員工感知的企業社會責任與反生產行為:基于親社會動機和內在動機的視角

， ，

(1.西安交通大學 管理學院，陜西 西安 710049； 2.過程控制與效率工程教育部重點實驗室，陜西 西安 710049； 3.西北工業大學 管理學院，陜西 西安 710072)

員工感知的企業社會責任與反生產行為:基于親社會動機和內在動機的視角

王娟1,2，張喆1,2，賈明3

(1.西安交通大學 管理學院，陜西 西安 710049； 2.過程控制與效率工程教育部重點實驗室，陜西 西安 710049； 3.西北工業大學 管理學院，陜西 西安 710072)

基于自我決定理論，本文對員工感知的企業社會責任與反生產行為之間的關系進行了深入研究，探討了親社會動機、內在動機在二者之間的中介作用，并進一步探究了倫理型領導在此過程中的調節作用。通過對405份調查問卷進行分析，結果表明：(1)員工企業社會責任感知與反生產行為顯著負相關；(2)親社會動機、內在動機均在員工企業社會責任感知與反生產行為之間起中介作用；(3)倫理型領導能夠增強員工企業社會責任感知與員工兩種動機(親社會動機、內在動機)之間的正向關系；(4)倫理型領導也能增強這兩種動機與反生產行為之間的負向關系；(5)研究進一步驗證了有調節的中介效應。上述研究結論為企業減少反生產行為提供了有益的實踐啟示。

企業社會責任；反生產行為；親社會動機；內在動機；倫理型領導

Abstract:Based on the self-determination theory, we explore the effect of CSR perception on CWB by examining the mediating effects of prosocial motivation and intrinsic motivation, and further hypothesize the moderation effect of ethical leadership in the process. Using the data from 405 questionnaires, the results reveal that: (1)CSR perception is negatively related to CWB; (2)prosocial motivation and intrinsic motivation both mediate the relationship between CSR perception and CWB; (3)ethical leadership positively moderates the relationship between CSR perception and their two kinds of motivations; (4)ethical leadership also moderates the relationship between those two kinds of motivations and CWB; (5)meanwhile, we also propose a moderated-mediation model. These findings mentioned above provide us potential practical values to help companies decrease their employees’ CWB.Keywords:CSR; counterproductive work behavior; prosocial motivation; intrinsic motivation; ethical leadership

1 引言

反生產行為是員工故意做出的損害組織或其成員利益的自發行為，由于其在組織中具有極高的普遍性和破壞性，目前已成為企業界和學術界關注的熱點問題。在美國，每年有33%至75%的員工出現欺詐、偷竊和怠工等行為，給企業造成的損失高達60至2000億美元。這種現象并不僅限于美國，在我國的企業中也普遍存在。調查顯示，經常在公款中報銷私人消費單據的員工占總調研人數的12%，在上班時處理私事的員工占8%，偷竊辦公用品的員工占5%，在工作時間脫崗、空崗、聊天和淘寶等現象更是層出不窮。

為減少這種行為的發生，學者們從不同研究視角出發，探究其前因和影響機制。本文從企業社會責任的角度出發，探究其對反生產行為的影響。企業社會責任(corporate social responsibility， CSR)是指企業在一定情境下，所采取的考慮了利益相關者期望和經濟、社會及環境等三重績效的一系列政策和活動[1]。以往很多學者從CSR動機、公司治理及消費者反應等視角出發探究二者之間的關系，而員工作為CSR實踐活動的參與者、執行者和觀察者，其行為如何受到CSR的影響卻并未得到學者們的足夠重視[2,3]。

目前企業社會責任對內部員工的影響研究多集中于員工態度方面，如組織認同和情感承諾[4]，也有學者開始關注CSR對工作行為的影響，如組織公民行為[5]，但是，CSR與反生產行為之間的關系還是一個研究空白。研究表明，影響反生產行為的因素包括組織倫理氛圍等，在功利性的倫理氛圍下，員工更可能從事反生產行為[6]。而企業通過履行社會責任營造了一種利他的組織氛圍，可能會減少員工的反生產行為。因此，本文首先探究CSR對反生產行為的影響。

如果CSR能夠減少員工的反生產行為，那么其內在的作用機制是什么？根據自我決定理論，親社會動機是指關心他人利益、并愿意為此投入精力的意愿[7]，內部動機是指從事某種工作是為了活動本身所體驗到的快樂和滿足[8]。本文認為員工感知的CSR，一方面可以通過增強員工的親社會動機，繼而減少不道德的反生產行為；另一方面也可以增強其內在動機，繼而減少偷懶等反生產行為。

除此之外，在員工CSR感知與反生產行為的作用機制之間是否存在著一定的邊界條件？領導作為企業履行社會責任的決策者和監督者，與員工有著密切的互動關系。在所有的領導類型中，本文選取倫理型領導，是由于員工對CSR的感知在很大程度上會受到企業倫理價值的影響，而倫理型領導對于塑造企業倫理價值、推動企業社會責任的履行具有重要意義。但是，CSR方面的實證研究在很大程度上忽視了企業領導者的道德觀在CSR實施過程中的作用[9]。因此，本文進一步探討倫理型領導在這一過程中的調節作用。

2 理論假設

2.1 企業社會責任與反生產行為

近年來，從微觀層面特別是從組織內部員工的視角，探究CSR對企業影響的研究越來越受到學者們的關注。目前對CSR與員工行為間關系的研究多是從以下幾個理論視角展開的—公平理論、需要層次理論和社會認同理論。結合CSR對員工態度和行為影響的相關研究，本文認為CSR能夠通過以下三種途徑減少員工的反生產行為：

(1)基于公平的視角。Rupp等[10,11]率先將CSR引入到微觀研究領域，認為員工會根據企業是否公平地對待自己、對待組織內的其他人以及組織外的其他利益相關群體來形成公平感知。研究表明，CSR能夠增強員工總體的公平感知[3]，而公平感知與反生產行為顯著負相關[12]。因此，員工CSR感知能夠減少其反生產行為。

(2)需求層次滿足的視角。當員工感知到企業是一個對社會負責的組織時，能夠滿足他們的安全需求、尊重需求、歸屬需求和自我實現需求[2]，繼而減少因需求得不到滿足而產生的反生產行為。

(3)通過社會認同的途徑。CSR有助于增強員工的組織認同感、組織自尊和情感承諾[3,5]，而這些均與反生產行為顯著負相關[13]。因此，當員工感知到企業履行社會責任時，會減少自身的反生產行為來維護組織帶給他們的認同感和自尊感。由此，提出假設：

H1員工CSR感知與反生產行為顯著負相關。

2.2 親社會動機與內在動機的中介作用

根據自我決定理論，親社會動機是一種內攝性、關注結果和未來導向的動機，而內在動機是一種自主性、過程導向和關注現在的動機[7]。一方面，盡管外部CSR主要是針對外部利益相關者實施的志愿行為，與員工自身利益并不直接相關，但企業所表現出的公平、信任和關懷等倫理特征，有助于構筑良好、公平的工作環境，提高員工對企業道德性的感知。根據自我決定理論，當員工感知到企業履行社會責任、重視外部利益相關者時，可通過情感認同和價值觀的一致性，對親社會動機進行自主調節[7]。因此，CSR能夠提高員工的親社會動機。

而親社會動機能夠減少員工的反生產行為。研究表明，被親社會動機所激勵的員工會更加積極地與周圍的人建立良好的關系，為自己創造和諧的工作環境，繼而提高員工的工作滿意度、主觀幸福感和組織公民行為等[14,15]。由于具有親社會動機的員工會更多地關注外部世界，重視他人的利益，會減少對組織或其成員利益造成損害的行為。因此，員工CSR感知能夠提高其親社會動機，繼而減少反生產行為。由此，提出假設：

H2a親社會動機在員工CSR感知與反生產行為之間起中介作用。

另一方面，CSR活動能夠讓員工感知到工作的意義，提升其內在動機，繼而減少反生產行為。研究表明，CSR對于滿足員工的工作意義需求具有潛在作用，企業通過履行社會責任，使員工感受到他們作為企業的一員也在為社會做貢獻，從而從工作中獲得意義和價值，提高其內在動機[16]。

而員工的內在動機可以減少其反生產行為。反生產行為出現的原因之一在于員工的內在動機不足，當員工在工作過程中不能感受到工作的樂趣時，就會產生偷懶、消極怠工等生產偏差行為。根據自我決定理論，當員工受內在動機激勵時，能夠從完成工作的過程中獲得滿足感和樂趣，在工作上投入更多的時間和努力，提高工作的效率和效果[7]，繼而減少反生產行為。由此，提出假設：

H2b內在動機在員工CSR感知與反生產行為之間起中介作用。

2.3 倫理型領導在第一階段的調節作用

根據自我決定理論，外部環境因素會影響到員工的動機。企業的CSR活動作為一種第三方公平，能否激發員工的兩種動機(親社會動機和內在動機)，還要受到企業內部領導類型的影響。因為企業的領導類型會影響到內部員工能否被公平對待(第一方公平)。倫理型領導包括公平、正直、員工導向、權力分享、任務澄清、倫理指導和可持續性關注等7個維度[17]。本文認為倫理型領導能夠增強員工CSR感知與兩種動機之間的關系。

其一，倫理型領導能夠增強員工CSR感知與親社會動機之間的正向關系。一方面，倫理型領導能夠公平地對待員工，尊重和支持員工的需求，合理地分配組織資源，能夠使員工直接感受到企業會公平地對待自己(第一方公平)；另一方面，倫理型領導推崇和獎勵道德行為，關注環境的可持續發展，使員工感受到企業會公平地對待外部利益相關者(第三方公平)。因此，在倫理型領導水平較低的企業中，當員工感知到企業外部的CSR時，可能會懷疑企業實施CSR的動機，認為企業偽善，繼而產生較低水平的親社會動機；而在倫理型領導水平較高的企業中，當員工感知到企業外部的CSR時，會認為企業是出于利他動機、內外一致地履行社會責任，從而產生較高水平的親社會動機。

其二，倫理型領導能夠增強員工CSR感知與內在動機之間的正向關系。根據自我決定理論，環境因素分為信息性、控制性與去動機性三種類型[18]。倫理型領導推崇權力分享和開放式溝通，聽取下屬的意見，并鼓勵下屬參與決策，為下屬提供了一種信息型的環境類型，能夠增強下屬的勝任感，繼而增強員工CSR感知與內在動機之間的關系。同時，企業對外履行CSR，對內采取倫理型領導方式，為員工提供了一種安全的外部環境，會增強其內部動機[18]。由此，提出假設：

H3a倫理型領導能夠增強員工CSR感知與親社會動機之間的正向關系。

H3b倫理型領導能夠增強員工CSR感知與內在動機之間的正向關系。

2.4 倫理型領導在第二階段的調節作用

根據個體-環境匹配理論，員工的態度和行為取決于員工與環境之間屬性的一致性。個體-環境的匹配包含兩種模式：(1)補充性匹配(supplementary fit)，即組織或個體具有相似或匹配的特征；(2)互補性匹配(complementary fit)，即組織中所缺乏的特征剛好被員工的優點所彌補，或者員工所缺乏的屬性剛好被組織中的優勢所彌補[19]。雖然有研究表明，員工的親社會動機與工作績效和角色外行為等結果變量正相關，但也有研究得出了不一致的結論[20]。當有親社會動機的員工，遇到較高水平的倫理型領導時，作為一種補充性匹配，能夠增強員工感知到的價值觀的一致性，從而進行整合調節，加強親社會動機對反生產行為的削弱作用。

根據個體-環境匹配理論，當有內在動機的員工，遇到較高水平的倫理型領導時，此時作為一種互補性匹配，也能夠增強內在動機對反生產行為的削弱作用。具有內在動機的員工享受工作本身的樂趣和挑戰性，會較少地出現偷懶等生產偏差行為。而倫理型領導明確地向下屬傳達道德行為標準，為企業營造了一種倫理型的組織氛圍[21]，加強了對具有內在動機的員工的道德約束，從而使其減少不道德的反生產行為。由此，提出假設：

H4a倫理型領導能夠增強親社會動機與反生產行為之間的負向關系。

H4b倫理型領導能夠增強內在動機與反生產行為之間的負向關系。

2.5 倫理型領導在整個模型中的調節作用

在以上的論述中，本文假定：(1)親社會動機在員工CSR感知與反生產行為之間起著中介的作用；(2)倫理型領導會強化員工CSR感知與親社會動機之間的正向關系(調節第一階段的影響)，同時會增強親社會動機對反生產行為的削弱作用(調節第二階段的影響)。根據這些假定，可以進一步推論，倫理型領導水平越高，親社會動機在員工CSR感知與反生產行為之間所起的中介效應就越強。同理，也可以推論，倫理型領導水平越高，內在動機在員工CSR感知與反生產行為之間所起的中介效應就越強。由此，提出假設：

H5a倫理型領導能夠增強親社會動機在員工CSR感知與反生產行為之間所起的中介作用。

H5b倫理型領導能夠增強內在動機在員工CSR感知與反生產行為之間所起的中介作用。

綜合以上分析，本文的理論框架如圖1所示。

圖1 研究框架

3 研究設計

3.1 研究樣本與數據收集

為了保證研究的適用性，本文選取那些積極從事CSR活動的企業，以準確獲得員工對CSR的感知水平。所以，本文選擇的調研樣本主要考慮“中國CSR排行榜”百強企業，樣本來源于某大型電力企業的56家分公司以及高校的MBA人員，調研對象選擇的地域分布于陜西、山東、江蘇、上海、福建、湖北和安徽等多個省份，包括西安、濟南、上海、北京和廈門等56個城市。

為了降低潛在的同源方差，本文分兩個時間點完成問卷收集。在時間點1向員工發放用于測量員工CSR感知、倫理型領導、親社會動機和內在動機等變量的第一批問卷，在兩個星期后的時間點2發放用于測量反生產行為等變量的第二批問卷。從2015年5月到12月開始正式發放和回收問卷。本次調研過程中共收到423份問卷，剔出數據缺失嚴重的問卷，最后收到有效問卷405份，有效回收率95.74%。在405個有效被試中，女性占33.25%，78.22%以上的員工接收過本科及以上教育。

3.2 研究工具

本文量表均采用Likert-5點量表設計，1表示完全不贊同，5表示完全贊同。

員工CSR感知：采用Vlachos等[4]的量表，共包含4個題項，如“我所在的組織支持公益事業”等。該量表的內部一致性為0.938。

倫理型領導：采用Brown等[22]的量表，共包含10個題項，如“我的領導處罰違反道德標準的員工”等。該量表的內部一致性為0.883。

親社會動機：采用Grant[7]的量表，共包含5個題項，如“我樂意參與那些能夠為他人帶來益處的工作”等。該量表的內部一致性為0.951。

內在動機：采用Grant[7]的量表，共包含4個題項，如“我工作是因為所從事的工作很有趣”等。該量表的內部一致性為0.830。

反生產行為：采用Yang和Diefendorff[23]編制的針對香港地區的適用于中國情景的二維量表，如“在工作時間偷懶”等。該量表的內部一致性為0.971。

控制變量：為避免一些無關變量混淆變量間的關系，本文控制了性別、年齡和學歷。

4 研究結果

4.1 共同方法偏差分析

為了避免同源樣本方差問題，本文首先是在數據收集時采用分時點的縱向設計。其次，本文進一步采用Harman單因素檢驗法和控制非可測潛在因子影響法對研究可能存在的共同方法偏差進行檢驗。Harman單因素檢驗結果表明，該單因子模型的擬合情況很不理想(χ2=12479.60，df=703，χ2/df=17.75，p<0.01，RMSEA=0.20，CFI=0.29，TLI=0.23)，說明本文的共同方法偏差并不嚴重。控制非可測潛在因子影響法的結果表明，加入共同方法偏差潛變量的模型各項擬合指標改變在0.001～0.002之間，改變并不顯著；比較兩個模型的自由度和卡方值差異發現，兩模型自由度df增加了4，而χ2只增加了8.26，小于0.01水平時χ2的臨界值13.28。這也在一定程度上說明共同方法偏差并沒有對模型中的變量關系造成顯著影響。

4.2 區分效度分析

本文通過驗證性因子分析(CFA)檢驗了五個潛變量的區分效度，并將擬合指數進行比較。結果表明，五因子模型吻合得比較好(χ2=1979.12，df=692，χ2/df=2.86，p<0.01，RMSEA=0.075，CFI=0.93，TLI=0.91)，且五因子模型中的六個擬合指標明顯優于其他四個模型，初步證明了這五個潛變量是不同的構念。

4.3 描述性統計分析

本文的描述性統計分析結果表明，員工CSR感知與反生產行為顯著負相關(r=-0.20，p<0.01)，同時，員工CSR感知與親社會動機顯著正相關(r=0.46，p<0.01)，與內在動機也顯著正相關(r=0.32，p<0.01)；親社會動機與反生產行為顯著負相關(r=-0.17，p<0.01)，內在動機與反生產行為顯著負相關(r=-0.25，p<0.01)，為假設提供了初步的數據支持。

4.4 假設檢驗

本文主要采用層次回歸法來進行假設的檢驗。

主效應：H1提出員工CSR感知對反生產行為具有顯著的負向影響，層次回歸的結果列在表1中。從表1可以看到，員工CSR感知對反生產行為(β=-0.23，p<0.01)具有顯著的負向影響，支持了H1。

注：男=1；女=2；*p<0.05，**p<0.01。下同。

中介效應：根據Baron和Kenny[24]建議的步驟，來驗證中介作用。由表1可以看到，員工CSR感知對反生產行為具有顯著的負向影響(β=-0.23，p<0.01)，對親社會動機具有顯著的正向影響(β=0.38，p<0.01)，在加入親社會動機后，員工CSR感知對反生產行為的影響顯著性下降(β=-0.17，p<0.05)，而親社會動機仍對反生產行為具有顯著的負向影響(β=-0.14，p<0.05)。由此得出：親社會動機在員工CSR感知與反生產行為之間起著部分中介作用，支持了H2a。同理可以得出：內在動機在員工CSR感知與反生產行為之間起著部分中介作用，支持了H2b。

由于Baron和Kenny的中介效應檢驗標準具有局限性，本文進一步運用Sobel方法來檢驗中介效應的顯著性[25]。分析結果表明，親社會動機在員工CSR感知與反生產行為之間起著顯著的中介作用(Z=-3.09，p<0.01)，同時，內在動機在員工CSR感知與反生產行為之間也起著顯著的中介作用(Z=-2.86，p<0.01)。因此，H2a和H2b得到了數據的進一步支持。

調節效應：為了消除共線性，在構造自變量和調節變量的乘積項時，將自變量和調節變量分別進行了標準化，如表2所示。從表2可以看出，員工CSR感知與倫理型領導之間的交互對親社會動機產生顯著的正向影響(β=0.08，p<0.01)，支持了H3a。同理，員工CSR感知與倫理型領導之間的交互對內在動機產生顯著的正向影響(β=0.06，p<0.05)，支持了H3b。親社會動機與倫理型領導之間的交互對反生產行為產生顯著的負向影響(β=-0.16，p<0.01)，支持了H4a。同理，內在動機與倫理型領導之間的交互對反生產行為產生顯著的負向影響(β=-0.10，p<0.05)，支持了H4b。

為了更直觀地認識倫理型領導在CSR感知與親社會動機之間的調節作用，根據Cohen等[26]推薦的程序，描繪了不同倫理型領導水平下員工CSR感知對親社會動機影響的差異，如圖2所示。

表2 調節效應的回歸分析結果

圖2 倫理型領導對員工CSR感知 與親社會動機的調節作用

有調節的中介效應：根據Edwards和Lambert[27]的建議，運用拔靴法(bootstrapping method)，分析在不同倫理型領導水平下，親社會動機和內在動機在員工CSR感知與反生產行為間所起的中介效應，分析結果列在表3和表4中。

由表3可以看到，員工CSR感知對反生產行為的間接影響(通過親社會動機)在倫理型領導水平低時不顯著(β=0.008，n.s.)，而在倫理型領導水平高時則顯著(β=-0.134，p<0.05)，且二者的差異顯著(Δβ=-0.141，p<0.05)。因此，支持了H5a。同理，由表4可以得出，倫理型領導增強了內在動機在員工CSR感知與反生產行為間所起的中介作用，支持了H5b。

表3 有調節的中介效應分析(親社會動機為中介變量)

表4 有調節的中介效應分析(內在動機為中介變量)

5 研究討論及結論

本文基于自我決定理論，探討了員工CSR感知對反生產行為的影響及其作用機制，分析了親社會動機和內在動機在以上關系中所起的中介作用，并基于個體-環境匹配理論，進一步驗證了倫理型領導在整個模型中的調節作用。研究結果表明：

(1)員工CSR感知與反生產行為顯著負相關；(2)親社會動機、內在動機均在員工CSR感知與反生產行為間起中介作用；(3)倫理型領導能夠增強員工CSR感知與員工兩種動機之間的正向關系；(4)倫理型領導能夠增強員工的兩種動機與反生產行為之間的負向關系；(5)本文提出了一個被調節的中介模型。這一研究結論對員工CSR感知如何減少員工的反生產行為提供了新的視角。

5.1 理論意義

首先，本文從企業社會責任的視角，探究了反生產行為的前因變量。一方面，從企業社會責任的視角來看，以往對CSR的研究多集中于宏觀領域，本文從微觀視角出發探究了CSR對員工反生產行為的影響，彌補了CSR對員工消級行為影響方面的研究不足；另一方面，從反生產行為的視角來看，本文從CSR的視角出發，為反生產行為的治理提供了新的思路。因此，本文的價值之一就在于從CSR的視角探究其對于反生產行為的影響，拓展了中國管理背景下企業社會責任與員工消極行為結果的認識。

其次，基于自我決定理論，從動機協同的角度探究員工CSR感知對反生產行為的影響，將親社會動機和內在動機引入到員工CSR感知與反生產行為間的作用機制中來。一方面，員工CSR感知會激發員工的親社會動機，使員工減少不道德的反生產行為；另一方面，員工CSR感知能讓員工感受到工作的意義，增強內在動機，繼而減少偷懶等反生產行為。這在一定程度上揭示了員工CSR感知影響反生產行為的“黑箱”。

最后，基于自我決定理論和個體-環境匹配理論，進一步探究了倫理型領導在整個模型中的調節作用。根據自我決定理論，企業對外的CSR活動是否引發員工的兩種動機還要取決于企業內部的領導類型，本文從倫理型領導的視角探究了員工CSR感知與員工動機之間關系的邊界條件。同時，根據個體-環境匹配理論，進一步探究了倫理型領導在第二階段的調節作用。

5.2 實踐意義

企業中的反生產行為普遍存在，如何調動員工的工作積極性，減少反生產行為，是每個企業都面臨的重要問題。本研究結果給管理者提供重要啟示：企業履行社會責任能夠激發員工的親社會動機和內在動機，繼而減少他們的反生產行為。在企業實際的管理中，要想減少員工的反生產行為，就應該履行社會責任、構建負責任的組織環境，如積極參與公益活動，鼓勵員工參與志愿服務等，讓員工體驗到企業的“責任感”等。此外，企業在履行對外的社會責任時，也不能忽略企業內部的倫理型領導方式，領導者通過權力分享、任務澄清和倫理指導等方式，公平地對待員工，使員工感受到企業內外是在言行一致地履行社會責任，進而盡可能地降低員工的反生產行為。

5.3 局限性和未來研究方向

由于研究背景的限制，本文存在以下幾方面的局限性：(1)盡管本文在研究設計時采用分時段的數據收集方式以減少同源樣本方差的影響，但同一來源的測量方法無法從根本上避免這一問題，因此，未來的研究應考慮采用不同來源的數據。(2)本文主要是從員工感知的角度對CSR進行測量，雖然從個體感知的角度來評價CSR對員工行為的影響也是非常有意義的，但仍然并非是企業真實的CSR數據。因此未來研究可以繼續探討企業實際的CSR與員工感知的CSR分別對員工行為的不同影響。(3)CSR對員工態度和行為的影響路徑是多種多樣的，后續的研究可以從不同理論視角出發探究其作用機制。

[1] Aguinis H, Glavas A. What we know and don’t know about corporate social responsibility a review and research agenda[J]. Journal of Management, 2012, 38(4): 932- 968.

[2] Bauman C W, Skitka L J. Corporate social responsibility as a source of employee satisfaction[J]. Research in Organizational Behavior, 2012, 32: 63- 86.

[3] De Roeck K, Marique G, Stinglhamber F, et al.. Understanding employees’ responses to corporate social responsibility: mediating roles of overall justice and organizational identification[J]. The International Journal of Human Resource Management, 2014, 25(1): 91-112.

[4] Vlachos P A, Panagopoulos N G, Rapp A A. Employee judgments of and behaviors toward corporate social responsibility: a multi-study investigation of direct, cascading, and moderating effects[J]. Journal of Organizational Behavior, 2014, 35(7): 990-1017.

[5] 劉遠,周祖城.員工感知的企業社會責任, 情感承諾與組織公民行為的關系——承諾型人力資源實踐的跨層調節作用[J].管理評論,2015,27(10):118-127.

[6] 劉文彬,井潤田.組織文化影響員工反生產行為的實證研究——基于組織倫理氣氛的視角[J].中國軟科學,2010,(9):118-129.

[7] Grant A M. Does intrinsic motivation fuel the prosocial fire? Motivational synergy in predicting persistence, performance, and productivity[J]. Journal of Applied Psychology, 2008, 93(1): 48-58.

[8] Ryan R M, Deci E L. Self-determination theory and the facilitation of intrinsic motivation, social development, and well-being[J]. American Psychologist, 2000, 55(1): 68-78.

[9] Angus-Leppan T, Metcalf L, Benn S. Leadership styles and CSR practice: an examination of sensemaking, institutional drivers and CSR leadership[J]. Journal of Business Ethics, 2010, 93(2): 189-213.

[10] Rupp D E, Ganapathi J, Aguilera R V, et al.. Employee reactions to corporate social responsibility: an organizational justice framework[J]. Journal of Organizational Behavior, 2006, 27(4): 537-543.

[11] Rupp D E. An employee-centered model of organizational justice and social responsibility[J]. Organizational Psychology Review, 2011, 1(1): 72-94.

[12] Bennett R J, Robinson S L. The development of a measure of workplace deviance[J]. Journal of Applied Psychology, 2000, 85(3): 349-360.

[13] 張永軍,廖建橋,趙君.國外反生產行為研究回顧與展望[J].管理評論,2012,24(7):82-90.

[14] De Dreu C K W, Nauta A. Self-interest and other-orientation in organizational behavior: implications for job performance, prosocial behavior, and personal initiative[J]. Journal of Applied Psychology, 2009, 94(4): 913-926.

[15] Grant A M, Berry J W. The necessity of others is the mother of invention: intrinsic and prosocial motivations, perspective taking, and creativity[J]. Academy of Management Journal, 2011, 54(1): 73-96.

[16] Rosso B D, Dekas K H, Wrzesniewski A. On the meaning of work: a theoretical integration and review[J]. Research in Organizational Behavior, 2010, 30: 91-127.

[17] Kalshoven K, Den Hartog D N, De Hoogh A H B. Ethical leadership at work questionnaire(ELW): development and validation of a multidimensional measure[J]. The Leadership Quarterly, 2011, 22(1): 51- 69.

[18] 張劍,張建兵,李躍.促進工作動機的有效路徑:自我決定理論的觀點[J].心理科學進展,2010,18(5):752-759.

[19] Cable D M, Edwards J R. Complementary and supplementary fit: a theoretical and empirical integration[J]. Journal of Applied Psychology, 2004, 89(5): 822- 834.

[20] 張旭,樊耘,黃敏萍,等.基于自我決定理論的組織承諾形成機制模型構建:以自主需求成為主導需求為背景[J].南開管理評論,2013,16(6):59- 69.

[21] Wu L Z, Kwan H K, Yim F H, et al.. CEO ethical leadership and corporate social responsibility: a moderated mediation model[J]. Journal of Business Ethics, 2015, 130(4): 819- 831.

[23] Yang J, Diefendorff J M. The relations of daily counterproductive workplace behavior with emotions, situational antecedents, and personality moderators: a diary study in Hong Kong[J]. Personnel Psychology, 2009, 62(2): 259-295.

[24] Baron R M, Kenny D A. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: conceptual, strategic, and statistical considerations[J]. Journal of Personality and Social Psychology, 1986, 51(6): 1173-1182.

[25] Sobel M E. Some new results on indirect effects and their standard errors in covariance structure models[J]. Sociological Methodology, 1986, 16: 159-186.

[26] Cohen J, Cohen P, West S G, et al.. Applied multiple regression/correlation analysis for the behavioral sciences[M]. Hillsdale NJ: Lawrence Erlbaum Associates, 2003.

[27] Edwards J R, Lambert L S. Methods for integrating moderation and mediation: a general analytical framework using moderated path analysis[J]. Psychological Methods, 2007, 12(1): 1-22.

TheResearchontheRelationshipbetweenEmployees’PerceivedCorporateSocialResponsibilityandCounterproductiveWorkBehavior:FromProsocialMotivationandIntrinsicMotivationPerspective

WANG Juan1,2, ZHANG Zhe1,2, JIA Ming3

(1.SchoolofManagement,Xi’anJiaotongUniversity,Xi’an710049,China; 2.KeyLaboftheMinistryofEducationforProcessControl&EfficiencyEngineering,Xi’an710049,China; 3.SchoolofManagement,NorthwesternPolytechnicalUniversity,Xi’an710072,China)

F272.92

A

1003-5192(2017)05- 0008- 07

10.11847/fj.36.5.8

2016- 09-25

國家自然科學基金資助項目(71672139,71272002,71302065)；陜西省留學人員科技活動擇優資助項目(18920004)；陜西省高校人文科學青年英才支持計劃資助項目(201609250002)