绿色人力资源管理实践对员工绿色行为的影响机制研究——基于自我决定理论的视角

周金帆 张光磊

（武汉理工大学管理学院, 武汉 430070）

1 引言

环境与可持续发展问题近年来日益受到关注, 越来越多的企业开始实施可持续发展的政策与管理制度。全地域范围内日益激烈的环保诉求与社会大众渐渐苏醒的环保意识逐渐成为了业界绿色管理的强大驱动力（张佳良, 刘军,2016）。同时, 社会外部监督机制对企业行为的监管也越来越严格, 企业违法成本逐层增高。而企业的环保行为既能满足利益相关者的环境诉求, 又能降低运营成本、提升社会责任和社会形象。研究发现, 采取绿色环保政策的企业通常具有较好的产品销售量和品牌认可度（Yang, Hong,& Modi, 2011）, 保持绿色竞争优势是企业可持续发展的强劲动力（杨光, 2003）。

企业的人力资源部门可通过实施与绿色相关的管理实践, 即“绿色人力资源管理（Green Human Resource Management, GHRM）”来塑造员工的态度和行为, 进而与企业环境发展战略保持一致, 帮助企业应对可持续性发展的要求（DuBois & Dubois, 2012; 唐贵瑶, 孙伟, 贾进, 陈扬, 2015; Renwick, Jabbour, Muller- Camen, Redman,& Wilkinson, 2016; Shen, Dumont, & Deng, 2016; Pinzone,Guerci, & Lettieri, 2016）。目前有关绿色人力资源管理的研究相对薄弱, 不多的研究主要聚焦于企业战略与运营层面, 探讨如何将绿色理念融入企业管理实践中, 并基于此分析绿色人力资源管理实践与可持续发展、组织竞争优势等的关系（Gill, 2012; 杨光, 2013; 刘俊振, 张亚君, 刘诗悦, 2014; Guerci, Longoni, & Luzzini, 2016）, 如通过对巴西（Jabbour, Santos, & Nagano, 2008）, 意大利（Guerci et al., 2016）等制造业公司进行的案例研究发现绿色人力资源管理有利于组织环保绩效的提升。而绿色人力资源管理如何影响员工行为的研究则较为少见。故进一步探索绿色人力资源管理对员工行为的作用机制及影响结果, 对全面理解该实践措施的有效性和丰富相关领域的理论研究具有重要的意义。

既有文献表明, 不同的管理实践会通过差异化的社会心理机制影响员工的行为（Jiang, Lepak, Hu, & Baer,2012）, 且组织情境类变量（如精神型领导）和主观态度类变量（如直接动机）能分别作为远端和近端变量预测员工的绿色行为（Lulfs & Hahn, 2013; Asfar, Badir, & Kiani,2016）, 本文借鉴工作动机这一主观态度类变量来解释情境类变量绿色人力资源管理实践与绿色行为之间的关系。基于自我决定理论（Self-Determination Theory, SDT）, 本研究提出一个概念模型来描述绿色实践影响员工绿色行为的社会与心理过程, 继而探究绿色人力资源管理影响员工工作场所的绿色行为（任务相关绿色行为和自愿绿色行为）的内在机制及其边界条件。

2 理论与假设

2.1 自我决定理论

根据人力资源管理的相关文献, 组织的政策与实践会塑造员工的工作动机, 即组织内绿色人力资源管理实践将会引发员工工作动机（自主性或控制性）, 继而显著影响其工作场所的绿色行为。自我决定理论（SDT）是美国学者Deci和Ryan在20世纪70年代末提出的关于人类行为的动机理论, 用于解释个体行为背后的动机来源。该理论研究个体行为的自我激励或自我决定程度, 即不同程度的工作动机。工作动机是指激发工作相关行为, 并决定该行为的方式, 强度及持续时间等形式的内外部力量。SDT根据自我的整合程度不同, 将个体的动机分为内部动机、外部动机和去动机三种类型, 不同动机的产生受到个体与环境综合作用的影响, 并与个体的自主、胜任和关系三种基本心理需求（Psychological Needs）的满足密切相关。

内部动机是受活动本身的趣味性所驱动, 可以不断满足行动者的需求（White, 1959）, 并伴随着积极的情感体验;而外部动机一般是人们为了获得奖励或避免某种不好的结果而存在, 受到外在环境所调节; 去动机则是一种无自我决定的离散状态, 需求得不到满足时才出现, 一般不会导致行为的发生。外部动机和内部动机属于个体自我决定行为动机, 且相互之间可以转化的, 但外部动机随着自我调节程度的不断加深可细分为外部调节、内慑调节、认同调节和整合调节。认同调节指个体对某项行为或活动价值已达到充分认同, 整合调节一般是指行动者认为活动与自身价值观、自我习惯等相匹配, 故这两种调节和内部动机因具有较强的自我决定程度被称为“自主性动机（Autonomous Motivation）”, 而内慑调节和外部调节的行为动机来自于外部环境, 如内疚、获得奖励/逃避惩罚等, 行为动机源于个体外部, 其自我决定成分较少, 被称为“控制性动机（Controlled Motivation）”（Deci & Ryan, 2008）。

根据SDT, 个体行为是自主性动机和控制性动机的结果。研究表明, 自主性动机能充分激发员工主动性, 增加工作投入和个人活力, 以及亲社会行为, 而控制性动机的作用则不显著（Grant, Nurmohamed, Ashford, & Dekas,2011; Hodge & Lonsdale, 2011; 陈海燕, 2013）。自主性动机下的行为选择是行动者自我决定的结果, 动机越强, 在活动执行中越主动, 感知到的幸福感越强。相反, 控制动机下的行为受到外界力量的控制, 往往会导致行动者产生更多的焦虑（赵燕梅, 张正堂, 刘宁, 丁明智, 2016）。

2.2 绿色人力资源管理与员工绿色行为

在当前可持续发展的时代背景下, 企业组织利用人力资源管理部门有效实施环境可持续性政策（Renwick,Redman, & Maguire, 2013）, 即绿色人力资源管理, 对人力资源管理的各个不同模块进行绿色化管理, 包括绿色招聘绿色培训, 绿色薪酬, 绿色绩效和员工绿色参与五个维度（杨光, 2003）, 以促进微观层面员工的绿色行为, 继而保障组织以环境友好的方式运营。“绿色人力资源管理”的概念源自“环境管理”, 是指将环境管理融入企业人力资源管理中。对于绿色人力资源管理目的的理解, 不同于国外学者提出的旨在解决环境问题, 促进环境战略目标（Gill,2012）, 国内学者更加关注其对员工个人工作、生活以及个人可持续发展的影响。综上所述, 绿色人力资源管理通过打造具有绿色竞争优势的人力资源（如具有绿色理论,从事绿色行为的员工）来促进可持续发展的目标（唐贵瑶等, 2015）。另外, 相关领域的研究人员指出, 员工工作场所的绿色行为是组织内有效实施企业环境战略和绿色人力资源管理实践的根本保证（Paille & Boiral, 2013）。

与Bissing- Olson等人（2013）一致, 本文将员工绿色行为分为任务相关和自愿绿色行为。任务相关绿色行为（Task-Related Green Behavior）是指在员工所需工作职责范围内执行的绿色行为, 如选择环保的原料, 创造可持续的产品和流程等（Bissing-Olson, Iyer, Fielding, & Zacher,2013; Norton, Parker, Zacher, & Ashkanasy, 2015）, 属于角色内工作行为, 能直接或间接地对核心业务做出贡献。自愿绿色行为（Voluntary Green Behavior）是指员工主动选择的超越组织预期的环保行为, 实施该行为的员工多优先考虑环境利益, 具有较强的环保意识和较高的绿色价值认可度, 不仅自身做出绿色行为, 还积极主动鼓励他人, 属于角色外行为范畴。自愿绿色行为在概念与语境表现上与环保组织公民行为（Boiral & Paille, 2012）紧密相关, 并且该类主动的绿色行为概念受到组织行为学领域的学者们的广泛关注（Norton et al, 2015）。一般来说, 当个体对绿色行为进行归因时, 仅实施任务相关绿色行为的个体往往将其归因为外部环境, 而从事自愿绿色行为的个体却将其归因为自身内部。

研究表明, 人力资源政策能影响员工与可持续发展相关的行为、态度、知识和动机（Boudreau & Ramstad,2005）, 如文献表明组织的环保态度（Lamm, Tosti-Kharas,& King, 2015）和环保措施（Paille & Boiral, 2013）等, 均能有效地预测员工从事与环保相关的主动性行为。而组织实施绿色人力资源管理既从行动上提出了一系列环保措施, 也在思想上明确了其环保态度, 会对员工绿色相关的态度与行为产生潜移默化影响。另外, 根据SDT, 个体的行为表现是个体与环境共同作用的结果, 人们倾向于做出满足自我需求的行为。处于实施绿色人力资源管理实践的组织内, 绿色行为是组织对员工工作内容的基本要求, 员工如何看待和认知绿色行为的价值和意义, 是个体能否自主选择和自我决定实施任务相关绿色行为和自愿绿色行为的关键因素。当员工认可组织提倡的绿色实践的社会效应与价值时, 员工会愿意从事不同的绿色行为, 而当员工感知的是因没有从事绿色行为而充满内疚时, 可能仅做出与工作任务相关的绿色行为以获取奖励或避免惩罚。既有的相关文献也证实了这一点, Norton等人（2014）研究发现组织内推行可持续发展政策可以鼓励员工环保行为的发生, 且Dumont等人（2017）指出绿色人力资源管理实践是员工角色内与角色外的绿色行为的重要预测因素, 故本文推测组织内绿色人力资源管理会引导和促进员工从事绿色行为。基于以上分析, 本文提出如下假设:

H1: 组织内绿色人力资源管理能有效促进员工任务相关绿色行为（H1a）和员工自愿绿色行为（H1b）。

2.3 绿色工作动机的中介作用

根据SDT, 实施绿色人力资源管理的组织情境对工作动机产生影响主要通过以下两种认知过程: 一是个体认知过程的因果关系, 如从事工作场所绿色行为是组织要求的还是自身主动的; 二是胜任感的程度。一般来说, 组织中所实施的绿色人力资源管理实践措施是影响员工工作态度与行为的主导因素, 员工被要求（其自身的自我决定程度较低）从事与组织管理实践相一致的工作行为, 并在一定程度上削弱了他们的胜任感, 继而引发员工的控制性动机。此外, 实施绿色人力资源管理的组织亦通过激发员工的环保意识使得员工将绿色行为认知为有价值和意义的、积极主动的、能够自我决定的行为, 故产生自主性动机。

其次, SDT表明行为是自主性动机和控制性动机的结果, 是个体在充分理解自身心理需求和外部情境之后的选择（Deci & Ryan, 2008）。当人们认为其行为是由其自身内部原因引起的, 如某员工从事绿色行为是因为觉得该行为具有重要意义, 则他们会存在一种内在因果关系定位的感知; 相反, 若人们认为其行为是由外部原因引起, 如某员工觉得若不从事绿色行为会受到组织的惩罚, 则他们就会有一种外部因果关系定位的感知。另外, 结合绿色行为的定义, 工作任务相关绿色行为是因为员工产生外部因果定向, 受到组织环境中与绩效、薪酬等相关的外部力量控制感所影响, 即受到控制性动机的驱动; 而自愿绿色行为往往是因为员工关注内在愿望, 认同行为的价值与意义而进行的自主选择和自我决定, 即受到自主性动机的驱动。

控制性动机的调节方式一般包括服从, 奖励和惩罚,某种行为的产生可能是为了避免焦虑和愧疚, 而不是自我认可或自愿的, 如外部动机在环境变革型领导的情境中才能驱动员工为了奖励而从事亲环境行为（Graves, Sarkis, &Zhu, 2013）, 故控制性动机只能预测员工与任务相关的绿色行为, 对自愿绿色行为的预测效果则不明显。而工作动机的自主性越强, 个体在日常工作中行为的主动性越高,除角色内的任务相关绿色行为之外, 从事角色外的主动性行为（如自愿绿色行为）的可能性也越大。且自主性动机的积极产出已在教育, 医疗等领域得到证实, 研究发现家长（或老师）的自主性支持会增加孩子（或学生）的自主性动机, 继而增加主动学习行为, 减少学业倦怠（Froiland,2011; 罗云, 赵鸣, 王振宏, 2014）。Osbaldiston和Sheldon（2003）通过对学生的环保行为研究发现, 自主性动机能正向预测其主动环保行为频率。Graves等人（2013）的研究也发现, 员工的亲环境行为是自主性动机和控制性动机共同作用的结果。基于此, 本文提出:

H2: 绿色人力资源管理实践通过控制性动机和自主性动机正向影响员工任务相关绿色行为（H2a）, 通过自主性动机正向影响员工自愿绿色行为（H2b）。

2.4 员工绿色价值观的调节作用

既有价值观文献强调个人价值观是预测态度和行为的重要因素（Davidov, Schmidt, & Schwartz, 2008; Low,2013）。绿色价值观是指关注自然环境的倾向, 也叫亲环境态度（Bissing-Olson et al, 2013）或生态信念（Raineri& Paille, 2014）, 属于价值观的范畴, 对个体在工作场所内外是否会采取绿色行为具有重要影响作用（Chou, 2014）。Dumont等人（2017）的研究发现绿色价值观会加强心理绿色氛围对员工角色内和角色外绿色行为的影响作用。

行为意向是决定行为的直接因素, 它受到态度和主观规范的影响。而员工绿色价值观反映了其对环保及绿色行为的积极态度, 组织采取绿色人力资源管理则说明员工被要求以绿色地方式处理各种相关的任务, 这有助于员工形成环保型主观规范意识, 继而做出绿色行为, 即绿色人力资源管理引导的环保主观规范和员工绿色价值观共同影响员工绿色行为的发生。具体来说, 当员工绿色价值观高时,环保意识较强, 绿色行为意向越强, 其做出任务相关绿色行为和自愿绿色行为的可能性越大; 相反, 当员工绿色价值观低时, 环保积极意识削弱, 而由于受到组织内相关绿色政策的影响, 感知到生态环境保护的社会压力, 故保持一定的任务相关绿色行为, 而不会主动地从事自愿绿色行为。基于此, 本文提出:

H3: 员工绿色价值观调节了绿色人力资源管理实践对员工绿色行为的影响, 员工绿色价值观高时, 对任务相关绿色行为和自愿绿色行为正向影响均显著（H3a）; 员工绿色价值观低时, 对任务相关绿色行为的正向影响显著, 对自愿绿色行为的影响不显著（H3b）。

SDT指出自主性动机与控制性动机的区别在于行为的自我和自主决定程度的不同, 前者是高自主和高认同, 后者是高控制和低认同。而个人价值观与组织的价值观相一致的共同意识形态预期会产生最佳产出, 如加强组织认同和工作意义, 增加其自主性动机, 产生积极的工作态度和行为（赵燕梅等, 2016）。根据Rupp等人（2006）的研究,当组织内实施环境战略和绿色人力资源管理时, 员工对组织社会责任政策和行为会做出明确的判断, 这些判断决定了高绿色价值观员工的绿色心理需求是否得到满足, 能否产生自主性动机, 亦或是控制性动机。结合前面的分析,本文推测绿色人力资源管理实践和员工绿色价值观共同作用员工工作动机, 继而影响员工绿色行为, 具体来说, 高绿色价值观的员工能与实施绿色人力资源管理政策的组织相互契合, 激发其规则同价值内化与整合, 体会到高度的行为自主性和活动价值的高度认同（自主性动机）, 从而做出绿色行为; 而低绿色价值观的员工无法较大程度的自主决定绿色行为活动, 其工作动机完全来自外部环境管理制度的驱动, 具有高度的被控制感和行为价值的不认同（控制性动机）, 从而被迫做出任务相关绿色行为, 减少或者不从事自愿绿色行为, 由此提出如下假设:

H4: 绿色人力资源管理实践与员工绿色价值观的交互通过工作动机对员工绿色行为产生间接影响: 对员工任务相关绿色行为的间接影响同时通过自主性动机和控制性动机（H4a）显著; 对员工自愿绿色行为的间接影响只通过自主性动机显著（H4b）。

综合以上假设, 本文研究框架如图1:

3 研究方法

3.1 样本选择与数据收集

本研究运用问卷调查方法获取数据, 来自武汉和广州的16家公司的485名员工参与了调查, 调研对象分布在涉及节能生产, 资源循环利用等不同领域（如产品包装）。首先, 与各企业的高层管理者进行联系, 并征得同意, 然后将问卷直接分发给员工, 在工作时间内进行现场收集。经过筛选剔除后形成450份有效问卷, 有效问卷中有223名男性; 平均年龄32.51（SD= 7.554）; 高中及以下学历者占10.9%, 大专学历者占30.9% , 本科学历者占29.1% , 硕士研究生及以上学历者27.6%; 生产岗位的员工约占33.3%, 技术岗20%, 管理类岗16.9%。

图1 理论模型

3.2 测量工具

本研究使用的测量量表大多来自外文文献, 通过标准的翻译及回译程序后采用, 并且根据本研究主题进行适当修正, 以保证表述内容的准确性和量表测量的信效度。本次研究调查问卷的所有题项均采用Likert 7点评分法, “1”表示“完全不同意”, “7”表示“完全同意”。

绿色人力资源管理实践。现有实证研究还没有成熟的量表来测量绿色人力资源管理实践, 大多数研究参考人力资源管理的测量, 如杨光（2003）提出的五维度绿色化管理模块, 本研究借鉴Dumont等人（2017）使用的6题项来测量绿色人力资源管理实践, 如“我所在公司在绩效考核中考虑员工的职场绿色行为”等, 且这些题项已在其研究中证明具有可靠的信效度。Cronbach' α信度系数为0.934。

绿色行为。与Bissing-Olson等人（2013）研究一致,本文借鉴Williams和Anderson（1991）提出的3题项角色内的工作行为量表来衡量任务相关绿色行为, 该量表在测量有关环境行为方面具有良好的信效度（Norton, Zacher &Ashkanasy, 2014）; 自愿绿色行为借鉴广泛使用的3题项个人主动性量表（Frese, Fa, Hilburger, Leng, & Tag, 1997）来测量。为了评估员工以环保方式完成所需工作任务和主动行为的程度, 本文对题项的描述进行了修改, 如“工作中,我以环保的方式充分完成了指定的任务”, “工作中, 我会主动抓住机会积极参与工作中的环境保护”等。Cronbach'α信度系数分别为0.907和0.920。

员工绿色价值观。根据以往的研究（Steg, Dreijerink,& Abrahamse, 2005; Chou, 2014; Lind, Nordfjærn , Jørgensen,& Rundmo 2015）, 员工绿色价值观由NEP量表中的个人环境规范维度的3个题项来测量, 如“我感到有义务尽我所能来防止环境退化”。Cronbach' α信度系数为0.865。

工作动机。借鉴Koestner等人（2008）测量自主性动机和控制性动机的方法, 即采用衡量个体行为从高度控制到高度自主的4个自我决定题项: 外部, 内慑, 认同和内在。与以往研究一样, 外部和内慑属于控制性, 认同和内在属于自主性（Shelton & Elliot, 1998）。与其他变量类似,进行了相应的修改, 如“从事绿色行为是因为别人要求的或者我能得到一定的奖励”, “我相信从事绿色行为具有重要意义”等。Cronbach' α信度系数分别为0.847和0.879。

控制变量为性别, 年龄, 教育水平, 公司行业及工作岗位性质等。

4 研究结果

4.1 共同方法偏差检验与验证性因子分析

由于变量测量均来自员工个体, 可能会产生共同方法偏差, 本文采用Harman单因素检验（周浩, 龙立荣,2004）, 将各主要变量的测量数据进行主成分分析, 结果显示特征值大于1的因子有6个, 累计方差贡献率为83.19%, 其中第一主成分因子的方差贡献率为26.10, 说明本数据不存在共同方法偏差。

另外, 本研究通过验证性因子分析（CFA）, 经过比较不同因子模型的拟合指标, 验证变量间的区分效度。结果显示六因子模型（绿色人力资源管理实践, 任务相关绿色行为, 自愿绿色行为, 员工绿色价值观, 自主性动机和控制性动机）拟合度最好（见表1）, 说明变量间具有很好的区分效度。

表1 不同因子模型的拟合指标

表2 各变量描述性统计及相关系数

4.2 描述性统计及相关性分析

本研究变量的平均值和标准差如表2所示, 相关性分析表明行业与绿色行为相关, 员工绿色价值观与自主性动机、自愿绿色行为显著相关, 而控制性动机与任务相关绿色行为显著相关, 以上结果为假设验证提供了初步支持。

4.3 假设检验

由于本研究模型的因变量是两个, 回归分析是分开考察不同的因变量, 缺乏整体视角, 故将行业, 性别, 年龄,教育程度及岗位类型作为控制变量, 采用Mplus对绿色人力资源管理实践通过控制性和自主性工作动机影响任务相关绿色行为和自愿绿色行为进行结构方程模型检验, 路径分析的结果表明假设H1a, H1b和假设H2a, H2b均成立,变量间路径系数如图2所示。

为了更好的验证本研究提出的理论模型, 结构方程模型估计加入了控制性动机对自愿绿色行为的影响, 发现路径不显著, 故将该条路径删掉之后再次进行路径分析, 模型拟合结果更好, 也进一步支持了假设H2的提出。删除后的图2模型拟合指标如下: χ2/df = 4.718, 符合小于5的指标要求; RMSEA = 0.091, NFI = 0.934, NNFI = 0.934, CFI= 0.947, IFI = 0.947, GFI = 0.934, AGFI = 0.887, RFI = 0.918,均达到了要求, 即模型与数据拟合状况良好, 下表列出了结构方程模型的系数检验结果。

数据结果显示绿色人力资源管理对两种绿色行为均有显著影响（任务相关绿色行为:β= 0.542,p＜ 0.001; 自愿绿色行为 :β= 0.194,p＜ 0.001）, 假设 H1a, H1b 成立。另外, 两种工作动机对两种绿色行为的影响存在差异, 自主性动机正向预测两种绿色行为（任务相关绿色行为:β=0.743,p＜ 0.001; 自愿绿色行为 :β= 0.875,p＜ 0.001）, 而控制性动机只对任务相关绿色行为影响显著（β= 0.408,p＜ 0.001）。进一步的bootstrap检验结果表明绿色人力资源管理实践通过控制性动机（β= 0.070, CI = [0.020, 0.121]）和自主性动机（β= 0.524, CI = [0.430, 0.623]）对任务相关绿色行为的间接效应显著（总效应β= 0.454, CI = [0.354,0.554]）; 而绿色人力资源管理实践通过自主性动机对自愿绿色行为的间接效应显著（β= 0.617, CI = [0.519, 0.730]）,通过控制性动机的间接效应不显著, 故假设H2a, H2b成立。

图2 路径系数图

表3 Mplus回归分析及间接效应估计结果

图3 员工绿色价值观对任务相关绿色行为的调节效应

图4 员工绿色价值观对自愿绿色行为的调节效应

员工绿色价值观与绿色人力资源管理的交互项对自愿绿色行为（β= 0.284,p＜ 0.001）的影响显著, 而对任务相关绿色行为的影响不显著（β= 0.088, n.s）。具体来说, 当员工绿色价值观水平较高时, 绿色人力资源管理对任务相关绿色行为（β= 1.509,p＜ 0.001）和自愿绿色行为（β=0.211,p＜ 0.001）均显著, 而员工绿色价值观水平较低时,绿色人力资源管理仅对任务相关绿色行为的影响显著（β= 1.504,p＜ 0.001）, 对自愿绿色行为影响不显著（β= 0.059,n.s）, 即在不同水平下的员工绿色价值观和绿色人力资源管理对任务相关绿色行为的影响无显著差异, 而对自愿绿色行为的影响存在显著差异, 调节效应图如图3, 4所示,故假设H3a, H3b成立。

表4 被中介的调节模型检验

假设H4a, H4b的被中介的调节效应结果如表4所示,员工绿色价值观与绿色人力资源管理的交互项通过控制性动机（β= 0.075, CI = [0.053, 0.100]）和自主性动机（β= 0.015,CI = [0.005, 0.028]）对任务相关绿色行为间接效应差异显著; 员工绿色价值观与绿色人力资源管理的交互项只通过自主性动机对自愿绿色行为间接效应差异显著（β= 0.029,CI = [0.012, 0.048]）, 通过控制性动机对自愿绿色行为的影响不显著（β= 0.009, CI = [-0.009, 0.027]）。故假设H4a,H4b成立。

5 讨论

现代组织越来越多的将环境战略纳入组织运营战略之中, 如何从微观层面探索组织内促进员工绿色行为的因素,是保障宏观战略目标实现的关键, 也对实现社会可持续发展具有重要意义。本研究基于自我决定理论建立了绿色人力资源管理实践与员工绿色行为的理论模型, 引入自主性动机与控制性动机来解释管理实践对自愿绿色行为和任务相关绿色行为的影响机制, 并验证了员工绿色价值观在该影响作用中的边界效应, 从理论上扩展了环境保护, 绿色实践与行为等领域的文献研究。

5.1 理论意义

本研究具有以下几点理论贡献:

首先, 通过探究绿色人力资源管理影响员工工作结果拓展了人力资源管理行为和环境管理的现有文献。关于绿色政策如何从微观层面引导和促进员工的绿色行为这一过程在国内研究中尚未经过充分的实证证明, 而本研究在中国情境下进行理论构建与论证, 扩展了绿色人力资源管理的跨文化研究, 也增加了实践措施应用的普遍适用性, 揭开该管理政策有效性“黑箱”的同时丰富了当前人力资源管理新兴领域的理论研究。

其次, 以往工作场所绿色行为研究分析了组织可持续发展政策（Norton et al, 2014; Norton, Zacher, Parker,& Ashkanasy, 2017）及领导者风格的影响（Graves et al,2013）, 而忽略了个体特质的作用。本文同时考虑组织因素的绿色人力资源管理和个体因素的员工绿色价值观对员工绿色行为的影响, 拓展并验证了Norton等人（2015）提出的员工绿色行为的多层次理论框架, 为组织行为学文献提供了有关了解个体工作场所绿色行为前因的相关文献。

第三, 本文基于自我决定理论系统地解释了绿色导向人力资源管理如何影响个体绿色行为, 提出了自主性动机、控制性动机两条作用路径。有趣的是控制性动机只能预测任务相关绿色行为, 而自主性动机会影响不同类型的绿色行为, 不同于以往两种动机分别预测不同的行为结果（如:创造力等）, 进一步为自我决定理论对员工心理与行为的原因分析提供了实证证据。

最后, 研究验证了绿色价值观在绿色人力资源管理与绿色行为之间的调节作用。该变量分析了绿色人力资源管理如何及何时会对员工绿色行为起到引导作用, 明确了在绿色发展观背景下组织政策影响员工心理与行为的边界条件, 为微观层面探索环境可持续发展战略提供了新视角和新思路。

5.2 实践意义

研究表明, 绿色人力资源管理能有效地预测员工的绿色行为, 由此说明组织积极地向员工传播有关绿色环保的信息能有效激发员工的环保意识, 故组织应该积极地参与环保文化建设, 营造绿色发展的文化氛围, 潜移默化中让环保成为每一位组织内员工的习惯。第二, 要使绿色人力资源管理成为引导员工职场绿色行为的有效力量, 就应该确保企业有相应的招聘策略, 以吸引那些与组织具有类似环境价值和信仰的员工, 有效地激发员工从事绿色行为的自主性动机和行为意向（Renwick et al, 2013）, 让员工自发地在工作场所内外从事绿色行为。第三, 在绿色人力资源管理政策的实施过程中要进一步完善员工与绿色环保相关的绩效和奖励措施, 适当考虑个人的环境表现, 避免员工从事绿色行为完全是由控制性动机所驱使, 从而做出被迫的绿色行为, 不利于员工的工作满意度。最后, 在实施绿色发展观的组织管理实践过程中, 要积极开展环境意识,态度, 技能和知识的有效培训计划, 激发员工的主动意识,促进绿色价值观的培养。

5.3 研究局限与未来展望

绿色行为作为一种亲社会行为, 在当今倡导绿色环保的社会越来越受到重视。企业作为社会主体的重要组成部分, 对社会可持续发展战略的实施起着重要的作用, 故如何充分利用企业的力量有效地激发其组织内员工的绿色行为具有重要的研究价值, 学术界应该深入探究与丰富组织绿色政策与员工绿色行为之间的关系研究, 本研究在理论与实践方面做出了一定程度的贡献, 但在以下方面存在不足, 希望未来研究能进一步完善:

首先, 在数据来源上, 为了准确地了解员工的心理状态与情境感知, 故全部采用员工自我报告的数据, 虽然经过验证排除了同源方法偏差的影响, 但也削弱了情境因素对员工绿色行为的有效预测, 未来可采用员工感知聚合数据进行跨层次研究或进行多来源数据收集, 提升研究结论的严谨性。

其次, 任何的管理实践对员工心理与行为的影响都存在一定的滞后性, 而本研究的测量都在一个时间点, 从而无法充分探究绿色人力资源实践的管理有效性, 故不能排除变量间的其他因果关系推论, 但是为了弥补这个缺陷,本文借鉴Mai等人（2016）的方法, 检验了感知到的绿色人力资源实践在工作动机与绿色行为之间的中介效应, 以及绿色行为对工作动机的预测效果, 结果均不显著, 表明本文假设的因果排序是适当的, 但未来可以采用纵向研究或实验设计进一步分析与验证本研究结论。

最后, 根据Norton等人（2015）的员工绿色行为的整合性多层模型, 除了个人价值观特质和组织政策因素之外,领导者风格, 主管支持及绿色文化氛围等因素都是影响绿色行为的重要因素, 未来研究需充分考虑不同层次不同类型的变量的交互影响, 从不同的理论视角去进一步探索其内在机制, 丰富相关研究, 为绿色环保的理论和实践发展作出进一步的贡献。

附录: 绿色人力资源管理（来源: Dumont et al, 2017; 译者: 周金帆,张光磊, 2017）

1.我公司为员工设定了绿色目标。

2.我公司为员工提供绿色培训以促进绿色价值观。

3.我公司为员工提供绿色培训, 以发展员工绿色管理所需的知识和技能。

4.我公司在绩效考核中考虑员工的职场绿色行为。

5.我公司将员工的工作场所绿色行为与奖励和薪酬挂钩。

6.我公司内的晋升会考虑员工的工作场所绿色行为。