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目前我国自然灾害频发，诸如2008年四川汶川8.0级地震、2017年四川九寨沟7.0级地震等地震灾害严重影响了当地社区、地区和国家的发展，对当地经济造成严重破坏（国家防灾减灾救灾委员会办公室，应急管理部，2025）。灾害发生后的地区重建项目格外受社会各界关注，但灾后重建项目具有时间紧迫、劳动力短缺、工作条件危险、利益相关者敏感、次生灾害风险的可能性高等挑战（Ao Y et al.，2021；Bahmani H & Zhang W，2022；Liu Z G et al.，2020；Ouyang Z et al.，2017），项目难以高质量实施，给项目管理者完成项目增加了难度，因此需要项目管理者创新性地应对挑战，确保灾后重建项目的高质量完成（Parker S K et al.，2019）。在管理学研究中，学者们将“管理者为改善现状、提升整体效益而自愿发起的建设性举措”，定义为主动担当行为（Morrison E W & Phelps C C，1999），对于灾后重建项目而言，此类行为能保障灾建项目高质量完成。因此研究灾害情境下，如何提升项目管理者主动担当行为显得尤为重要。

现有研究基于服务业探讨了心理授权与主动担当行为（Iqbal J et al.，2024）之间的关系。上述研究聚焦于服务业情境的社会责任，缺乏对灾害情境的探讨，而在灾害情境下，由于灾后重建项目面临的诸多挑战（Ao Y et al.，2021；Bahmani H & Zhang W，2022；Liu Z G et al.，2020；Ouyang Z et al.，2017），因此灾后重建一线项目管理者实施主动担当行为存在较高风险（Morrison E W & Phelps C C，1999）：一方面，该行为可能引发灾区次生灾害（石君宁，2020；李一行，刘兴业，2019）；另一方面，项目管理者在对抗风险过程中会消耗心理资源（Li G et al.，2024），因此，灾后重建一线项目管理者亟需企业提供心理授权；此外，已有研究基于服务业还探讨了企业社会责任与心理授权（Dekoulou P et al.，2023；Forsgren A & Haskell L.，2015）之间的关系。然而灾后重建企业社会责任具有特殊性，其范畴广泛，项目管理者难以全面感知，往往只有超越企业常规责任的部分，才容易被项目管理者感知到（张凌宁，2009；Williams T A & Shepherd D A，2016）。根据自我决定理论（Deci E L & Ryan R M，2013），项目管理者感知到企业履行超越常规的社会责任时会提升其内部动机，进而促使主动担当行为产生。因此，本研究考虑在灾害情境下将心理授权视为感知的企业社会责任与主动担当行为之间的中介变量。

此外，由于灾后重建项目与社会公众的切身利益紧密相连，社会公众对灾后重建企业的社会责任履行情况和灾后重建项目的社会影响力表现出高度关注（Lin H et al.，2018）。在灾后重建情境下，社会公众是重要利益相关者之一，依据利益相关者理论（Anilkumar S & Banerji H，2020），社会公众对灾后重建企业社会责任履行状况的关注度越高，灾后重建一线项目管理者便越倾向于积极响应社会公众在重建进度、质量以及公平性等方面的关注（Hamideh S，2020）。同时，依据社会助长效应（罗映宇 等，2021），当社会公众对灾后重建项目予以密切关注时，在一定程度上能够提高灾后重建一线项目管理者的心理兴奋程度，从而有效推动灾后重建项目的高质量达成。 因此，本研究认为公众关注调节了感知的企业社会责任与心理授权之间的关系。

综上所述，本研究将基于自我决定理论、利益相关者理论，打开感知的企业社会责任与灾后重建一线项目管理者主动担当行为之间作用机制的黑箱，有助于灾后重建企业履行社会责任、回应公众关注，进而帮助项目管理者实现心理授权，最终提升其主动担当行为。

1 理论基础与研究假设

1.1 心理授权的中介作用

心理授权是指个体在工作环境中感知到的内在心理状态，体现为对自身工作角色的掌控感与价值认同（Spreitzer G M，1995）。企业社会责任是指考虑到利益相关者的期望以及经济、社会和环境绩效的三重底线的特定环境的组织行动和政策（Shen J & Zhang H，2019）。

现有研究基于服务业指出了企业社会责任对心理授权的影响（Dekoulou P et al.，2023；Forsgren A & Haskell L，2015）以及心理授权对主动担当行为（Iqbal J et al.，2024）的影响。基于上述研究，在灾后重建情境下，感知的企业社会责任可能通过心理授权对灾后重建一线项目管理者的主动担当行为产生促进作用。具体而言，灾后重建企业履行社会责任更多是为灾区群众服务，灾后重建一线项目管理者感知到这种以人为中心的思想，超越了常规的社会责任，满足其内在需求，进而找到工作意义（Khanjari L，2017）。鉴于自我决定理论（Deci E L & Ryan R M，2013）表明当个体认为工作与自己的价值观相符，能够满足自己的内在需求并实现自我价值时，个体感受到的工作意义能显著增强心理授权。因此，灾后重建企业的社会责任有助于一线项目管理者找到工作意义，正向影响心理授权。

另外主动担当行为属于“挑战－促进”的角色外行为（Morrison E W & Phelps C C，1999），需要个体承受更大的压力并投入更多的资源。而心理授权是个体被外部氛围感染激发主动性进而自主决定行动的内部动机，促进个体展现出主动担当行为（Spreitzer G M，1995）。具体而言，灾害情境下，灾建项目面临的挑战会使得灾后重建一线项目管理者的主动担当行为存在较高风险（Morrison E W & Phelps C C，1999），除了可能会导致次生灾害发生（石君宁，2020；李一行，刘兴业，2019）以外，一线项目管理者对抗风险还会消耗自身的心理资源（Li G et al. ，2024；凌雪刘，2025）。而一线项目管理者感知到企业的社会责任能够补充心理资源，能在一定程度上缓解其对抗风险时消耗的心理资源（孙继德，周舜尧，2014）。综上所述，感知的企业社会责任能有效促进灾后重建一线项目管理者的心理授权（Forsgren A & Haskell L，2015），从而促使主动担当行为出现（Gagné M & Deci E L，2005）。综上，本研究提出如下假设：

假设1：心理授权在感知的企业社会责任与个体主动担当行为之间存在中介作用

1.2 公众关注的调节作用

公众关注是指包含政府、消费者、投资者在内的社会主体对企业及其项目的关注度。在灾后重建项目中，社会公众是灾建项目的重要利益相关者之一，由于灾后重建项目直接关系灾区群众的切身利益，因此社会公众尤为关注灾后重建企业的社会责任履行情况和灾后重建项目的社会影响力（Lin H et al.，2018）。

根据利益相关者理论（Anilkumar S & Banerji H，2020），社会公众作为重要利益相关者，其对灾建项目的高关注度构成了外部监督与舆论压力。这种压力促使灾后重建一线项目管理者产生行为动机，倾向于回应社会公众在重建进度、质量，以及公平性等方面的关切（Hamideh S，2020）。具体而言，当公众关注较高时，灾后重建一线项目管理者处于公众监督之下，能感知到社会公众对于灾建项目的深切期待，基于其职业道德和责任感，而更愿意投入时间和精力到灾建项目以回应公众期待。在此基础上，根据社会助长效应，他人在场或被他人评价的意识会提升个体心理兴奋水平（王雁飞，朱瑜，2012）。而公众关注恰恰为灾后重建一线项目管理者营造了被观察的情境。在此情境下，一线管理者的工作能力会因为竞争意识增强、注意力高度集中等因素得到激发，工作效率与决策质量显著提升（吴宾，李明，2014）。总之，灾后重建一线管理者能力的提升不仅有助于更好地完成灾建任务，还能使管理者在资源调配、协调沟通等工作中获得更多正向反馈，逐步积累成就感与掌控感，进而促进心理授权的形成。

另外，当公众关注较低时，灾后重建一线项目管理者需要顾虑的外部利益相关者较少，缺乏广泛的社会监督，其所面临的外部压力显著降低。依据社会助长效应，这种“被观察”情境的缺失难以提升一线项目管理者的心理兴奋水平（吴宾，李明，2014），也增加了其从工作中获得清晰的成就感与掌控感的难度，进而削弱心理授权效果。因此，本研究认为相比于低公众关注情境，处于高公众关注下的企业社会责任更容易促进灾后重建一线项目管理者的心理授权。综上，本研究提出如下假设：

假设2：公众关注在感知的企业社会责任对心理授权的影响中起到调节作用。

根据变量间的逻辑关系与研究假设，现构建感知的企业社会责任、心理授权、项目管理者主动担当行为、公众关注四变量间的关系模型。其中，自变量为感知的企业社会责任，因变量为主动担当行为，中介变量为心理授权，调节变量为公众关注。

2 研究设计

2.1 研究对象与数据收集

本研究采用问卷调查法，以参与过灾后重建项目的一线管理者为调研对象。受访者来自灾建项目的多种利益相关单位，所报告的项目覆盖多种灾建项目类型，各方面比例基本符合实践情形，确保了样本的代表性。本次问卷调查共回收198份问卷，其中39份因连续两次未通过注意力测试被剔除，最终获得有效样本159份，有效回收率为80.3%。有效样本在性别构成、年龄分布、教育程度、工作年限等人口统计学特征方面的分布情况如表1所示。

表 1 样本人口统计学分布情况（N=159）

Table 1 Demographic distribution of the sample (N=159)

变量	类别	人数	占比%
性别	男	90	56.6
	女	69	43.4
年龄	31岁以下	52	32.7
	31～35岁	28	17.6
	36～40岁	28	17.6
	41～45岁	26	16.4
	46～50岁	18	11.3
	50岁以上	7	4.4
教育程度	初中及以下	7	4.4
	高中/中专	22	13.8
	大学专科	35	22.0
	大学本科	75	47.2
	研究生及以上	20	12.6
职级	基层管理人员	108	67.9
	中层管理人员	38	23.9
	高层管理人员	13	8.2
工作年限	1～5年	52	32.7
	6～10年	38	23.9
	11～15年	30	18.9
	16～20年	22	13.8
	20年以上	17	10.7
组织类型	政府部门	19	11.9
	勘察设计企业	15	9.4
	施工企业	109	68.6
	管理咨询企业 （监理、 项目管理及其他咨询企业）	16	10.1
组织所有权	跳题（政府）	19	11.9
	国企	60	37.7
	民企	78	49.1
	外企	1	0.6
	合资企业	1	0.6
项目规模	500万元以下	43	27.0
	500～1000万元	13	8.2
	1000～2000万元	24	15.1
	2000～3000万元	9	5.7
	3000～4000万元	5	3.1
	4000万元以上	65	40.9
项目工期	6月以下	49	30.8
	6月～1年	29	18.2
	1～2年	34	21.4
	2～3年	25	15.7
	3年以上	22	13.8
项目类型	城乡居民住房建筑类	52	32.7
	基础设施和公共服务设施类	78	49.1
	地质灾害防治类	13	8.2
	生态环境修复保护类	6	3.8
	景区恢复与产业发展类	2	1.3
	其他	8	5.0

2.2 变量测量

本研究主要采用量表测量法针对灾后重建项目的管理者搜集所需研究数据。量表借鉴国外成熟量表以确保准确，最终将量表题项的答案参照里克特5级量表设置为5个等级。分别为“非常不同意”“不同意”“不好确定”“同意”“完全同意”，从1到5分对应不同的作答程度。

（1）感知的企业社会责任。采用迈尼昂（Maignan）
等人开发的量表，共有5个题项，典型题项为“我公司将所有员工的利益纳入业务决策”。

（2）心理授权。采用李超平等人开发的量表，共12道题项，其中典型题项为“我所做的工作对我来说非常有意义”。

（3）主动担当行为。采用莫里森（Morrison）等人开发的量表，共有10个题项，典型题项为“我经常尝试采用改进的工作程序”。

（4）公众关注。采用莱奥尼多（Leonidou）等人开发的量表，共有5个题项，典型题项为“公众对工程项目造成的社会影响非常在意”。

（5）控制变量。本研究的控制变量包括年龄、教育水平、性别、职位、项目经验、任期。

2.3 模型拟合优度

由表2可知，经检验SRMR=0.073<0.080，尽管d_ULS、d_G、NFI不在临界值范围内，但可认为本模型仍具有较高的拟合优度。

表 2 拟合优度指数

Table 2 Goodness-of-fit indices

拟合指标	SRMR	d_ULS	d_G	NFI
参考值	<0.080	<0.950	<0.950	>0.900
检验值	0.073	2.318	1.255	0.709

2.4 问卷信效度检验

本研究从量表的信度、收敛效度以及区别效度三个方面检验测量的有效性。首先，运用SmartPLS4软件，采用Cronbach’s α系数和组合信度（CR）检验各量表的信度。如表3所示，CR和Cronbach’s α系数均大于0.7，表明量表所设计的题项内部一致性良好，可被接受。其次，通过提取平均变异萃取量（AVE）的值以及每个测量项的因子载荷来评估收敛效度。依据表3和表4结果显示，AVE值大于0.5，每个项目在其各自结构上的因子载荷只有E-M3、E-SI1小于0.7，其余均大于0.7，因此可以认为本研究量表具有良好的收敛效度。最后依据表3和表5结果显示，AVE 的平方根（相关矩阵中的对角线值）都大于同列其他相关系数（非对角线值），各变量的HTMT值小于0.85，表明公众关注、主动担当行为、感知的企业社会责任、心理授权四个变量的测量量表之间具有良好的区别效度。

表 3 信效度检验

Table 3 Reliability and validity testing

				相关矩阵
研究变量	Cronbach’s α	C R	AVE	公众关注	主动担当行为	感知的企业社会责任	心理授权
公众关注	0.897	0.900	0.764	0.874
主动担当行为	0.911	0.920	0.738	0.263	0.859
感知的企业社会责任	0.920	0.926	0.759	0.456	0.270	0.871
心理授权	0.876	0.882	0.507	0.659	0.337	0.673	0.712

注：对角线上加粗数值是各潜变量对应AVE的平方根。

表 4 测量项目交叉载荷及VIF

Table 4 Cross-loadings and vif of measurement items

测量题项	感知的企业社会责任	心理授权	公众关注	主动担当行为	VIF
E-ES1	0.403	0.730	0.552	0.197	2.542
E-ES2	0.457	0.784	0.646	0.266	3.701
E-ES3	0.417	0.753	0.640	0.226	3.552
E-M2	0.625	0.728	0.382	0.312	3.426
E-M3	0.615	0.622	0.430	0.289	3.061
E-SA1	0.435	0.750	0.438	0.214	3.060
E-SA2	0.461	0.746	0.398	0.254	3.887
E-SA3	0.497	0.756	0.381	0.213	3.831
E-SI1	0.352	0.493	0.274	0.155	1.222
PC1	0.315	0.551	0.873	0.252	3.236
PC3	0.448	0.590	0.911	0.220	3.900
PC4	0.392	0.534	0.845	0.221	2.282
PC5	0.434	0.621	0.865	0.229	2.284
PECSR1	0.890	0.633	0.460	0.293	3.498
PECSR2	0.908	0.590	0.401	0.265	4.023
PECSR3	0.898	0.592	0.372	0.251	3.324
PECSR4	0.829	0.498	0.377	0.180	2.360
PECSR5	0.828	0.603	0.371	0.172	2.247
TC1	0.236	0.322	0.221	0.898	3.603
TC2	0.242	0.315	0.249	0.883	3.113
TC3	0.227	0.221	0.162	0.818	2.483
TC4	0.233	0.302	0.269	0.842	2.439
TC5	0.222	0.272	0.215	0.852	2.447

注：加粗数值表示项目在其各自结构上的标准化因子载荷。

表 5 变量HTMT值

Table 5 HTMT values of variables

维度	感知的企业社会责任	心理授权	公众关注	主动担当行为
感知的企业社会责任
心理授权	0.742
公众关注	0.499	0.732
主动担当行为	0.291	0.369	0.288

2.5 共同方法偏差检验

本研究中，各潜变量之间的方差膨胀因子（VIF）值均低于3.3，具体表现为：感知的企业社会责任与心理授权之间的VIF为1.358，心理授权与主动担当行为之间的VIF为2.061，公众关注与心理授权之间的VIF为1.377。这些结果表明，本研究模型中各变量之间不存在显著的多重共线性问题，且共同方法偏差的影响得到了有效控制，进一步验证了模型的稳健性和结果的可靠性。

3 假设检验

本研究的假设检验采用5000个重新样本的自举法。基于Bootstrap的分析结果如表6所示。在感知的企业社会责任与心理授权的链接（β=0.474，p=0.000<0.05）以及心理授权与主动担当行为的路径（β=0.271，p=0.044<0.05）中都是显著的，又考虑到感知的企业社会责任与主动担当行为之间存在重要联系，可以表明感知的企业社会责任对主动担当行为的影响部分是由心理授权介导的，因此本研究假设1成立。在公众关注×感知的企业社会责任与心理授权的链接（β=0.094，p=0.041<0.05）是显著的，因此可以证明公众关注支持正向调节感知的企业社会责任与心理授权之间的关系，故本研究假设2
成立。

表 6 假设检验结果

Table 6 Results of hypothesis testing

路径	路径系数	标准差	T statistics	p values	结果
感知的企业社会责任→心理授权	0.474	0.084	5.629	0.000	成立
心理授权→主动担当行为	0.271	0.134	2.017	0.044	成立
公众关注×感知的企业社会责任→心理授权	0.094	0.046	2.042	0.041	成立

此外，为了更清楚地揭示公众关注调节感知的企业社会责任与心理授权的关系，本研究按照M±1SD分出高、低组，进行简单斜率分析，如图1所示。简单斜率分析结果表明，在高公众关注条件下，感知的企业社会责任对心理授权的影响显著（p<0.05，斜率较陡峭），而在低公众关注条件下，感知的企业社会责任对心理授权的影响则不显著（p>0.05，斜率
平缓）。

图 1 公众关注的调节作用

Figure 1 Moderating effect of public attention

4 结论与建议

4.1 主要结论

本研究整合自我决定理论和利益相关者理论，深入探讨感知的企业社会责任对灾后重建一线项目管理者主动担当行为的影响机制及边界条件，得出以下结论：（1）心理授权在感知的企业社会责任与个体主动担当行为之间存在中介作用；（2）公众关注在感知的企业社会责任对心理授权的影响中具有调节作用。

4.2 理论价值

本研究拓展了利益相关者理论在灾害情境下的研究范畴。当前有关公众关注调节作用的研究集中在环境问题，缺少灾后重建背景下的实证研究。以往研究中，南燕、薛宇航等学者（2025）基于压力—回应模型，提出“ESG情感—关注—绩效”三元模型，揭示了媒体、公众与企业的互动机制（Yan N et al.，2025）。吴丽娟和青成林（2022）等学者基于利益相关者理论，揭示了媒体关注在中国企业环保中的调节机制（Wu L et al.，2022）。然而，他们的研究主要聚焦环境问题，没有充分考虑灾后重建场景的特殊性。因此，本文基于利益相关者理论，针对灾害情境，打开公众关注在感知的企业社会责任和心理授权之间的调节机制，拓展了利益相关者理论的研究范畴，并为解决灾后重建面临的困境提供了理论依据。

4.3 管理启示

本研究强调感知的企业社会责任对灾后重建一线项目管理者主动担当行为的作用，企业可以从中挖掘促使项目管理者主动担当行为产生的管理方法。

第一，企业通过履行社会责任帮助灾后重建一线项目管理者心理授权提升主动担当行为。灾后重建企业不能忽视社会责任的作用，更不能将其视作负担，企业需要将企业社会责任的重要性提升至战略层次，将其视作企业的组织文化和价值观，让项目管理者内心产生共鸣，通过社会责任将企业与项目管理者绑定，调动其自发采取行动。具体而言，企业需要将社会责任纳入企业灾后重建核心使命，制定《灾建社会责任白皮书》，明确社区重建、员工福祉、可持续发展三大必达目标，让项目管理者深刻理解灾建项目的内涵和意义。其次，企业应增加项目管理者的影响力，给予其足够信任，满足其合理需求，进而增强其自我效能感，使其有信心和能力实施革新。此外，企业自身也应在年度报告中公布企业社会责任的战略以及未来规划，主动向社会各界发布有关信息，并提升企业履行社会责任的优先级。总之，企业应通过战略级社会责任的履行对灾后重建一线项目管理者心理授权，激发其主动担当行为，为灾后重建注入可持续发展的内生动力。

第二，企业应履行社会责任、回应公众关注，对灾后重建一线项目管理者进行心理授权。具体而言，首先，在灾建背景下，企业建立信息公开平台，及时发布灾后重建进展、计划和资金使用等重要信息，方便公众便捷获取。这一行为可以让项目管理者感受到企业项目的透明与负责，提升他们对企业的信任度。从心理授权的维度看，这种信任会增强管理者对工作意义的认知，让他们觉得自己参与的项目公开、公正且受到社会关注，自身工作能切实为灾区带来积极影响，从而强化工作意义感，实现心理授权。其次，企业设立多种反馈渠道收集公众意见建议，并定期整理分析、及时回应。当管理者看到企业重视公众反馈并积极处理，会意识到自己的工作能得到社会的监督与关注，自身行为对项目成果影响重大。这种对工作影响力的感知，是心理授权中工作影响维度的重要体现，有助于提升管理者的心理授权水平，使其更有动力和信心开展工作。因此，企业通过加强线上平台建设，拓展公众获取企业信息的渠道，充分利用媒体渠道回应公众关注，可实现对灾后重建一线项目管理者的心理授权。

4.4 研究局限与展望

本研究也存在一定的局限性。第一，本研究将公众关注作为调节变量，而灾建项目实施过程中，除公众这一重要利益相关者外，还有其他利益相关者如非政府组织、社区组织会对这一过程产生影响。因此，未来研究可以关注其他利益相关者对灾后重建企业社会责任与项目管理者心理授权之间关系的影响。第二，本研究仅将心理授权作为中介变量，完善了企业社会责任对主动担当行为的作用机制，而灾后重建项目具有强公共属性，政府可通过政策倾斜（Cho A，2014）、资源调配（Scherer A G & Palazzo G，2012）等制度性支持，直接影响企业社会责任的实施方向与效果。因此未来研究可以探讨政府支持（Ji H & Miao Z，2020）作为中介变量在灾后重建企业的社会责任与主动担当行为之间的作用机制。第三，本研究在测量工具的效度检验层面存在一定局限性，主要体现于心理授权的测量结果。表4中的 E - M3、E - SI1 两个题项的因子载荷低于 0.7 的理想标准，与所属潜变量的关联性较弱，对测量准确性产生影响；并且表3中心理授权的AVE值为 0.507，显著低于其他变量，收敛效度表现不佳。这可能导致心理授权测量值与实际情况存在偏差，降低结论的解释力。未来研究可通过修订题项、补充成熟条目等方式对量表进行优化，以提升测量效度。

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