企业社会责任、道德认同与员工组织公民行为关系研究

刘凤军，李敬强，杨丽丹，3

(1.中国人民大学 商学院，北京 100872； 2.北京物资学院 商学院，北京 101149；3. 中国农业发展集团有限公司，北京 100032)



企业社会责任、道德认同与员工组织公民行为关系研究

刘凤军1，李敬强2，杨丽丹1，3

(1.中国人民大学 商学院，北京 100872； 2.北京物资学院 商学院，北京 101149；3. 中国农业发展集团有限公司，北京 100032)

采用服务型企业调查数据实证揭示了道德认同在企业承担与员工相关的社会责任影响组织公民行为机制中的作用。研究表明，企业社会责任是一种获取组织公民行为的重要员工治理工具，员工内化(表征)道德认同在其关系中具有显著的调节(中介)作用，研究对深入理解企业社会责任战略投资的作用具有重要的理论价值和现实意义。

与员工相关的企业社会责任；内化道德认同；表征道德认同；组织公民行为

一、引言

理论界与企业界普遍认为，员工是企业最有价值的资产及企业竞争优势的关键来源[1]，尤其对服务企业而言。员工与顾客的互动是维持服务质量的重要因素[2]，“好”员工行为在“企业—员工—顾客”三维互动良性循环为企业持续创造高利润过程中起到决定性作用，因而管理者的一个重要但困难的任务就是如何减少员工的不良行为——经济学文献称为“道德风险”，激发员工良好的组织公民行为。长期以来，管理学与经济学研究文献开出的药方是货币激励设计，并指出通过与绩效工资直接挂钩的薪酬设计有助于员工与企业的利益达成一致，从而规避员工的不良行为。然而大量文献都指出货币激励存在局限性[1]，于是越来越多的研究者转向基于关系的激励机制和激励因素研究，如通过实施与员工相关的企业社会责任——包括平衡工作和生活投资(儿童看护、弹性时间)、员工健康与安全等改善员工组织公民行为、减少工作场所不良行为，将企业社会责任作为员工治理的重要战略工具来获取可持续的竞争优势[1, 3-5]。

现有文献关于企业社会责任与组织公民行为关系的结论却不尽一致，例如Manika等(2015)[6]研究发现企业在环境方面的社会责任行为对员工组织公民行为中的回收利用行为有显著正向影响，但对能源节约、印刷降低行为无显著影响；Newman等(2015)实证研究发现员工感知的对社会和非社会利益相关者的企业社会责任显著正向组织公民行为，但对员工、顾客及政府的社会责任则无显著影响组织公民行为；而Lin等(2010)[8]则发现企业履行自愿的社会责任显著地负向影响组织公民行为。可见，目前对于企业社会责任影响员工的组织公民行为作用机制仍未有清晰的解释。造成这一现象的原因可能是企业社会责任内容的丰富性弱化了其对组织公民行为的影响，因此本研究聚焦在与员工相关的企业社会责任上，研究其影响组织公民行为的内在机制，这有利于为企业的企业社会责任管理与人力资源管理提供策略支持。

另一方面，以往研究显示任务特征[9]、领导行为[10-11]，企业特征[12]及个体特征[13]是组织公民行为的重要影响因素，员工的组织支持、组织公平以及组织道德氛围感知越高，越会表现出积极的组织公民行为。然而，这些研究只是部分地验证了与员工相关的支持、公平、关爱等企业社会责任对员工组织公民行为的影响关系，很少具体讨论员工如何对与员工相关的企业社会责任做出何种反应，尤其是以“德”量才的中国企业文化背景下，不同道德水平的员工会对与员工相关的企业社会责任做出何种反应并不明确。因此，本文首先聚焦与员工相关的企业社会责任对已有争议做出验证。其次，在建立与员工相关的企业社会责任和组织公民行为关系模型时，引入员工的道德认同作为中介与调节变量。因为，中国历来崇德，《薛方山纪述》中有“君子之仕也，其上考德，其次考行，其下考绩”。而著名企业家牛根生曾用“有德有才，破格重用；有德无才，培养使用；有才无德，限制录用；无德无才，坚决不用”一句话概括蒙牛集团的用人标准，充分说明“德”对员工评价的重要性。因而，从员工的道德认同角度解释与员工相关的企业社会责任和组织公民行为关系，可同时为企业社会责任治理以及人力资源管理提供理论支撑。

二、概念界定、文献述评与假设提出

(一)概念界定

1.企业社会责任和与员工相关的企业社会责任

企业社会责任定义在现有文献中仍存在很大差异[14]，至今还没有一个明确且统一的概念界定，但逐渐达成共识的是，企业社会责任意味着“合乎伦理地对待利益相关者和社会整体”[3]，在本质上都是在探讨企业作为市场主体和法律主体在社会中的角色和功能、与社会的关系以及对社会的影响这一根本问题[15]。从利益相关者视角看，企业社会责任是企业自愿对其资源进行合理分配，以改善社会福利进而提升企业与核心利益相关者关系的实践活动[5, 16-17]，是与关键利益相关者关系构建的重要投资，已成为企业获取竞争优势、提升品牌影响力的战略工具[18]。人力资源是企业最重要的生产要素，员工是重要的利益相关者之一[19]，因而与员工相关的社会责任一直是企业社会责任研究的重要内容[19]，也是国际劳工组织、联合国全球契约组织、国际标准化组织等国际机构致力于企业社会责任标准化的重要内容*例如国际劳工组织早在1977年就通过了《关于多国企业和社会政策三方原则宣言》，并于2000年和2006年进行了修订，联合国全球契约组织提出的《联合国全球契约十项原则》，国际标准化组织2010年出版的《ISO 26000社会责任指南》、社会责任国际(Social Accountability International)出版的《SA 8000(2014版)》都将员工责任等内容纳入企业社会责任范畴。，通常被认为是企业在经济价值上对工会的支持及员工需求的认可[17, 20]，或从社会责任人力资源管理角度认为在管理决策中对员工诉讼程序、隐私、言论自由、安全等权利的最大限度的考虑[21]。

由于对与员工相关的企业社会责任内涵理解的不同，实证研究中与员工相关的企业社会责任的测量必然不可能呈现出一致的分类形式，例如Greenwood和Simmons(2004)[22]根据“社会责任高-低”与“利益相关者涉入有限-宽泛”两维度将企业承担员工社会责任分为硬责任、软责任、道德责任，而Shen和Zhu(2011)则划分为与劳工法相关的法规遵从责任、员工导向责任及普适的企业社会责任相关的促进责任。刘远和周祖城(2015)[3]认为在研究时由于企业社会责任测量的差异性，研究者可以根据研究目的和内容进行选择，因而本研究选择Greenwood和Simmons(2004)的分类方式，并采用Mason和Simmons(2011)[23]的概念界定：硬责任是指企业较少考虑员工关注及期望，最大限度地提高短期和组织利益产出，极端的硬责任是仅提供低薪资、有限发展机会、繁重劳动及较差工作环境，并将员工与其它组织资源一样最大限度地算计其为组织目标的贡献；软责任则是在特定的经济与法律界限内将员工关注与期望纳入管理决策，重视员工能力培养，为员工提供更好的工作环境及福利补贴，将员工发展作为组织目标的重要组成部分；道德责任是企业具有高度的社会责任行为，将员工视为所有利益相关者中最独特的成员，并赋予员工更多的参与权力。

2.组织公民行为

组织公民行为作为员工实施、组织受益的工作角色外行为，从诞生之日起便备受关注。它是一种有利于组织的工作角色外行为和姿态，既非正式角色所强调的，也不是劳动报酬合同所引出的，而是由一系列非正式的合作行为构成的[24]。虽然它与正式的奖励制度没有直接或外显的联系，但却是一种能从整体上有效提高组织效能的个体行为[11]。现有研究关于组织公民行为结构维度存在二维、三维、四维、五维、七维等模型[3]，但应用较多的是五维和七维模型，如Organ(1990)提出了利他行为、文明礼貌、运动员精神、责任意识和公民美德，Podsakoff等(2000)[25]概括为七维，即助人行为、运动员精神、公民道德、组织忠诚、组织遵从、个人主动性和自我发展。鉴于组织公民行为许多维度之间有着千丝万缕的联系，越来越多的学者[3, 11, 26-28]倾向于采用整合方法，将组织公民行为分为指向个体的有利于他人的公民行为和指向企业的公民行为，前者是指直接对特定他人有利，间接对组织有利的公民行为，后者则是维护组织声誉、保护组织资源等直接有利于组织的公民行为[3, 23, 29]。

3.道德认同

道德认同与性别认同、职业认同等一样，都是个体自我概念的重要组成，是围绕一组道德特质(联想)形成的自我概念(图式)[30-31]，是个人持有的有关其道德特质的心理表征和道德自我的认知图式[32-34]，是人们用于自我建构的重要基础。与组成自我认同网络的其它自我图式相比，道德认同图式在信息处理上更为长期可接近、更容易被迅速地启动和激活[33]。由于人们普遍希望保持自我和谐，因而它是道德动机的强大源泉，决定了人们会怎么想，如何感受，怎么做[33]。Aquino和Reed(2002)[30]基于道德自我的“拥有”和“行为”两个方面，提出道德认同由内化和表征两个维度，前者指道德特质(如爱心、同情心、公平)在多大程度上是自我概念的核心，即个体“拥有”这些道德特质的程度，内化道德认同越高意味着道德认同在自我概念中越处于中心位置，更愿意将自己看作有道德的人来显示与他人的不同[35]；而表征道德认同指个体在现实“行为”(如选择或行动)中表现的道德特质[30, 32]，即高表征化的人会积极参与能将其符合社会规范的道德品质展示给他人的活动，控制其形象以获得他人良好评价[35]。

(二)文献述评及假设提出

1.与员工相关的企业社会责任和组织公民行为

现有研究关于企业履行与员工相关社会责任的行为影响员工组织公民行为机制通常表现为以下途径：首先基于社会交换理论，认为企业为员工提供较多的资源会使员工期望通过提高组织公民行为来寻求与组织之间平衡互惠的交换关系[36-37]，即企业对员工的社会责任能使员工感知到组织关怀，激发工作热情[19]，企业为员工做出的责任行为越多、付出的越多，员工越是主动地产生回报组织的动机，投入的组织公民行为越多[3]。其次，通过组织公平感知及社会认同途径，员工可以从企业参与的社会责任计划来获取管理者及企业是否在个体、团队及整体水平上公平的线索，并评估企业态度是否与个体身份相匹配，如果匹配，员工就会拥有归属感，在未来的行为中将强化该认同[1]；当然，通过培养人际关系、提供培训和晋升机会、鼓励参与决策等其它特定激励，企业可以提高员工对当前工作的认知，实证研究表明[1, 3, 7, 17, 39-40]，实施与员工相关的企业社会责任计划的企业被认为具有公正性和关怀性，更容易吸引高质量的潜在雇员，提升他们的自我概念、自尊，培养员工对组织价值观和实践的参与度和承诺，并留住优秀员工。最后，可以通过社会学习的方式促使员工产生积极的组织公民行为，与员工相关的企业社会责任计划内容可以作为员工与企业信息沟通平台，通过密切互动可以将企业的行为规范标准传递给员工，减少两者之间信息的不对称[1]，研究表明当员工意识到企业行为是值得赞许，就会倾向于在后续行为中模仿这些行动，有助于产生积极的组织公民行为。可见，企业积极履行与员工相关的企业社会责任计划有助于提高员工更积极的行为，由此提出假设：

H1a：与员工相关的企业社会责任正向影响指向个体的公民行为；

H1b：与员工相关的企业社会责任正向影响指向企业的公民行为。

2.道德认同的中介与调节作用

如同组成个体社会自我图式的其他社会认同一样，道德认同可以被背景、情境因素或个体差异化变量所激活或抑制[30, 33]，道德认同能影响一个人的道德判断、道德选择和道德行为[35]。当企业积极实施与员工相关的企业社会责任计划时，就是在通过一系列企业社会责任活动营造一种负责任的工作环境，特别是企业的道德责任行为能在工作场所营造关爱型的道德氛围，进而激发员工两种潜在的组织公民行为动机：亲社会价值观(即帮助他人)和关心组织(即为组织多做贡献)[42]。换言之，当企业不仅履行和实施法律所要求的硬责任，还积极为员工发展、家庭——工作平衡计划提供支持、公平对待、尊重和关心员工时，员工的道德认同就越容易被激活，即组织道德环境是影响员工道德行为的关键因素[43]，当员工认为工作环境是公平且企业坚持其道德政策时，更可能表现出道德行为[12]，因而道德认同在与员工相关的企业社会责任和组织公民行为的关系中发挥着关键作用，但内化道德认同与表征道德认同的作用却存在差异[44]。

首先，根据社会认知理论，道德认同是将道德认知转化为道德行为的关键心理机制，一般会促进个体亲社会行为的产生[45]，是激发道德行为的重要动机[30]，即外在情境因素可以激活个体的道德认同，进而促使个体表现出符合伦理要求的行为[46]。特别是表征道德认同，它说明人们想通过他们的行动向他人表达其道德特质的欲望[47]。研究发现高表征道德认同能激励可识别的亲社会行为(如组织公民行为)，因为可识别的亲社会行为提供了向他人展示其道德特质的机会[48]，因而企业可以通过与员工相关的社会责任行为自身的榜样作用，促进员工道德一致性的形成和发展，增强员工道德认同，进而减少员工非伦理行为[49-50]。实证结果也表明，表征道德认同越高的员工，志愿服务行为就越高[48]，有助于消除群体区隔，对许多外群体的人也表现出较高的道德关注[51-52]。因而，企业实施与员工相关的企业社会责任计划可以激活员工的表征道德认同，并通过表征道德认同积极参与到亲社会行为中(组织公民行为)，企业在与员工相关的社会责任活动投入的越多，员工就越可能通过表征道德认同实施组织公民行为，于是提出以下假设：

H2a：员工表征道德认同在与员工相关的企业社会责任和指向个体的公民行为关系中起部分中介作用；

H2b：员工表征道德认同在与员工相关的企业社会责任和指向企业的公民行为关系中起部分中介作用。

其次，内化道德认同更能反映其道德价值观在个人自我建构中的重要性与显著性，围绕诚实、关怀、善良等特质的内化道德认同具有道义的本质特征，在有些研究[49, 53-54]中甚至代替道德认同，视为一种相对稳定和持久的人格特质，是有道德在自我认同中核心、重要和本质的程度[55]，在企业社会责任对组织公民行为[39]、非伦理行为[56]、规避越轨行为[57]的关系中具有调节作用。实证研究结果显示，道德认同可以放大员工感知的企业社会责任对其组织公民行为的影响[39]，内化道德认同高的员工能更敏锐地意识到与道德相关的问题[30]，能避免从事与道德认同相悖的不当行为，自觉选择做正确的事情，对帮助外群体成员具有更积极的态度、意愿和行为[44, 52]。所以，与员工相关的企业社会责任对组织公民行为的影响在不同内化道德认同水平的员工中存在差异，当员工的内化道德认同越高，与员工相关的企业社会责任对组织公民行为的影响越大，并且由与员工相关的企业社会责任激发的表征道德认同越高，于是提出以下假设：

H3a：员工内化道德认同对与员工相关的企业社会责任和指向个体的公民行为关系具有正向调节效应；

H3b：员工内化道德认同对与员工相关的企业社会责任和指向企业的公民行为关系具有正向调节效应；

H3c：员工内化道德认同对与员工相关的企业社会责任和表征道德认同关系具有正向的调节效应。

最后，道德认同是维持道德行为的关键因素，一个人要想表现出稳定的道德行为就必须在不同情境下均保持对自身道德标准的高度认同[45]。基于认同的动机理论认为，对于个人而言，某一特殊的认同越处于中心位置，该认同越容易影响其思想、情感及行为[58]，内化道德认同水平越高，道德认同在自我概念中的位置越处于中心，个体会更努力地坚持道德自我形象，表现出更强烈的表征道德认同[59]，另外，由于情境因素和内化道德认同都会对道德相关认知、情感和行为产生影响，所以，情境因素对道德认同的影响会因内化道德认同的不同而不同[44]。于是提出以下假设：

H4：员工内化道德认同正向影响表征道德认同。

综上所述，本研究理论模型如图1所示。

图1 本研究理论模型

三、研究设计

(一)研究样本及数据收集

本研究选取服务型企业的员工为研究样本，因为人力资本是服务型企业发展的关键[11]。服务型企业更愿意通过实施与员工相关的企业社会责任计划来提高企业的竞争力(如海底捞)，研究服务型企业与员工相关的社会责任和组织公民行为的关系更具有实践价值。研究选用可行抽样方法[60]，在预调研时选一家服务型企业发放问卷100份进行量表的修正；正式调研通过国资委朋友关系共向5家服务型企业发放1000份问卷。为避免共同方法偏差的潜在影响，采取多源多次方式调研，第一轮调研由员工填写感知的与员工相关的企业社会责任、员工的内化道德认同和表征道德认同以及人口统计信息；第二轮调查是在第一轮结束一个月后对参与调查的员工的直接主管进行调查，要求他们评估第一轮参与调查的员工的组织公民行为。为保证员工与其对应主管的数据匹配，对员工和主管调查收集的数据提前进行了编码；删除无法匹配的、缺少信息和无效样本之后，最终有效样本为466份。

从性别(GEN)上看，样本中男性占48.7%，女性占51.3%；年龄(AGE)段上看，24岁及以下占6.7%，25—34岁占63%，35—44岁占24.9%，45—54岁占5.1%，55岁及以上占0.3%；从受教育程度(EDU)看，高中、中专及以下占7.8%，大专占13.9%，大学本科占51.7%，硕士及以上占26.6%；从其在企业的位置(COMPO)看，普通员工占54.5%，基层管理者占24.3%，中层管理者占17.6%，高层管理者占3.5%。

(二)变量测量

本研究所有量表均借鉴国内外较为成熟的量表，但为了保证测量指标表达的准确性，做了比对与调整。所有量表均经过3名企业社会责任研究领域内的研究学者和2名英语专业的博士比对，尽可能地使量表与原意一致并符合研究设计需要，量表均采用7级李克特量表。

1.与员工相关的企业社会责任量表借鉴Mason和Simmons(2011)[23]、何显富等(2011)[38]中与员工相关的CSR指标，共3个维度，其中硬责任维度采用“我所在的企业仅提供最低的工资标准”等3项反向指标，软责任采用“我所在的企业将员工视为重要的利益相关方，珍视员工资源”等3项指标，道德责任采用“我所在的企业支持员工参与慈善等公益活动”2项指标。经预调研后该量表未删减指标，该量表的信度系数为0.859。

2.员工道德认同量表采用研究中广泛采用的Aquino和Reed(2002)[30]编制的道德认同量表，两个维度共10项指标。该量表通过向被调查者描述9个道德品质：“有爱心”“友好”“慷慨大方”“乐于助人”“诚实”“勤勉”“和蔼”“公正”“富有同情心”，然后要求被调查者回答与之相关的10项描述的同意程度。经预调研后使用的正式量表中，内化道德认同采用“我一直在追求这些道德品质”“这些品质对描述我是什么样的人很重要”等3项指标，表征道德认同采用“我积极参与具备上述道德品质的活动”“工作之余我做的事情就具备上述道德品质”等3项指标，该量表的信度系数是0.856。

3.组织公民行为采用Lee和Allen(2002)[27]开发的两维度16项测量指标的量表。经预调研量表修正后，其中指向个体的公民行为采用“该员工总会尽可能地帮助新同事尽快地适应工作环境”等8项指标，指向企业的公民行为采用“该员工总是维护企业的荣誉和形象”等7项指标，该量表的信度系数是0.920。

四、数据分析及假设检验

(一)共同方法偏差检验

为减少同源偏差，本研究虽进行了控制，但仍需对使用的变量进行共同方法偏差检验。本研究采用潜在误差变量中无测量方法的方法因素效应检验，首先构建了包含所有潜在变量的结构方程模型作为基准模型进行验证性因子分析，然后逐步合并相关变量，最终将所有测量指标在共同方法偏差潜在变量上有载荷，通过检验模型的拟合指数变化及卡方原则来检验，见表1。据此可以发现，五因子基准模型的拟合程度最好，并符合相关指标的参考值，因此说明五个变量之间具有良好的区分效度且不存在共同方法偏差的影响。所有变量的描述性统计信息及相关系数见表2。

表1 测量模型比较

注：模型1合并MII和MIS，模型2合并OCBI和OCBO，模型3合并ERCSR与OCBI、OCBO，模型4合并所有变量，模型5增加共同方法偏差因子。

(二)假设检验

1.主效应和中介效应的结构方程分析

本研究采用Lisrel 9.2来进行路径系数的分析，结果如图2所示。结构方程模型拟合指数(χ2=894.846，df=245，χ2/df=3.652，CFI=0.905，NNFI=0.893，IFI=0.905，RMSEA=0.077)显示模型拟合较好，结果显示与员工相关的企业社会责任显著地正向影响指向个体的公民行为(γERCSR→OCBI=0.115，SE=0.049，t=2.331)，显著地正向影响指向企业的公民行为(γERCSR→OCBO=0.184，SE=0.054，t=3.403)，说明假设H1a和假设H1b得到了验证。

而员工的内化道德认同显著地正向影响表征道德认同(γMII→MIS=0.563，SE=0.060，t=9.305)，因而假设H4得到了验证。同时，与员工相关的企业社会责任显著地正向影响表征道德认同(γERCSR→MIS=0.287，SE=0.051，t=5.607)，且表征道德认同显著地影响指向个体的公民行为(γMIS→OCBI=0.434，SE=0.061，t=7.125)和指向企业的公民行为(γMIS→OCBO=0.215，SE=0.059，t=3.653)，说明员工表征道德认同具有部分中介作用，参照温忠麟等(2004)[61]的方法和标准，采用Lisrel 9.2命令“EF”输出的间接效应与总效应(表3)检验中介作用显著性。结果显示，与员工相关的企业社会责任对指向个体的公民行为和指向企业的公民行为的间接效应估计值对应的t值均大于1.96，说明中介效应显著，同时与员工相关的企业社会责任对指向个体的公民行为和指向企业的公民行为的直接作用仍然存在，因而H2a和H2b假设的表征道德认同部分中介作用成立。

表2 变量描述性统计及相关系数

注：**P<0.01(双尾)，*P<0.05(双尾)；对角线上的粗斜数字为该变量平均方差提取量(average variance extracted, AVE)的平方根。

图2 主效应及中介效应结构方程模型结果

效应比较变量ERCSR估计值标准误t值总效应OCBI0.2400.0504.796OCBO0.2460.0534.624间接效应OCBI0.1240.0264.732OCBO0.0620.0193.572

2.调节效应检验

按照温忠麟和吴艳(2010)[62]的方法，首先将与员工相关的企业社会责任和内化道德认同指标中心化处理，然后进行配对乘积，并将乘积项作为与员工相关的企业社会责任和内化道德认同交互项的测量指标，然后检验交互项与表征道德认同、指向个体的公民行为和指向企业的公民行为的路径系数及显著性。分析结果显示(图3)，加入交互项后结构方程模型拟合指数(χ2=1374.553，df=314，χ2/df=4.378，CFI=0.862，NNFI=0.846，IFI=0.863，RMSEA=0.087)均有所变差，但基本符合拟合要求。同时，与员工相关的企业社会责任对表征道德认同(γERCSR→MIS=0.241，SE=0.052，t=4.674)、指向个体的公民行为(γERCSR→OCBI=0.100，SE=0.049，t=2.029)和指向企业的公民行为(γERCSR→OCBO=0.148，SE=0.053，t=2.793)的系数均降低，但仍然在P<0.05水平显著，并且内化道德认同对表征道德认同的影响也降低至0.510(SE=0.061，t=8.390)。更为重要的是，潜变量与员工相关的企业社会责任和内化道德认同的交互项对表征道德认同的作用是0.152(SE=0.053，t=2.874)、对指向个体的公民行为的作用是0.105(SE=0.051，t=2.040)、对指向企业的公民行为的作用是0.146(SE=0.055，t=2.652)均在P<0.05水平上显著为正，由此可知内化道德认同对与员工相关的企业社会责任和表征道德认同、指向个体的公民行为和指向企业的公民行为具有显著地正向调节作用，所以假设H3a、H3b和H3c得到支持，其调节效果见图4。

图3 调节效应结构方程模型分析结果

3.控制变量分析

通过对相关潜变量“化潜为显”及所有变量中心化处理后，分别以指向个体的公民行为和指向企业的公民行为为因变量进行回归，结果发现在所有控制变量中，仅有年龄对指向个体的公民行为和指向企业的公民行为的系数0.149(t=3.570)和0.141(t=2.912)在P<0.01水平上显著，说明员工随着年龄的增长，在企业内部表现出较多的组织公民行为。鉴于员工道德认同因素在企业社会责任对员工组织公民行为作用机制中的显著作用，本研究非常关心什么样的员工具有更高的道德认同，即“好”员工具有哪些人口统计特征，为此本研究对员工道德认同在人口统计变量上进行独立样本的T检验，检验结果见表4所示。

图4 员工内化道德认同的调节效应图

变量名称①检验值性别年龄②受教育程度③企业职位男女低年龄组高年龄组低教育组高教育组职工组管理组内化道德认同均值-0.1320.126-0.0340.092-0.0530.097-0.0470.060标准差1.0470.0610.0931.0441.0060.9841.1070.841t值⑤-2.806**1.2121.5591.187表征道德认同均值-0.1710.162-0.0250.066-0.0050.009-0.1040.135标准差0.9641.0011.0020.9961.0890.8151.1100.820t值-3.638**0.8730.1562.677**道德认同均值-0.1770.168-0.0340.092-0.0340.062-0.0880.114标准差0.0640.9971.0010.9941.0670.8651.1290.791t值-3.771**1.2161.0532.269*

注：①所有道德认同变量均以因子得分做员工评价得分，其中道德认同是以内化道德认同和表征道德认同在更高维度上的因子得分为评价得分；②年龄分组低于35岁为低年龄组，35岁及以上为高年龄组；③教育程度本科及以下为低教育组，本科以上为高教育组；④企业职位以普通职工为普通职工组，基层管理者、中层管理者及高层管理者为管理者组；⑤t值为查看过方差相等检验后的值；⑥*表示P<0.05(双尾)，**表示P<0.01(双尾)，样本量N=466。

结果显示，女性无论是在内化还是表征道德认同，抑或整体上都比男性表现出高的道德认同倾向，但在年龄和受教育程度上没有显著差异；然而在普通员工和管理者分组比较中发现，两者在内化道德认同尽管无显著差异，但在表征道德认同上，管理者显著地高于普通员工，在道德认同整体构念亦表现出同样的现象。

五、研究结论与未来展望

(一)结论讨论与管理启示

1.企业履行与员工相关的企业社会责任是服务型企业员工治理的重要战略投资。分析结果显示，与员工相关的企业社会责任不仅能激发员工指向个体的公民行为和指向企业的公民行为，而且可以唤醒员工表征道德认同，产生更积极向上的道德倾向。与传统的企业社会责任研究关注较为宽泛的社会责任内容不同，本研究基于服务型企业背景，聚焦与员工相关的企业社会责任内容具有更为现实的价值，员工是服务型企业的核心资源，是企业发展的关键资本，如何发挥其核心竞争资源的优势一直是服务型企业人力资源管理人员关心的课题，本研究不仅支持了主流企业社会责任研究的基本观点，而且再次证明服务型企业进行平衡工作与生活的投资、支持员工社会责任行为等人力资源投资，能积极影响员工的组织公民行为，从而为企业创造更好的绩效，就像《海底捞你学不会》一书中描述的那样，形成竞争对手无法复制的竞争优势。因此，服务型企业的人力资源管理者应该在履行好企业基本的硬责任同时，更应该调查研究、设计适合本企业员工需求的软责任和道德责任计划。

2.员工道德认同在与员工相关的企业社会责任对组织公民行为的作用机制中发挥着复杂的作用。企业履行与员工相关的企业社会责任计划能否产生积极的员工组织公民行为，员工自身的道德水平具有重要的中介与调节效应。道德认同是员工重要的品质特征之一，对其思想、情感、行为具有重要影响。本研究结果表明，(1)在构成道德认同的两个重要维度中，员工内化道德认同能显著地影响员工表征道德认同，即当员工认为在自我概念构成中，诸如助人为乐、慷慨、道德特质越处于中心位置，他/她就更愿意将自己的行为、活动或思想上来显示与他人的不同。换言之，拥有较高内化道德认同的员工在平时的工作中会表现出越多的表征道德认同的行为。(2)员工表征道德认同行为恰恰是企业与员工相关的社会责任计划影响员工组织公民行为的关键环节，无论是指向个体的组织公民行为，还是指向企业的组织公民行为，员工表征道德认同都起到部分中介的作用，即员工组织公民行为的产生在一定程度上依赖于员工表征道德认同行为的多少。(3)内化道德认同在整个与员工相关的企业社会责任和组织公民行为的作用机制中具有显著的调节作用，当一个员工在道德特质上越觉得高于其它人，企业与员工相关的社会责任在其身上发挥的作用就越积极，从互惠和社会交换的理论视角看，“好”员工确实越容易“将心比心”，企业对自己越好，自己越表现出更积极的组织公民行为。因而，在管理实践中，服务型企业以德量才是非常必要的，无论是在人力资源管理的招聘环节还是培训环节，管理者都要努力发现并提高员工的道德认同，从而使与员工相关的企业社会责任计划能发挥更大的作用。

3.不同性别和不同职位层级的员工之道德认同水平存在显著差异，而年龄较长员工表现出较多的组织公民行为。研究结果发现，女性员工的道德水平评价显著地高于男性员工，这与已有研究[63]结论一致。由于本能关怀在女性评价和执行道德行为的过程中更重要性，女性往往表现出比男性更高的道德倾向，因而服务型企业雇佣女性员工似乎是一项不错的选择。而相对于基层普通员工，管理者的道德认同评价显著地较高，这说明在与员工相关的企业社会责任计划可能在管理者中间更能发挥其战略作用，但对于服务型企业而言，基层普通员工是与顾客接触的最多，所以提高基层普通员工的道德认同水平应该是人力资源管理工作中的一项重要任务。与此同时，企业对新进企业的年轻职工应该给与更多的关注，特别是在与员工相关的企业社会责任计划上要针对性设计一些满足这些员工实际需要的项目，充分激发年轻新进员工的道德认同水平以及更积极的组织公民行为。

(二)研究不足与未来展望

首先，由于本文仅检验了与员工相关的企业社会责任与组织公民行为之间的关系，尽管这有助于使研究聚焦和更具有针对性，但在反映整个企业的社会责任水平上代表性有所降低，因而在未来的研究中可以不断地增加与其它利益相关者相关的社会责任内容，以增加研究的广泛性。

其次，本研究选取的是员工个体层面的数据进行分析，没有涉及到企业层面，但对于与员工相关的企业社会责任和组织公民行为可能用服务型企业或部门层面的数据更能全面反映企业的实际情况，并且个体汇报的道德认同有可能存在自我夸大的潜在影响，因而在未来的研究可以使用分层数据并结合企业不同的特征变量来进行验证。

最后，本研究选取样本是服务型企业的员工，结论的普适性可能会受到影响，未来的研究可以扩展到更多的行业。

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(本文责编：海 洋)

Study on Relationships among Corporate Social Responsibility,Moral Identity and Employees’ Organizational Citizenship Behavior

LIU Feng-jun1, LI Jing-qiang2, YANG Li-dan1,3

(1.SchoolofBusiness,RenminUniversityofChina,Beijing100872，China；2.SchoolofBusiness,BeijingWuziUniversity,Beijing101149,China；3.ChinaNationalAgriculturalDevelopmentGroupCo.,Ltd，Beijing100032,China)

This study uses the data from service business to investigate role of moral identity in the mechanism on how employee-related corporate social responsibility(CSR) influences organizational citizenship behavior(OCB). The results show that companies use CSR as an employee governance tool to increase employees’ OCB, employees’ moral identity internalization (symbolization) has significant moderating (mediating) effect on the relationship between CSR and OCB. These findings enrich our understanding about the implications of strategic CSR investment.

employee-related corporate social responsibility; moral identity internalization; moral identity symbolization; organizational citizenship behavior

2017-02-10

2017-06-05

国家自然科学基金资助项目(71272153)

刘凤军(1963—)，男，黑龙江庆安人，中国人民大学商学院教授、博士生导师。通讯作者：李敬强。

F279

A

1002-9753(2017)06-0117-13