社会工作者工作伦理的建设路径研究——基于诚信领导理论.pdf

社会工作者工作伦理的建设路径研究 基于诚信领导理论蒙 艺 潘 乐 刘 双 摘 要 社会工作事业高质量发展需要时刻坚守工作伦理的社会工作者。所以，基于诚信领导理论提出并验证如下假设：在社会工作机构中，诚信领导不仅能够直接影响社会工作者工作伦理，还能通过影响组织伦理氛围间接影响社会工作者工作伦理，而且诚信领导对社会工作者工作伦理的影响效应受到社会工作者领导认同的调节，组织伦理氛围对社会工作者工作伦理的影响效应受到社会工作者组织认同的调节。验证假设的数据来自成渝地区 56 家社会工作机构的 362名社会工作者，统计分析结果支持理论假设。研究发现社会工作者工作伦理有如下建设路径：（1）诚信领导能够促进社会工作者工作伦理的养成与提升；（2）良好的组织伦理氛围有利于社会工作者工作伦理的孕育和发展；（3）诚信领导通过建设良好的组织伦理氛围能够推动社会工作者工作伦理的内化和发展；（4）提升社会工作者领导认同，能够增强诚信本研究得到国家自然科学基金面上项目“基于个体优势的工作重塑 中国情境下的概念建构、干预效应与作用机制”（项目批准号：71872023）和重庆工商大学研究生科研创新项目“诚信领导对社会工作者工作伦理的影响机制研究：一个被调节的中介模型”（项目编号：yjscxx2022-112-14）的资助。蒙艺，重庆工商大学法学与社会学学院副教授，博士；潘乐，重庆工商大学法学与社会学学院社会工作专业研究生（MSW）；刘双，重庆工商大学法学与社会学学院社会学研究生。领导对社会工作者工作伦理的积极影响；（5）提升社会工作者组织认同，能够增强组织伦理氛围对社会工作者工作伦理的正面作用。基于研究发现，为社会工作机构诚信领导和内部治理提出若干建议，以期有效提升社会工作者工作伦理，保障社会工作事业高质量发展。关键词 诚信领导 社会工作者 组织伦理氛围 员工工作伦理一 引言社会工作是秉持利他主义价值观，帮助需要帮助的人的职业活动（王思斌，2014）。作为社会建设的一条路径，社会工作在创新社会治理、缓解社会矛盾、促进社会和谐等方面有着较为显著的专业优势（王思斌、阮曾媛琪，2009；吴铎，2010）。因此，2006 年中共中央十六届六中全会决定“建设宏大的社会工作人才队伍”（中共中央，2008）。发展至今，社会工作机构在全国各地蓬勃发展，社会工作人才队伍快速增长。根据 2020 年民政事业发展统计公报，全国登记注册的社会工作服务机构已有 1.3 万家，持证社会工作者已达 66.9 万人（中华人民共和国民政部，2020）。但是，实务界和理论界均指出社会工作事业的快速发展必须是高质量发展，才能真正发挥其服务人民群众、保障改善民生、促进社会福祉、奉献国家发展的重要功能（甄炳亮，2007；潘娟，2008；丁慧敏，2018；等等）。那么，如何才能保证社会工作事业高质量发展？相关研究（周勇，2010；沈荣华，2011；丁慧敏，2018；等等）指出，提升社会工作人才队伍的职业素养在一定程度上能够保障社会工作事业高质量发展。职业素养是人们从事某一具体职业时应该具备的素养，以符合职业内在规范和要求，包括职业道德、职业技能、职业行为、职业作风、职业意识等（虞希铅、李小娟、焦阳，2013）。所以，就如何提升社会工作人才队伍的职业素养，早期研究（周勇，2010；吴长春、高岩、杨宏波，2009；马灿，2010；等等）聚焦于社会工作者的专业价值伦理、专业理论知识和专业方法与技术。其中，由于社会工作本质上是一个自带道德光环和闪耀利他价值的道德实践活动，社会工作者002 中国社会工作研究 第二十一辑工作伦理研究有着非常重要且异常特殊的研究价值，相关研究不计其数，这些研究为社会工作者的工作行为规范、专业伦理发展、伦理困境抉择等方面提供了重要的理论指导（颜安、王福帅，2018；吴金凤、刘忠权，2018）。但是，审视早期研究（潘娟，2008；周勇，2010；沈荣华，2011；丁慧敏，2018；颜安、王福帅，2018；吴金凤、刘忠权，2018；等等）之后，有些遗憾。首先，早期研究关于如何建设和提升社会工作者工作伦理的讨论，几乎都是如何完善社会工作人才教育的内容和方式，以及如何制定社会工作人才发展的法规和政策，缺乏通过社会工作组织内部治理和领导管理提升社会工作者工作伦理的深入探讨。然而，组织行为学领域已有研究发现，员工工作伦理在很大程度上是由组织诚信领导与组织伦理氛围决定的。其次，早期研究还常常将“社会工作伦理”等同于“社会工作者工作伦理”。但是，社会工作者工作伦理是工作规范，规范的客体是特定的，只有社会工作者；而社会工作伦理是行业规范，规范的客体是广泛的，不仅包括社会工作者，还包括社会工作机构领导、组织管理与运营人员、行政主管部门人员等与社会工作行业相关的所有人和所有事。二者混为一谈，理论边界不清，实践操作易错。为了弥补上述遗憾，本研究首先在探讨社会工作本质对其组织、员工与领导的伦理期望的基础上，明确社会工作者工作伦理的本质内涵，与社会工作伦理进行严格区分。然后，基于诚信领导理论，提出并验证图 1 所示的社会工作者工作伦理建设路径，即社会工作机构诚信领导不仅能够直接影响社会工作者工作伦理，还能够通过营造组织伦理氛围间接影响社会工作者工作伦理；而且，诚信领导对社会工作者工作伦理的影响效应受到社会工作者领导认同的调节，组织伦理氛围对社会工作者工作伦理的影响效应受到社会工作者组织认同的调节。根据研究发现，本研究将提出若干建议，指导社会工作机构的诚信领导和内部治理，有效提升社会工作者工作伦理，进而保障社会工作事业高质量发展。102社会工作者工作伦理的建设路径研究 图 1 社会工作者工作伦理的建设路径假设模型二 理论框架与研究假设（一）社会工作的本质及对其组织、员工与领导的伦理期望社会工作的专业化发展源自 19 世纪末西方的“科学”慈善运动，为了明确社会工作的学科范畴，构建社会工作的理论体系，提升社会工作的专业水平，指导社会工作的发展方向，一百多年来理论界与实务界一直致力于探寻社会工作的本质内涵。早期的研究者，基于对实务工作的两种偏好，在探寻社会工作本质的过程中，出现两个流派。第一个流派关注的焦点是人，认为社会工作的本质是培养和发展个人健全的人格，代表人物就是慈善组织运动的先驱玛丽里士满；第二个流派关注的焦点是社会环境，认为社会工作的本质是改善社会环境，促进社会公平，代表人物是睦邻友好运动的领袖人物简亚当斯（Haynes，1998）。需要特别注意，两个流派关于社会工作的本质阐释虽有分歧，而且在其指导下的实务路径也各不相同，但是社会工作的天赋使命是“帮助需要帮助的人”，始终是两个流派的共识。之后，随着实务领域的不断拓展以及理论研究的逐渐深入，后期的研究者对社会工作本质的界定更加多元，比如社会工作是社会建设、是助人职业、是社会福利、是社会公义、是社会202 中国社会工作研究 第二十一辑问题解决手段等（Abramovitz，1998；童敏，2022）。不过，对于社会工作的使命是“帮助需要帮助的人”，学界还是一直保持共识。而且，基于这种共识，学者们意识到“人在环境中”，环境可以塑造人，人也可以改变环境，因此关于社会工作本质的认识开始有所融合。2014年 6 月，国际社会工作联盟（International Federation of Social Work，IFSW）颁布的社会工作国际通用定义最新版本，就将社会工作界定为促进社会变革和发展，增强社会团结，从而赋权和解放民众的实务工作和学科专业，其本质核心是人的权利和社会公正（IFSW，2014）。21 世纪初，社会工作专业化发展在中国启动，针对社会工作的本质，我国学者也展开了激烈的讨论。尹保华（2009）在社会构建理论视角下，认为社会工作的本质是“高度的人文关怀”，高度关注人的生存与发展，深切认同人的尊严与价值，追求人的解放、自由与幸福。童敏（2009）通过梳理西方社会工作专业化发展百年历史指出，社会工作的本质是“提供关爱的专业化服务”，关爱服务对象和提供专业化的服务两者不能偏废。吴铎（2010）在探讨社会工作促进社会和谐的重要功能时，不断强调社会工作的本质是助人自助、维护人的尊严、坚持社会公义价值理念。任文启（2016）基于中国社会工作的理论研究与实践探索，对社会工作本质提出了中国本土的话语表述，“利他使群”，即秉承利他主义原则修复服务对象的社会关系。张昱（2019）认为当下社会工作是迷失对象的社会工作，只有明晰社会工作的对象是人的社会关系，才能真正认识社会工作的本质是实现人的改变。但是，正如王思斌（2014）所说，无论社会工作的内容和形式如何变化，其本质核心始终未变，社会工作是以利他主义价值观为指导的专业助人活动。从上述中外学者关于社会工作本质的探究来看，社会工作是一个彰显人类文明，倡导社会公义，保障人的权利，促进人的福祉的道德实践活动，与生具备利他原则、价值为本、道德至上的职业属性，所以其组织机构需要在极高的伦理规范下运行，其组织领导需要在极高的道德原则下管理，其从业人员需要在极高的工作伦理下操作。也因此，全世界开展社会工作的国家，都在致力于界定社会工作伦理守则。但是，有些遗憾，各个国家的社会工作伦理守则规定的几乎都只是社会工作者开展实务时所需的价值观念、行为依据和职业精神，没有关302社会工作者工作伦理的建设路径研究 于社会工作组织运营及其领导管理的相关伦理规定。比如，1999 年美国社会工作联盟（National Association of Social Workers，NASW）制定的 社会工作伦理守则，大力主张：（1）社会工作者的基本目标是帮助需要帮助的人和解决社会问题；（2）社会工作者要致力于挑战社会不公正；（3）社会工作者必须尊重人的尊严与人的价值；（4）社会工作者必须敬重人际关系的重要性；（5）社会工作者坚持值得信任的行为态度；（6）社会工作者必须不断发展与提升专业技能（NASW，1999）。英国社会工作联盟（British Association of Social Workers，BASW）制定的社会工作伦理守则，积极呼吁：（1）社会工作者基于联合国人权宣言尊重人与生俱来的价值和尊严；（2）社会工作者肩负推动社会公正的使命和职责；（3）社会工作者坚守职业道德与伦理规范，坚持诚实可靠、值得依赖的工作方式（BASW，2021）。另外，目前关注社会工作者工作伦理的研究工作，大多都在讨论如何解决社会工作者在实务中的伦理困境，以及如何因人、因事、因情去完善社会工作者应该遵守的伦理守则。显然，理论研究同样缺乏对组织领导管理和组织机构运营的伦理规范的关注。然而，如果没有信奉社工价值、严守道德原则、坚持伦理行为的组织领导的榜样与管理，如果没有公平公正、求真向善、积极奋进的组织伦理氛围的熏陶与影响，社会工作伦理作为整个社会工作行业的道德规范和行为准则，就只是社会工作者的个人坚守，可想而知何等艰难。所以，本研究顺应社会工作本质对其组织、领导和员工的伦理期望，提出和验证在社会工作机构中，组织诚信领导、组织伦理氛围和社会工作者工作伦理三者之间可能存在的相互影响。同时，为了不将社会工作伦理转嫁为社会工作者的个人责任，本研究对社会工作伦理与社会工作者工作伦理进行严格区分，社会工作伦理是行业规范，约束包括社会工作行政主管部门、社会工作机构领导与管理者、社会工作从业者等与社会工作相关的所有人和所有事；社会工作者工作伦理是员工规范，只约束社会工作一线从业人员 社会工作者，是社会工作者在工作环境中对待工作及其相关的人和环境时应该遵守的行为准则与伦理规范。本研究期望对社会工作者工作伦理的对象限定和研究拓展，精准指导社会工作组织领导与管理实践，让社会工作者在机构诚信领导的激励与帮助以及组织伦理氛围的滋养与浸润下坚守工作402 中国社会工作研究 第二十一辑伦理，不再是孤军奋战。（二）诚信领导对组织伦理氛围与员工工作伦理的影响路径21 世纪以来，组织道德丑闻和管理渎职现象频发，信任危机、绩效下滑、组织破产接踵而至，由于意识到组织领导的道德、责任和诚信应该是促进组织伦理规范、提升组织绩效水平、保障组织健康发展的一剂良方，“诚信领导”（Authentic Leadership）引发学界的高度关注，其理论研究围绕本质界定、内涵测量、形成机制、影响效应四个方面不断深入与延展。目前，学界比较认同且应用较广的概念，一是Luthans 和 Avolio（2003）的界定，他们认为诚信领导是一个“领导者将自身的积极心理和品德才能融入高度发展和不断变化的组织情境，激发自身和员工强烈的自我意识、主动的自我调节、积极的自我发展，最终促进组织健康发展的过程”；二是 Walumbwa 等（2008）的定义，他们指出诚信领导应该是“领导者通过发展和运用高度的自我意识、内化的道德品质、平衡的信息加工和透明的人际关系，营造积极的伦理气氛，促进员工积极自我发展的领导行为”。从上述界定可见，诚信领导本质上就是一种基于高度的自我意识、积极的人生观念、内化的道德品质、严格的行为准则、强烈的社会责任的领导风格，旨在营造积极的组织氛围和引导员工的正向发展，实现组织健康可持续发展（Gardner et al.，2005；Walumbwa et al，2008）。从诚信领导的本质和目的可以推断，诚信领导对于组织伦理氛围和员工工作伦理均有积极影响。员工工作伦理（work ethic for employee）是指员工在工作环境中对待工作及其相关的人和环境时应该遵守的行为准则与伦理规范（王明辉等，2009）。由于坚信在当下经济全球化和文化多元化，政策不甚健全且法律不太完备的复杂社会环境中，只有能够正确处理组织伦理问题的企业才是具有竞争优势的企业，员工工作伦理自 20 世纪末成为组织行为学的热点话题。相关研究发现，坚守工作伦理的员工，在工作中不仅能够自行解决伦理困境，而且能够较好地协调与他人、团队、社会的伦理冲突，所以组织伦理问题可以在员工层面得以解决（于志苗，2012）。另外，从学者们关于其操作化概念侧重于描述员工的职业操守、工作意义、勤奋奉献、积极进取、人际和谐这些要素来502社会工作者工作伦理的建设路径研究 看，员工工作伦理还能够直接预测员工良好的工作态度和工作行为（王明辉等，2009）。也因此，关注员工工作伦理的学者，几乎都在探索其影响因素，期望明确孕育、提升、保护员工工作伦理的路径和措施。其中，不少学者指出，领导风格是组织中影响员工工作伦理的重要因素之一（Halbusi et al.，2020；Jahantigh，Zare，&Shahrakipour，2016；Lu&Lin，2014）。诚信领导是一种具有清楚的社会认知和清醒的自我认识，立身、处事、经营、管理均能坚守自己的价值观和道德标准，判断、决策能够做到系统、开放、包容，人际交往透明、公开、公正、共情的领导行为模式或管理过程（Walumbwa et al.，2008），所以在其诚实守信的价值引导、道德规范的角色示范、伦理标准的指导激励下，员工对待工作的态度、行为和价值观的工作伦理得以孕育和发展（Sidani&Rowe，2018）。关于诚信领导积极影响员工工作伦理这一推断，非常符合社会学习理论的核心思想，即个体的道德伦理信念与行为的形成与内化，在一定程度上决定于角色榜样（Bandura，1977）。学界关注组织伦理氛围的起因与员工工作伦理相同，期望解析其本质内涵和前因后果，从而在实践中正确引导组织在正确的方向上前行，具有竞争力，发展可持续。迄今，关于组织伦理氛围的本质内涵，学界给出了丰富的答案，其中最为经典的当数 Victor 和 Cullen（1987）的界定，他们认为，组织伦理氛围是组织中关于什么是正确行为以及如何处理伦理困境的共同感知。一年之后，Victor 和 Cullen（1988）对此界定做了些微修改，组织伦理氛围被定义为对特定的组织实践与组织程序中伦理相关内容的普遍感知。理论发展至今，修订和完善组织伦理氛围概念的研究工作不断，但仔细观察，无论措辞如何变化，学者们其实都在强调组织在员工伦理行为的形成和发展上扮演重要的角色（Wimbush，Shepard，&Markham，1997；Agarwal&Malloy，1999）。简言之，组织伦理氛围直接影响员工工作伦理。这一推论得到社会信息加工理论的支持，即个体的行为是个体在对社会情境信息进行认知加工、解释和判断后做出的决策（刘萍、王沛、胡林成，2001）。Newman等（2017）在对最近 30 年组织伦理氛围研究进行全面回顾和深入分析之后提出的组织伦理氛围理论模型中，就特别强调对员工工作伦理的影响是组织伦理氛围直接展现的核心效应。当员工处理伦理两难问602 中国社会工作研究 第二十一辑题或者面临伦理决策困境时，组织伦理氛围作为标准和依据指导员工的行动和决策，其本质就是员工工作伦理的情境指南。Newman 等（2017）的综述研究同时指出，在组织伦理氛围的形成机制之中，领导力是一个特别重要的组织影响因素。他们还运用社会学习理论对形成机制进行了诠释，即领导的影响是通过以身作则提升组织伦理标准去形成和发展良好的组织伦理氛围。无疑，“诚信”领导，能够以身作则，以其诚信的品质、诚信的行为和诚信的管理，通过价值传递、榜样示范和制定规则三条路径提升组织伦理标准，营造良好的组织伦理氛围。讨论至此，可以推论诚信领导、员工工作伦理和组织伦理氛围三者之间存在这样的关系：（1）诚信领导能够积极营造组织伦理氛围与提升员工工作伦理；（2）员工工作伦理不仅受到诚信领导的激励，还会受到组织伦理氛围的内化；（3）组织伦理氛围作为员工工作伦理的一个预测因素，直接受到诚信领导的影响。早期研究对上述推论提供了直接或间接的实证支撑证据。比如，Qureshi 和 Hassan（2019）基于对巴基斯坦的某个私营部门 127 名员工的调查数据，发现诚信领导可以增强组织伦理氛围，减少工作场所的不文明行为，以确保积极、支持与和谐的工作环境；Nikolic（2015）通过对澳大利亚 IT 服务、金融和零售等私营部门的 112 名员工的调查，验证了诚信领导与组织伦理氛围呈显著正相关关系；Kiersch 和 Byrne（2015）使用多层次结构方程建模方法测试了来自 187 名员工与37 位领导匹配的调查数据，研究发现诚信领导对员工的积极影响是通过创造和提升公平公正的组织氛围感知来实现的；Giallonardo、Wong 和 Iwasiw（2010）通过对 280 名护士的调查，验证了诚信领导与护士的工作投入、积极建言等具有较高工作伦理水平的工作态度指标呈显著正相关；Shafer（2008）在中国注册会计师（CPA）公司进行调查，由 28 名本地公司资深人士、32 名本地公司经理、32 名国际公司资深人士和 36 名国际公司经理提供数据的统计结果表明，组织伦理氛围影响会计对公司的社会责任感，进而积极影响他们的伦理倾向与道德判断。马璐、杜明飞、韦慧民（2014）通过对中国民营企业员工的调查发现，组织伦理氛围能够影响员工的反伦理行为，其中关怀导向、独立判断、法律规则导向三种组织伦理氛围的影响是舒缓，而功利导向的组织伦理氛围的影响是诱导；Halbusi 等（2020）基于对 295 个伊拉克企业702社会工作者工作伦理的建设路径研究 工人的两阶段调查发现，组织伦理氛围是伦理型领导与员工伦理行为之间的部分中介变量。基于上述理论推演和实证证据，我们认为在组织中诚信领导能够直接影响或通过影响组织伦理氛围间接影响员工工作伦理的作用路径是普遍存在的。而且，社会工作的本质大力呼唤社会工作机构的诚信领导以及良好的组织伦理氛围和高尚的员工工作伦理，所以我们提出如下假设：假设 1：诚信领导与社会工作机构组织伦理氛围呈正相关；假设 2：诚信领导与社会工作者工作伦理呈正相关；假设 3：社会工作机构组织伦理氛围与社会工作者工作伦理呈正相关；假设 4：社会工作机构组织伦理氛围部分中介诚信领导与社会工作者工作伦理之间的关系，即诚信领导能够直接影响或通过组织伦理氛围间接影响社会工作者工作伦理。（三）领导认同与组织认同的调节作用从诚信领导的本质内涵及其现有的研究证据来看，诚信领导对组织伦理氛围和员工工作伦理均有积极影响，因此我们提出假设 1-4。但是，在认真分析早期研究之后，我们发现现有的研究证据存在如下现象：实证检验诚信领导对员工工作伦理影响效应的研究很少，有限的证据显示影响效应的强弱差距较大。比如，Qiu 等（2019）的研究结果显示，诚信领导对员工以顾客为中心的组织公民行为的直接效应值为 0.19；Qureshi 和 Hassen（2019）的研究结果显示，诚信领导对员工的工作场所不文明行为的直接效应值为-0.58。相比之下，实证检验组织伦理氛围对员工工作伦理影响效应的研究较多，但是影响效应的研究发现不太一致的现象非常突出。比如，Lu 和 Lin（2014）基于 128 个来自中国台湾国际港口公司员工的调查数据进行结构方程分析，结果显示，组织伦理氛围显著影响员工工作伦理，效应值为 0.48；Jahantigh、Zare 和 Shahrakipour（2016）对伊朗扎黑丹地区医院 251 名护士提供的数据进行独立样本 T 检验，结果显示，不同的组织伦理氛802 中国社会工作研究 第二十一辑围下的员工工作伦理行为没有显著的统计差异，即组织伦理氛围对员工工作伦理的影响不显著。不一致的研究发现意味着可能诸如员工的个性特征和感知差异等个体因素在调节着诚信领导对员工工作伦理的影响效应，以及组织伦理氛围对员工工作伦理的影响效应。在社会认同理论（Tajfel，Billig，&Bundy，1971）的启示下，我们认为员工的领导认同正向调节诚信领导与员工工作伦理之间的关系，即高领导认同的员工，诚信领导对其工作伦理的正向影响较强；员工的组织认同正向调节组织伦理氛围与其工作伦理之间的关系，即高组织认同的员工，组织伦理氛围对其工作伦理的正向影响较强。员工的领导认同是员工与领导的感知统一，是员工根据自己与领导的关系定义自我的一种状态。因为领导成为员工的自我定义，所以领导认同感能够较大程度地影响员工对领导及其行为的解释和应答。也就意味着，高领导认同的员工倾向于主动学习、模仿并内化领导的价值观、信念、行为，主动改变自我概念，使自己的价值观、信念、行为等与领导具有相似性。而且，高领导认同的员工对领导的期望也高度敏感，他们会主动迎合领导的期望，通过行动满足领导的期望。至此，不难推断，高领导认同的员工对于诚信领导呈现的高度的自我意识、积极的人生观念、崇高的道德品质、严格的行为准则、强烈的社会责任，会去主动学习和模仿，当然诚信领导对其工作伦理行为的影响效应也会更加有效。早期研究对此论断也有证据，比如 Wang 等（2021）的研究就发现，在组织中并不是所有员工都对伦理型领导进行积极主动的社会学习，只有领导认同度高和道德认同度高的员工，伦理型领导对他们工作伦理行为的影响效应才更有效。员工的组织认同是员工归属组织的感知，是员工以组织成员的身份定义自我的一种状态（Ashforth&Mael，1989）。员工将自我概念与组织身份发生联结，动机主要来源于两方面：一是自我归类的需要，个体努力融入群体之中，成为其中一员以消除孤立感、获得归属感，期望自我存在是有价值的；二是自我提升的需要，个体努力寻找积极的自我评价，组织身份如果能够有效提升自我评价，自我存在就是有尊严的。在自我归类需要的驱动下，员工会进行印象管理，积极展示符合组织期望的态度和行为；在自我提升需要的驱动下，员工会进行902社会工作者工作伦理的建设路径研究 认知调整，主动弥合自我与组织之间的差异和差距。所以，高组织认同的员工，无疑会在价值观与信念上与组织保持一致，在处理工作中的伦理两难问题或面临伦理行为抉择困境的时候，会更加依从既有的组织伦理氛围行动。早期研究对此提供了相关证据，如 Halbusi 等（2020）的研究就发现，个人-组织契合度高的员工，即个人的人格、价值观、目标和态度与组织的文化、价值观、目标和规范一致性高的员工，会更加认同关怀体恤、向往独立、尊重制度、处事公正、追从理性的组织伦理氛围，他们不仅受此氛围的影响，还会强化这种影响，在工作中表现出更高程度的伦理行为。讨论至此，我们认为领导认同能够调节诚信领导与员工工作伦理的关系强度，而组织认同能够调节组织伦理氛围与员工工作伦理的关系强度；而且，这种情况在社会工作机构中也是普遍存在的，所以我们提出如下假设：假设 5：社会工作者的领导认同正向调节诚信领导与其工作伦理之间的关系强度，即高领导认同的社会工作者，诚信领导对其工作伦理的正向影响较强。假设 6：社会工作者的组织认同正向调节组织伦理氛围与其工作伦理之间的关系强度，即高组织认同的社会工作者，组织伦理氛围对其工作伦理的正向影响较强。三 研究方法（一）调查概况为了验证假设 1-6，本研究采用实证调查研究方法，调查工作分为两个阶段，第一阶段为预调查，收集数据检查调查问卷的信度和效度，以及对调查问卷进行修订，同时对假设模型进行预测试；第二阶段为正式调查，收集数据验证假设模型。预调查从2021 年7 月1 日至7 月30 日，历时1 个月，采用网络问卷星发放问卷，邀请研究者微信和 QQ 朋友圈中从事过或正在从事社012 中国社会工作研究 第二十一辑会工作的亲朋好友，特别是研究者微信和 QQ 中社会工作相关交流群的同人填写问卷。剔除有缺失题项和回答时间过短的无效问卷之后，预调查获得有效问卷 105 份。正式调查从2021 年9 月1 日至11 月1 日，历时2 个月，通过实地走访成渝两地社会工作机构，邀请机构员工现场填写纸质问卷，其中部分机构社会工作者主动要求填写线上问卷。研究者一共走访成渝两地 70 余家社会工作机构，由于 10 余家机构为“僵尸”机构或空壳机构，最终填写问卷的机构为 56 家，成都的机构 26 家，重庆的机构 30家。56 家社工机构，员工数量从 5 6 名至 30 40 名，运营经费基本来源于政府购买服务项目。其业务范围，大多数机构是社区社会工作机构，主要为社区老幼妇儿，以及残疾和精神障碍等弱势人群提供社会服务，少数机构是专门化社会工作机构，比如在医院提供医务社工服务或在救助站开展社会救助工作。最终，来自这 56 家社工机构的385 名员工填写了问卷，剔除有缺失题项的问卷之后，共计回收有效问卷 362 份，有效率为 94.0%。（二）调查对象本研究预调查的调查对象为在职或曾经的社会工作从业者，正式调查的调查对象全部都是在职社会工作从业者，表 1 报告了调查对象的个体特征。由表 1 可见，正式调查对象表现出如下几个明显特征：第一，女性明显多于男性，占比 78.2%，且以青年女性为主，25 岁及以下占比为 55.0%；第二，最高学历多为本科，占比为 66.3%，但从业时间普遍较短，1 年及以下占比为 48.9%，职业身份主要是实习社工，占比为 41.4%；第三，受雇形式主要是合同聘用，占比为 61.9%，月收入较低，2000 元及以下的占比为 30.7%，4000 元及以下的占比为 66.9%。上述特征与研究者在走访过程中了解到的社会工作行业情况，以及早期研究（蒙艺、汪洋、施曲海，2020；曾守锤等，2019）的样本特征一致。所以，本研究的样本具有一定的代表性。112社会工作者工作伦理的建设路径研究 表 1 调查对象的个体特征单位：人，%特征分类预调查（n=105）正式调查（n=362）频数百分比频数百分比性别男22217921.8女837928378.2年龄25 岁及以下7369.51995526 29 岁1918.17219.930 35 岁98.65715.736 岁及以上43.8349.4从业时间1 年及以下7167.617748.91 3 年（含 3 年）1615.26618.23 5 年（含 5 年）98.647135 年以上98.67219.9受教育程度专科及以下76.76317.4大学本科5047.624066.3硕士及以上4845.75916.3职业身份实习社工6158.115041.4专职社工3230.511230.9项目主管76.78824.3专职督导54.8123.3受雇形式临时雇用5451.412735.1合同聘用4744.822461.9固定编制43.8113.0月收入（不含“五险”）2000 元及以下4744.811130.72001 3000 元2120.04913.53001 4000 元1312.48222.74001 5000 元109.56016.65001 元及以上1413.36016.6（三）调查问卷本研究使用的调查问卷由两个部分组成。第一部分为封面信，告知调查对象本研究的目的和意义，诚挚邀请调查对象参与调查，并给212 中国社会工作研究 第二十一辑调查对象进行匿名调查和保密承诺等研究伦理保证。第二部分为调查问题，问题也分为两个部分，首先是调查对象的个体特征，包括性别、年龄、从业时间、受教育程度、职业身份、受雇形式和月收入（不含五险）；然后是研究变量的测量量表，包括诚信领导量表、工作伦理量表、组织伦理氛围量表、领导认同和组织认同量表，研究量表均为李克特 5 点式量表，从“1”到“5”分别表示“完全不符合”、“比较不符合”、“不确定”、“比较符合”和“完全符合”。5 个研究变量的测量量表均为具有良好信效度的成熟量表，在使用之前，研究者首先对其中的英文量表进行翻译-回译，保证语言的一致性；然后对所有量表进行语言调整，保证行业的适用性；接着，邀请 2 名社会工作专业教师、2 名社会工作机构督导和 10 名社会工作专业有过行业实习经验的学生填写量表，根据他们的意见对量表题项和语言表述再次进行调适；最后，开展预调查收集数据检验量表信度，并使用正式调查数据检验量表的重测信度，具体情况见下文对各个量表情况的详细汇报。总之，5 个量表的信度和效度得到较好的保障。1.诚信领导量表诚信领导的测量采用 Walumbwa 等（2008）编制的诚信领导行为量表。该量表包括四个维度，分别是关系透明（5 个题项）、道德内化（4个题项）、平衡加工（3 个体题项）和自我意识（4 个题项），共计16 个题项。样题：“我的领导会如实表达自己的想法”，“如果我的领导在工作上犯了错误，会主动承认错误”。诚信领导行为量表的 Cronbachs 系数，预调查时为0.916，正式调查时为0.958，说明量表信度很好。2.工作伦理量表工作伦理的测量采用王明辉等（2009）编制的工作伦理量表。该量表包括五个维度，分别是职业操守（4 个题项）、工作意义（4 个题项）、勤奋奉献（4 个题项）、积极进取（4 个题项）和人际和谐（4个题项），共计 20 个题项。样题：“利用工作便利，满足个人利益”（反向题），“团结其他同工共同完成所在机构的任务”。工作伦理量表的 Cronbachs 系数，预调查时为 0.827，正式调查时为 0.889，说明量表信度很好。3.组织伦理氛围量表组织伦理氛围的测量采用 Schwepker（2001）编制的组织伦理氛围312社会工作者工作伦理的建设路径研究 量表。该量表为单维量表，共计7 个题项。样题：“我所在机构有一套正式的道德规范”，“我所在机构会严格执行道德准则”。组织伦理氛围量表的 Cronbachs 系数，预调查时为0.886，正式调查时为0.936，说明量表信度很好。4.领导认同量表领导认同的测量采用 Karkr、Shamir 和 Chen（2003）编制的领导认同量表。该量表为单维量表，共计8 个题项。样题：“我完全信任我的直接领导”，“我尊敬我的直接领导”。领导认同量表的 Cronbachs 系数，预调查时为 0.924，正式调查时为 0.944，说明量表信度很好。5.组织认同量表组织认同的测量采用 Smidts、Pruyn 和 Van Riel（2017）编制的组织认同量表。该量表为单维量表，共计5 个题项。样题：“我与我所在机构之间命运相连”，“我对我所在机构有强烈的归属感”。组织认同量表的 Cronbachs 系数，预调查时为 0.871，正式调查时为 0.948，说明量表信度很好。（四）统计分析1.变量赋值与计分本研究提出的假设模型中，自变量为诚信领导；因变量为工作伦理；中介变量为组织伦理氛围；调节变量为领导认同与组织认同。另外，早期研究指出，员工的个体特征，性别、年龄、从业时间、受教育程度、职业身份、雇佣形式和月收入（不含“五险”）可能对其工作伦理有一定影响，因此在本研究中作为控制变量。表 2 汇报了上述变量赋值与计分情况。表 2 控制变量与研究变量赋值表变量类别变量名称（英文简称）数据分类赋值控制变量性别分类变量1=男；2=女年龄等级数据1=25 岁及以下；2=26 29 岁；3=30 35 岁；4=36 岁及以上从业时间等级数据1=1 年及以下；2=1 3 年（含 3 年）；3=3 5 年（含 5 年）；4=5 年以上412 中国社会工作研究 第二十一辑续表变量类别变量名称（英文简称）数据分类赋值控制变量受教育程度等级数据1=专科及以下；2=本科；3=硕士及以上职业身份分类数据1=实习社工；2=专职社工；3=项目主管；4=专职督导雇佣形式分类数据1=临时雇用；2=合同聘用；3=固定编制月收入（不含“五险”）等级数据1=2000 元及以下；2=2001 3000 元；3=3001 4000 元；4=4001 5000 元；5=5001 元及以上自变量诚信领导（AL）等级数据1=完全不符合；2=比较不符合；3=不确定；4=比较符合；5=完全符合因变量工作伦理（WE）等级数据1=完全不符合；2=比较不符合；3=不确定；4=比较符合；5=完全符合中介变量组织伦理氛围（OEC）等级数据1=完全不符合；2=比较不符合；3=不确定；4=比较符合；5=完全符合调节变量领导认同（LI）等级数据1=完全不符合；2=比较不符合；3=不确定；4=比较符合；5=完全符合组织认同（QI）等级数据1=完全不符合；2=比较不符合；3=不确定；4=比较符合；5=完全符合 注：为保证数据分析的可靠性，研究变量的计分均进行均值中心化处理，计分方法如下。（1）诚信领导=16 个题项均分，诚信领导的四个维度，关系透明=AL（1+2+3+4+5）/5；道德内化=AL（6+7+8+9）/4；平衡加工=AL（10+11+12）/3；自我意识=AL（13+14+15+16）/4。（2）工作伦理=20 题项均分，工作伦理的五个维度，职业操守=WE（1+2+3+4）/4；工作意义=WE（5+6+7+8）/4；勤奋奉献=WE（9+10+11+12）/4；积极进取=WE（13+14+15+16）/4；人际和谐=WE（17+18+19+20）/4。（3）组织伦理氛围=7 个题项均分。（4）领导认同=8 个题项均分。（5）组织认同=5 个题项均分。2.分析过程与方法本研究数据统计分析采用 SPSS 25.0 软件和 AMOS 26.0 软件进行。首先，根据熊红星等（2012）推荐的“控制未测单一方法潜因子法”，使用 AMOS 26.0 检验正式调查收集的数据是否犯共同方法偏差错误（Common Methods Variance，CMV）。然后，使用 SPSS 25.0 对数据依次进行描述性分析和 Pearson 相关性分析。其中，描述性分析是通过计算变量的均值、最大值、最小值、偏度系数和峰度系数，查看数据是否呈正态分布；Pearson 相关性分析是检验各变量之间是否相关，并检查数据是否适合后续的回归分析。接着，使用 SPSS 25.0 对数据进行多元回归分析，检验本研究提出的组织伦理氛围的中介路径假设是否512社会工作者工作伦理的建设路径研究 成立，并使用 AMOS 26.0 绘制中介模型图。最后，使用 SPSS 25.0 对数据进行多元回归分析，检验本研究提出的领导认同和组织认同的调节效应假设是否成立，并使用 Excel 绘制调节效应图。四 研究结果（一）共同方法偏差分析结果采用“控制未测单一方法潜因子法”，运用 AMOS 26.0 软件检验共同方法偏差，过程如下：首先构建验证性因子分析模