视角探讨了伦理领导更替对员工组织公民行为影响机制；最后，关注个体差异对领导更替作用效果的影响，分析了不同马基雅维利主义人格水平的调节作用，拓展了伦理领导更替对组织公民行为影响的边界条件。

2 理论分析与研究假设
自我决定理论认为，人有三种基本心理需求，即归属需求、自主需求和能力需求；当外部环境损害基本心理需要时，个体内部动机会因此削弱，当外部环境不损害基本心理需要甚至能够满足基本心理需要时，个体内部动机会得到加强[11]。

本文认为，在伦理领导更替时，前现任领导伦理水平的变化，将会影响员工的基本心理需求，一旦员工的基本心理需求得到满足，其外部动机将会内化成自主性的伦理动机，进而影响员工的伦理产出。

2.1 伦理领导更替以及配对情况
对于前现任领导而言，其伦理领导风格强度均可能有强或弱情形。

强伦理领导风格表明领导特别重视伦理导向，并常会借助一定方式来增强员工的伦理意识并提高员工的伦理行为；而弱伦理领导风格表明领导不重视伦理导向，缺乏引导员工意识的举措，同时更期望员工自我伦理管理。

根据伦理领导风格的强度差异，本文把现前任领导配对为4种情形，分别为“现任强—前任强”、“现任弱—前任强”、“现任弱—前任弱”和“现任强—前任弱。

依次简化为：“强—强”、“弱—强”、“弱—弱”和“强—弱”。

2.2 伦理领导更替与员工组织公民行为
目前针对伦理领导与员工组织公民行为关系的研究多从静态的视角研究，认为伦理领导通过自身的伦理行为来影响和改善员工的伦理产出行为[1]。

比如，伦理领导
通过奖励措施激发员工在工作中投入更多的额外努力，进而产生更高的任务绩效和组织公民行为[12]。

同时，以资源保存理论为依据，伦理领导可以为员工提供所需
资源，需求得到满足的员工又可以更好地帮助其他员工[13]；以社会交换理论为依据，当下属受到伦理领导的善意对待后，也更愿意做出积极行为作为回报[14]。

但是，仅仅从静态的视角探讨伦理领导对员工组织公民行为的影响是不完整的，还应当结合动态的视角，使之更全面、更完整。

综上，本研究从动态的视角出发，探讨伦理领导更替对员工组织公民行为的影响。

已有研究发现，员工对新任领导的认识会受到前任领导的影响[15]；前现任领导管理风格、价值观越一致，且被所在团队成员认可时，员工的工作热情也更高[16]。

以此类推，在探讨伦理领导更替对员工组织公民行为影响时，在伦理领导更替“强—强”一致情形下，即前现任伦理领导均强时，员工将会再次感受到现任领导对
伦理产出的重视[17]，有助于满足员工伦理产出的需求。

因此，我们认为前现任伦理领导均为较强时，员工的组织公民行为最佳。

其次，在伦理领导更替“弱—弱”一致情形下，也许结果并不理想。

无论是前任
领导还是现任领导均不重视伦理问题，领导既没有引导员工伦理的动机，同时又不能成为员工效仿的伦理楷模，所以员工的基本心理需求也得不到满足。

该伦理领导更替组合不利于激发员工伦理动机，更不会提高员工的组织公民行为。

综上，在伦理领导更替“弱—弱”情形下，会导致员工较低的组织公民行为。

最后，当领导更替尤其是直接领导更替，鉴于领导者个人特征方面的可能存在差异，即前现任伦理领导风格不一致时，不仅会影响现任领导的工作开展[8]，而且也会
影响员工认知冲突及行为规范[18]。

本文认为，在“现任强—前任弱”情形下，现任领导较前任领导对伦理问题更加重视了，为员工创造了表现自我的外部伦理环境，进而有助于提升员工的组织公民行为。

相反，在“现任弱—前任强”情形下，现
任领导较前任领导削弱了对伦理问题的重视，恶化了员工的伦理环境，进而会减弱其组织公民行为。

比较4种情形，“强—强”情形下，员工组织公民行为可能最多；“弱—弱”情形下，员工组织公民行为可能最少，其他两种情形的组织公民
行为可能介于“强—强”和“弱—弱”之间。

综上，本文提出假设：
假设1 与“弱—弱”、“强—弱”、“弱—强”三种组合相比，伦理领导更替在“强—强”一致时，员工组织公民行为较多。

2.3 伦理领导更替与员工伦理动机
伦理动机是指遵守某种行为规范和伦理的心理意愿[19]，能较好地解释领导—员工行为关系。

伦理领导是指具备强烈伦理动机的个体，伦理动机是伦理领导最强大的内在驱动力。

故伦理动机作为一种心理意愿，其将会对员工的态度和行为产生重要的影响。

自我决定理论为解释伦理领导更替对员工伦理动机的作用提供了理论依据。

该理论认为，当外界刺激能够满足个体自主需求、能力需求和归属需求时，个体动机将会转变为自主性动机[16]。

伦理领导能激活员工的伦理动机，归因于领导不是通过奖惩来利诱员工，而是通过满足员工的基本心理需求[20]，来激活员工的自主伦理动机，并使员工自发地维护领导推崇的伦理规范。

首先，在伦理领导更替“强—强”一致时，员工感知的前现任领导的伦理水平都比较高；此时，员工的基本心理需求得到了满足，进而会激活员工的伦理动机。

其次，在伦理领导更替“弱—弱”一致时，员工感知到前现任领导的伦理水平均
低时，既不能满足员工的心理需求，也不能激活的员工伦理动机，所以员工伦理动机水平较低。

最后，在伦理领导更替不一致时，其中在“强—弱”情形下，当员工感知到现任
领导比前任领导重视伦理时，其基本需求会随着对领导深入了解而逐渐得到满足，其个人伦理动机也将会被激活。

在“弱—强”情形下，当员工慢慢感知到现任领
导对伦理不重视时，员工的心理需求就会越来越得不到满足，进而导致其伦理动机降低。

综上，本文提出假设：
假设2 与“弱—弱”、“强—弱”、“弱—强”三种组合相比，伦理领导更替在
“强—强”一致时，员工伦理动机最强。

2.4 员工伦理动机的中介作用
以往研究鲜有探讨伦理领导更替与员工伦理产出二者的影响机制，但好的伦理领导能够使员工表现出较强组织公民行为[21]，在伦理领导更替后，前现任伦理领导风格差异将会影响员工的态度和行为。

基于自我决定理论，我们尝试从伦理领导更替的视角打开伦理领导更替与员工组织公民行为二者间的“黑匣子”，即剖析员工伦理动机的纽带作用。

首先，员工伦理动机可以较好预测员工组织公民行为的水平[3]。

员工伦理动机会
对员工的工作态度以及工作表现产生一定的影响。

简言之，如果员工伦理动机水平较高时，其心理需求将会得到很大的满足，那么员工的表现将会更加出色。

相关研究表明，员工的组织公民行为会随着员工伦理动机水平的变化而变化[11]。

其次，伦理领导更替借助员工心理动机水平进而来影响员工的组织公民行为水平。

基于自我决定理论，在伦理领导更替“强—强”一致时，伦理领导能够通过以身作则，
进而激活员工的伦理动机[17]，以此提升员工的组织公民行为。

相反，在伦理领导更替“弱—弱”一致时，或者在现任伦理领导低于前任时(“弱—强”不一致时)，更替后的领导均不能给员工带来外在的示范作用，在这种情况下，员工的心理需求很难得到满足，进而会影响其组织公民水平。

综上，本文提出假设：
假设3 员工伦理动机在伦理领导更替一致性与员工组织公民行为之间起中介作用。

2.5 马基雅维利主义人格的调节作用
马基雅维利主义人格是个体利用他人达成个人目标的一种行为倾向[22]。

个体的行为是人与环境互动的结果，外部环境能否对个体产生影响，不仅与外部环境的强度，还与个体对外部环境的感受有关。

个体的性格特质恰恰能成为外部环境影响个体行为的重要约束变量。

相关研究发现，马基雅维利主义人格可以有效预测个体态度与行为。

例如，马基雅
维利主义人格与员工的工作满意度显著负相关[23]，与偷窃和欺诈等非伦理行为显著正相关[24]。

由此发现，不同程度的马基雅维利主义人格不仅能对个体态度和行为产生不同的影响，还有可能作为边界条件预测其对个体的影响。

已有研究认为高马基雅维利主义人格者常会表现出抵制外界影响、不肯合作及缺乏对情感和道德关注的特质；低马基雅维利主义人格者常表现出易受外界影响、乐于合作及关注道德和情感的特质。

基于低马基雅维利主义人格者重视道德以及乐于合作的特质，所以该个体动机易受外部环境的影响而改变。

相反，高马基雅维利主义人格者很难受到外界因素的影响。

因此，我们认为，马基雅维利主义人格将会负向调节伦理领导对员工伦理动机的影响，个体马基雅维利主义人格越低，伦理领导对员工伦理动机的影响越大。

综上，本文提出假设：
假设4 马基雅维利主义人格负向调节伦理领导更替一致性与员工伦理动机之间的
关系。

综上，本文的研究模型如图1所示。

图1 研究模型
3 研究方法
3.1 研究样本
本研究在华东地区的5家国企展开，以领导—部属配对的方式进行问卷调查。

为
最大化降低同源误差，通过3个时间点且每次间隔2个月来收集数据。

首次调研
时间为2015年9月10日至10月10日，向108个团队中的478位下属发放了
问卷，让员工评价所在部门现任领导及前任领导的伦理领导行为，并统计了被试员工的个人信息。

第二阶段问卷调查对象依然为第一阶段选定的团队成员，调研时间为2015年12月10日至2016年1月10日，由员工评价自己的伦理动机和马基雅维利主义人格。

第三阶段问卷调查对象为第一阶段选定部门的领导，调研时间为
2016年3月10日至4月10日，由领导评价自己团队成员的组织公民行为。

最后，通过查看样本是否配对、是否有规律性以及是否完整，最终确定了92个团队及其对应的409位下属。

在92位领导样本中，有24位(26.1%)女性，平均年龄
为41.23岁(SD=12.27)，平均受教育年限为18.6年(SD=3.01)。

在409位员工样本中，有237位(57.90%)男性，平均年龄为43.65岁(SD=5.67)，平均受教育年
限为18.8年(SD=5.13)。

3.2 变量测量
在问卷中，组织公民行为由领导对员工评价，其余量表均由员工自我评价。

伦理领导借鉴Brown等[1]开发的10题项量表，采用Likert 5点评分法，典型题项如“把员工的最大利益放在心上”，前现任伦理领导α系数分别为0.981和0.982。

组织公民行为来自Farh等[25]开发的适合华人群体的5维度20题项量表，每个
维度分别有4个题项，采用Likert 7点评分法，组织认同维度题项如“积极参加
组织的会议”，其α系数为0.936；协助同事维度题项如“必要时愿意为同事顶岗，帮他完成工作任务”，其α系数为0.939；尽责性维度题项如“不介意承担
新的或有挑战性的工作任务”，其α系数为0.939；人际和谐维度题项如“功劳
自己拿，黑锅别人背，费尽心机谋取私人利益”，其α系数为0.937；保护组织
资源维度题项如“把病假看作是一项福利，并且找借口请病假”，其α系数为
0.939；该量表整体α系数为0.938。

员工伦理动机借鉴赵书松[19]开发的中国文
化背景下的规则服从量表来制定的3题项量表，采用Likert 6点评分法，典型题
项如“我认为违背工作伦理是不道德的”，其α系数为0.907。

马基雅维利主义
人格来自Dahling等[23]开发的4维度16题项量表，采用Likert 5点评分法，不道德操纵维度有5题项，如“如果有人对我的目标产生威胁，我就会去阻碍他们
的行动”，其α系数为0.927；控制欲维度有3题项，如“我喜欢能够掌控局势”，其α系数为0.929；地位欲望维度有3个题项，如“我想要有一天变得富
有强大”，其α系数为0.929；不信任别人维度有5题项，如“如果我在工作中暴露出任何缺陷，其他人就会利用这个缺陷”，其α系数为0.927；该量表整体α系数为0.928。

按照Matta等[26]的要求，把前任领导和现任领导的性别、年龄以及受教育程度这三个人口统计变量的相似性看作是控制变量。

4 数据分析
4.1 方法分析
首先，本文采用多项式回归以及一致性和不一致性分析法[16,27～30]对假设1和假设2进行检验。

操作方法为，将因变量(员工伦理动机/员工组织公民行为)对控制变量以及5个多项式进行回归，包括现任伦理领导(PEL)、前任伦理领导(FEL)、现任伦理领导的平方(PEL2)、现任伦理领导与前任伦理领导的乘积项(PEL×FEL)和前任伦理领导的平方(FEL2)，具体方程如
下:Z=b0+b1PEL+b2FEL+b3PEL2+b4PEL×FEL+b5FEL2+e。

其次，用块变量分析法验证中介效应。

采用Edwards和Parry[28]提倡的块变量分析法，通过合并五项式(PEL，FEF，PEL2，PEL×FEL，FEL2)为块变量，来剖析其对中介模型所产生的直接与间接作用，同时块变量分析法不会影响方程中其余变量的评估系数以及解释效度[29]。

最后，用邹氏检验法验证调节效应。

采用Graham等[30]所倡导的调节变量分割法来验证马基雅维利主义人格的调节作用。

具体方法为，先以调节变量的中位数为界限，把样本分为高低两部分；接着对样本进行结构方程分析；然后比较二者系数的差异。

4.2 验证性因子分析
运用Lisrel 9.30对5个重要变量(前任伦理领导、现任伦理领导、员工伦理动机、马基雅维利主义人格和员工组织公民行为)进行验证性因子分析，以此来验证各因子间的结构效度。

结果显示，五因子模型拟合度最为理想
(χ2(409)=475.62,NFI=0.91，CFI=0.95，IFI=0.95，RMSEA=0.05，
SRMR=0.05)，且均明显优于其它模型的拟合度。

这表明，这五个重要变量间具有较好的区分效度，可以进行下一步的统计分析。

4.3 描述性统计分析
通过数据统计总结出了研究变量的均值、标准差以及相关系数。

结果表明，现任伦理领导与员工伦理动机(r=0.24, p<0.01)和员工组织公民行为(r=0.38, p<0.01)呈
显著的正相关关系；前任伦理领导与员工伦理动机(r=0.38, p<0.01)和员工组织公民行为(r=0.55, p<0.01)也呈显著的正相关关系；马基雅维利主义人格与员工伦理动机(r=0.26, p<0.01)和员工组织公民行为(r=0.51, p<0.01)呈显著的正相关关系；员工伦理动机和员工组织公民行为(r=0.75, p<0.01)也呈显著的正相关关系。

4.4 研究结果分析
表1中展示了多项式回归结果。

由模型4可以看出。

首先，在一致情形下
(PEL=FEL)，其斜率为正且显著(0.75，p<0.01)，曲率为负且不显著(-0.05，ns)，说明伦理领导更替的“强—强”一致情形比“弱—弱”一致情形下的员工组织公
民行为更强。

其次，在不一致情形下(PEL=-FEL)，斜率显著(-0.19， p<0.05)，曲率不显著(-0.01，ns)，表明伦理领导更替时员工组织公民行为存在一定差异。

最后，以表1中的系数为基础绘制了图2，从图2看出后角(强—强)的组织公民行为比前角(弱—弱)、左角(弱—强)和右角(强—弱)的更强，并且伦理领导更替在“强—强”一致情形下，员工组织公民行为最高，故假设1得到了验证。

表1 多项式回归结果及响应面分析变量员工伦理动机员工组织公民行为模型1模
型2模型3模型4bsebsebsebse常量
4.12∗∗0.064.05∗∗0.074.26∗∗0.084.21∗∗0.08性别相似性-0.030.070.020.06-0.070.08-0.030.08年龄相似性0.140.010.020.010.070.03-0.100.01受教育相似性-0.020.060.000.03-0.090.07-0.080.08现任伦理领导
(PEL)0.16∗∗0.080.28∗∗0.08前任伦理领导(FEL)0.42∗∗0.070.47∗∗0.08PEL2-
0.100.11-0.060.11PEL×FEL0.070.12-
0.020.12FEL20.020.060.030.07R20.030.220.030.26F值0.966.73∗∗0.727.54∗∗一致的对角(PEL=FEL)斜率0.58∗∗0.75∗∗曲率-0.01-0.05不一致的对角(PEL=-FEL)斜率-0.26∗∗-0.19∗曲率-0.15-0.01
注：表中系数均为标准化系数；+p<0.1，*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。

下同。

同理，由模型2可以看出。

首先，在一致情形下(PEL=FEL)，其斜率为正且显著(0.58，p<0.01)，曲率为负且不显著(-0.01，ns)，说明伦理领导更替的“强—强”一致情形比“弱—弱”一致情形下的员工伦理动机更强。

其次，在不一致情形下(PEL=-FEL)，斜率显著(-0.26， p<0.01)，曲率不显著(-0.15，ns)，表明伦理领
导更替时员工伦理动机存在一定差异。

最后，以表1中的系数为基础绘制了图3，从图3看出后角(强—强)的员工伦理动机比前角(弱—弱)、左角(弱—强)和右角(强—弱)的更高，并且前现任伦理领导在“强—强”一致时，员工伦理动机最高。

因此，假设2得到了验证。

表2可以看出，前现任伦理领导更替一致性对员工伦理动机的影响为正且显著(0.51, p<0.01)，同样员工伦理动机对员工组织公民行为的影响也为正且显著(0.42, p<0.01)。

直接作用结果显示，前现任伦理领导更替一致性对员工组织公民行为的直接作用显著(0.55, p<0.01)，借助员工伦理动机产生的间接作用也显著(0.20,
p<0.01)。

综上表明，员工伦理动机在前现任伦理领导更替一致性与员工组织公民行为间起部分中介作用，支持了假设3。

表2 伦理领导更替一致性通过员工伦理动机对员工组织公民行为的直接及间接作
用变量员工伦理动机员工组织公民行为块变量(一致/不一致的直接作用)0.51∗∗--
0.55∗∗员工伦理动机(γEEM)--0.42∗∗--(后半段路径系数)借助员工伦理动机的间
接作用(=0.51×γEEM)95%置信水平下的置信区间--0.20∗∗(间接效应)[0.05,0.29] 注：n=409；EEM：员工伦理动机。

为验证假设4：马基雅维利主义人格对前现任伦理领导更替一致性与员工伦理动机之间的调节作用。

首先，以中位数为界，把样本分成高和低马基雅维利主义人格两个组；其次，运用邹氏检验分析法判断这两个组的多项式系数是否存在明显差异，即PEL、FEF、PEL2、FEL×PEL和FEL2的系数在高低马基雅维利主义人格的各自样本中是否存在明显差异。

表3显示，在低马基雅维利主义人格分组中，在一致
对角线(PEL=FEL)上，其曲面显著向上弯曲(曲率=0.29, p<0.05)；在不一致对角
线(PEL=-FEL)上，其曲面显著向下弯曲(曲率=-0.39, p<0.05)。

在高马基雅维利主义人格分组中，这种变化不再显著。

说明在低的马基雅维利主义人格下，前现任伦理领导更替的“强—强”一致对员工伦理动机的影响最强。

同样邹氏验证结果也
表明，这五项式在高低两个样本中同样差异显著(χ2=20.13, p<0.01)，因此，假
设4得到了验证。

为了更清晰地观察高和低马基雅维利主义人格在两组中的调节作用，通过绘制高低不同情境下一致性和不一致性图(如图4b和4a)，来分析伦理领导更替的“强—强”一致对员工伦理动机的影响。

在马基雅维利主义人格较高的情况下(图4b)，即使
在伦理领导更替“强—强”一致时，员工伦理动机也表现得较低；图4a为低马基雅维利主义人格的一致性和不一致性图，在马基雅维利主义人格较低的情况下，前现任伦理领导为“强—强”一致时，能达到较高的员工伦理动机，同时也改善了“弱—弱”情形下伦理领导更替对员工伦理动机带来的消极影响，故假设4进一
步得到了验证。

表3 前现任伦理领导更替匹配的调节作用分析变量员工伦理动机低马基雅维利主
义人格高马基雅维利主义人格bsebse常量4.01∗∗0.093.85∗∗0.12性别相似性
0.110.08-0.100.12年龄相似性-0.090.010.050.04受教育相似性
0.060.080.020.11现任伦理领导(PEL)0.24∗0.090.100.11前任伦理领导(FEL)0.40∗∗0.100.31∗∗0.10PEL2-0.100.12-0.050.14PEL×FEL0.34∗0.16-
0.310.18FEL20.050.100.060.09R20.200.17F值3.82∗∗3.16∗∗一致的对角(PEL=FEL)斜率0.64∗∗0.41∗∗曲率0.29∗-0.30不一致的对角(PEL=-FEL)斜率-0.16-0.21曲率-0.39∗0.32系数比较(PEL、FEL、PEL2、PEL×FEL、FEL2为自变量,员工伦理动机为结果变量)df (10)χ2 (20.13∗∗)
5 结论与讨论
5.1 结论
本文运用自我决定理论，以动态的视角探讨了领导更替对员工组织公民行为的影响机制。

研究表明，伦理领导更替一致性对员工伦理动机及员工组织公民行为有显著影响，特别是在“强—强”情形下，伦理领导更替一致性对员工伦理动机和员工组织公民行为影响最大，而且又证实了马基雅维利主义人格能够起到显著的负向调节作用。

5.2 理论贡献
首先，以往大多数研究是从静态的视角探讨伦理领导对员工组织公民行为的影响。

本文运用自我决定理论，从动态的视角探讨了伦理领导更替与员工组织公民行为变化之间的关系，揭开了伦理领导更替影响组织公民行为的“黑箱”，丰富了伦理领导的理论体系。

其次，本文重点考察了马基雅维利主义人格对伦理领导和员工伦理产出之间关系的调节作用，扩展了伦理领导效应边界的研究，在此基础上，归纳总结出伦理领导变化影响员工组织公民行为的理论模型，这有助于人们更加全面认识伦理领导的作用机理，丰富和完善现有的伦理领导理论体系。

5.3 管理启示。