企业社会责任感知与员工绿色行为关系研究——以组织认同为中介

陈飞燕，董 萍

(长安大学 经济与管理学院，陕西 西安 710064)

1 引言

当前，人类生态环境遭遇着越来越严酷的威胁与挑战，在经济发展的大环境下，生态环境保护问题不仅需要个人做出贡献，更需要企业践行其社会责任。国家主席习近平曾多次强调，企业只有踊跃承担起对社会的责任，才能使企业拥有强大的市场竞争力。企业在其运营中，要自觉将“生态优先，绿色发展”的经营理念始终贯穿其中，用自己的实际行动去维护良好的生态环境，这样才能够进一步提高企业在国内外全球性竞争中的综合实力。因此，企业在经营活动中谋求经济效益的同时，也愈加注重环境保护效果，即企业逐渐贯彻和落实绿色发展理念。员工作为企业一个重要的利益相关者，员工绿色行为已经逐渐成为企业制定和实现绿色发展目标的一项关键性活动。现阶段，企业间的相互竞争已经不仅限于技术、人才和服务等方面，履行社会责任也是一个重要的考量指标。企业积极承担社会责任时，对内部利益相关者的态度和行为有一定影响，这种影响近年来备受学术界的关注。

2 文献综述

2.1 企业社会责任感知

企业社会责任(CSR)由学者Oliver Sheldon在20世纪20年代首次提出，他当时认为企业社会责任主要指的是企业应该为那些会对整个社会、环境甚至整个自然界其他经济实体本身造成不良影响的社会活动和经济行为承担责任。企业社会责任感知是指员工对企业履行的社会责任行为及其程度的感知。随着研究的不断深入，越来越多的学者认为研究企业社会责任感知更加贴合员工的实际行为。Glavas和Kelley(2014)认为，与企业社会责任相比，企业社会责任感知对员工的影响更大。最具代表性的是Carroll(1979)划分的经济、法律、伦理和慈善责任四维金字塔模型。随着研究的不断深入，中国学者开始根据中国实际国情提出维度划分。何显富在Turker研究的基础上提出了五个重要维度，即对员工、消费者或产品、诚信公正、慈善公益和环境责任。

2.2 员工绿色行为

员工绿色行为(EGB)指员工在办公区域中，一方面减少对环境的负面影响，另一方面积极保护环境的行为。Ramus等(2000)表示这种行为能够提高组织的环境绩效，而且是员工自愿采取的。Ones和Dilchert(2012)认为这种行为是以保护环境为目的，可衡量的、积极的并且是员工自觉实施的行为。Boiral等(2012)在前人基础上补充了行为的来源，即组织要求的或自愿的，都属于员工绿色行为。关于员工绿色行为的维度，主要依据任务情境，呈现出两类划分标准。刘欢鑫等(2018)表示，志愿型员工绿色行为是自愿采取的，要求型员工绿色行为受制于企业制定的相关制度，两者都以员工完成岗位职务为前提。

2.3 组织认同

组织认同(OI)是将社会认同理论广泛应用于组织环境中而发展延伸的概念，主要包括四个基本属性：认知、情感、评价和行为。Tajfel(1978)最初指出，组织认同是成员在组织内逐渐与组织在情感或价值观上契合的过程。魏钧等(2007)提出成员与组织价值观匹配时，感知到自己归属于某组织，并且满足于这种归属感，就是组织认同。Ashforth和Mael(1992)从认知角度设计出六项单维量表，信度较高。随后，国内学者也相继设计出组织认同量表，其中，王彦斌(2004)以生存、归属和成功三个维度制定的量表以及郭静静(2007)以评估、认知、主体行为和情感归因四个维度制定的量表是具有代表性的。

3 研究假设与模型

3.1 企业社会责任感知与员工绿色行为

根据社会认同理论，员工作为个体致力于提升自尊，组织在经营管理过程中会将积极或消极的价值观直接或间接地赋予员工，这种价值传递会影响员工的社会认同，进而影响员工的行为。楼馨(2019)研究认为，员工会将其所能感知的企业所承担的社会责任转变为一种价值观，这种价值观会内化进而出现亲社会动机，由此可以刺激员工的组织公民行为。基于此，提出假设：

H1：企业社会责任感知正向影响员工绿色行为；

H1a：对员工负责任正向影响员工绿色行为；

H1b：对消费者/产品负责任正向影响员工绿色行为；

H1c：诚信公正责任正向影响员工绿色行为；

H1d：慈善公益责任正向影响员工绿色行为；

H1e：环境责任正向影响员工绿色行为；

H1f：企业社会责任感知正向影响志愿型员工绿色行为；

H1g：企业社会责任感知正向影响要求型员工绿色行为。

3.2 企业社会责任感知与组织认同

企业在实际管理和运营过程中，在努力创造利润的同时，对员工、消费者以及生产的产品或服务负责，诚信公正、热衷慈善公益以及保护环境和合理利用生态资源，将这一系列的企业社会责任都融入整个企业经营的每一步中，形成了企业的核心价值观，而这种价值理念会潜移默化传递给员工。根据社会认同理论，员工可以从企业所承担的社会责任中感受到自己所拥有的价值体验，这种价值体验是积极的，能够提升员工的自尊，得到积极的社会认同，从而影响员工对组织的认同感。基于此，提出假设：

H2：企业社会责任感知正向影响组织认同；

H2a：对员工负责任正向影响组织认同；

H2b：对消费者/产品负责任正向影响组织认同；

H2c：诚信公正责任正向影响组织认同；

H2d：慈善公益责任正向影响组织认同；

H2e：环境责任正向影响组织认同。

3.3 组织认同与员工绿色行为

根据社会认同理论，当员工个体归属于企业后，会将个体与企业进行匹配，并对企业产生共命运的感知，企业做出的保护环境、合理利用资源、绿色发展等一系列行为，会让员工对企业展现出的这一系列价值观、管理理念、行为准则等在情感上产生同一性和归属性，对企业感到满意和自豪，从而更加愿意参与积极的组织行为。基于此，提出假设：

H3：组织认同正向影响员工绿色行为；

H3a：组织认同正向影响志愿型员工绿色行为；

H3b：组织认同正向影响要求型员工绿色行为。

3.4 组织认同的中介作用

企业在积极履行其责任的过程中，会使员工在情感上感知到自我与企业价值观契合，对企业产生认同感与自豪感，以至于员工更加愿意向企业看齐，并且以更加积极的态度投入工作中，以此激发员工绿色行为。基于此，文章引入组织认同这一中介变量来进行研究，提出假设：

H4：组织认同在企业社会责任感知和员工绿色行为之间起中介作用。

4 研究设计

4.1 测量工具

文章依据现有文献，结合研究内容，选择了信效度相对较好且被专家和学者广泛应用的企业社会责任感知量表、组织认同量表、员工绿色行为量表。使用李克特五点计分法，被调查者的各项题目总得分即为其在该量表上表现出的不同状态。文章选择学者何显富等(2010)修订的五维企业社会责任感知量表，包括对员工的责任、对消费者/产品的责任、诚信公正责任、慈善公益责任、环境责任，选择Robertson和Barling(2013)提出的员工绿色行为单维量表，以及Mael等(1992)开发的组织认同单维量表。以上量表被国内外学者广泛使用并多次验证，信效度良好。

4.2 样本特征情况

本研究共发放问卷519份，剔除无效问卷68份，最终收回451份，有效回收率86.9%。问卷发放范围比较广泛，覆盖了京津冀以及甘肃、陕西、山东、上海、四川、江苏等31个地区。总体而言，问卷回收状况良好。

5 实证分析

5.1 描述性统计分析

本次调查最终收回451份问卷，从性别来看，男女分布均衡；从年龄来看，19～35岁占82%，以青年、中年为主；从学历来看，本科占比82.3%，调查人员学历普遍较高；从企业性质来看，民营企业占比43.7%，其次为事业单位和国有企业；从职位层次来看，普通职员占比67.8%，其次为基层管理者和技术人员。

5.2 信效度分析

通过SPSS软件对三个量表做信效度分析，量表的Cronbach’s α值均在0.8以上，可见量表信度较高，测量结果可靠。KMO值均大于0.6，Bartlett值均小于0.05，表明量表均适合做因子分析。三个量表分别提取出5个、2个和1个因子，累积方差解释率分别为76%、74%和71%，均达到50%以上的标准，可见量表各维度中大部分题项信息能够被提取出，效度良好。

5.3 假设检验

本研究通过Pearson相关分析法，得出企业社会责任感知与员工绿色行为(r=0.619，P<0.01)、企业社会责任感知与组织认同(r=0.618，P<0.01)、组织认同与员工绿色行为(r=0.630，P<0.01)三个变量总体之间显著正相关，相关分析结果与理论预设相符，初步验证了假设。

接着通过回归分析得出，“企业社会责任感知～员工绿色行为”模型调整后R2值为0.382，显著性概率p=0，回归系数β值为0.673。综上所述，企业社会责任感知显著正向影响员工绿色行为，H1被验证。同理，“企业社会责任感知各维度～员工绿色行为”模型调整后R2值为0.404，p=0，分别判断各维度p值和回归系数β值可知，消费者/产品的责任、诚信公正责任、环境责任显著正向影响员工绿色行为，其中环境责任影响最为显著；对员工的责任和慈善公益责任对员工绿色行为没有显著的正向影响。H1b、H1c、H1e被验证，H1a和H1d没有被验证。“企业社会责任感知～志愿型员工绿色行为”与“企业社会责任感知～要求型员工绿色行为”模型调整后R2值分别为0.341与0.338，p=0，回归系数β值分别为0.644与0.729，因此企业社会责任感知显著正向影响志愿型员工绿色行为与要求型员工绿色行为，H1f、H1g被验证。

“企业社会责任感知～组织认同”模型调整后R2值为0.380，显著性概率p=0，回归系数β值为0.694。综上所述，企业社会责任感知显著正向影响组织认同，H2被验证。同理，“企业社会责任感知各维度～组织认同”模型调整后R2值为0.409，p=0，分别判断各维度p值和回归系数β值可知，对消费者/产品的责任、诚信公正责任、环境责任对组织认同存在显著正向影响，其中环境责任影响最为显著；对员工的责任和慈善公益责任两个维度对组织认同不存在显著的正向影响。H2b、H2c、H2e被验证，H2a和H2d没有被验证。

“组织认同～员工绿色行为”模型调整后R2值为0.395，显著性概率p=0，回归系数β值为0.609。综上所述，组织认同显著正向影响员工绿色行为，H3被验证。同理，“组织认同～志愿型员工绿色行为”与“组织认同～要求型员工绿色行为”模型调整后R2值分别为0.345与0.364，p=0，回归系数β值分别为0.577与0.674。综上所述，组织认同显著正向影响志愿型员工绿色行为与要求型员工绿色行为，H3a、H3b被验证。

将中介变量组织认同纳入回归中，X→M路径回归方程为：M=1.2397+0.6936X，回归系数a=0.6936，p<0.01，95%置信区间[0.6117，0.7755]。X、M→Y路径回归方程为：Y=0.9371+0.4045X+0.3866M，偏回归系数b=0.3866，p<0.01，95%置信区间[0.3044，0.4688]，偏回归系数c’=0.4045，p<0.01，95%置信区间[0.3122，0.4968]。总效应值为0.6727，直接效应值为0.4045，间接效应值为0.2682。所以中介效应占比39.87%，即企业社会责任感知通过组织认同对员工绿色行为的间接效应0.2682，对效应的贡献率为39.87%，其Bootstrap 95%置信区间上下限值为[0.1961，0.3586]，0不在内，可见该中介效应的影响具有统计学意义，组织认同在企业社会责任感知和员工绿色行为之间起中介作用，因此假设H4得到验证。

6 结论与展望

6.1 研究结论

企业社会责任感知显著正向影响员工绿色行为，其中对消费者/产品的责任、诚信公正责任、环境责任三个维度显著正向影响员工绿色行为，环境责任影响最为显著，对员工负责任和慈善公益责任两个维度对员工绿色行为的影响不显著；企业社会责任感知显著正向影响组织认同，其中对消费者/产品的责任、诚信公正责任、环境责任三个维度显著正向影响组织认同，环境责任影响最为显著，对员工的责任和慈善公益责任两个维度对组织认同的影响不显著；组织认同显著正向影响员工绿色行为，且对志愿型和要求型员工绿色行为均存在显著性正向影响。组织认同在企业社会责任感知和员工绿色行为之间起中介作用，且中介效应的贡献率为39.87%。

6.2 管理启示

也就是说，企业社会责任感知对员工绿色行为不仅可以直接产生影响，还可以通过影响组织认同，进而影响员工绿色行为。

由此可见，企业在经营管理过程中，要想促进员工的绿色行为，可以从两方面着手：一是积极履行企业各个方面的社会责任；二是提升员工的组织认同感。

首先，企业应积极践行各个方面的社会责任，鼓励员工在工作中的绿色行为，例如企业对消费者负责、对生产的产品负责，成为一个诚信公正、令人尊敬信赖的企业，以此来建立企业核心的价值观，从情感归属上建立与员工的长久联系，进一步提高员工对企业的认同感，进而促使员工以积极的绿色行为回报企业。同时，企业积极履行环境责任对员工绿色行为的影响更为显著，所以企业在生产经营活动中既要通过一些手段措施降低对环境的不利影响，还要积极参与环境保护的活动，将环境保护作为员工工作的重要组成部分之一，通过建立环保决策与制度，制订环保行为规范，明确员工的环保责任，规范要求员工绿色行为，鼓励志愿型员工绿色行为。例如可以将员工的环保行为纳入环境绩效，举行与环保相关的培训活动，在工作场所张贴环保标语，定期举办环保心得分享会等，以促进员工绿色行为。

其次，企业应完善宣传与沟通渠道，让员工加入社会责任项目中。员工感知的企业社会责任与企业实际履行间还存在一定差异，因此，企业可以建立双向的宣传沟通机制，对自身履行的社会责任进行宣传与展示，要让员工清楚地知道企业是否履行过其社会责任，在其中具体承担了什么角色。

通过一定的宣传方式，如录制企业宣传纪录片、在权威报纸杂志刊登宣传、通过网络媒体举办宣传活动等，一方面能够起到美化企业形象、提高企业声誉的作用；另一方面也能够提高员工对组织的认同感。同时，管理者应该让企业所有员工都拥有平等参与企业社会项目的机会，让员工感受到自己作为企业团体中的一员对社会做出的贡献，以此提升员工的成就感和归属感，促进员工对组织的认同，激发员工的绿色行为。