環境知識對員工綠色行為的影響
——蓄電池企業的實證

胡意平,余 敬

(中國地質大學(武漢) 經濟管理學院,湖北 武漢 430074)

1 引言

社會經濟與技術的快速發展、工業生產與人類經濟活動的活躍,導致了嚴重的環境污染和資源消耗問題。近年來,氣候變暖、生態系統退化等

環境問題受到了公眾的高度關注[1,2]，而企業作為社會結構的主體之一,應積極承擔社會責任,在追求經濟利益的同時重視環境的可持續發展。企業為了環境可持續發展做出的活動稱為“綠色實踐”,員工做出的與企業可持續發展目標一致的行為被稱為“綠色行為”[3]。D′Mello等[4]對635家企業的6000多項綠色活動進行了研究,結果表明絕大多數組織的綠色實踐依賴于員工的綠色參與。員工的綠色行為,即員工在組織內參與或做出的有利于環境可持續發展的可測行為包括可持續性工作方式、節約資源、避免環境傷害、倡導綠色行為、積極參加環保活動[5],是當前可持續發展理念倡導下不可忽視的重要研究話題。

綜觀前人對員工綠色行為的研究,主要集中在影響因素或預測因子上,具體分為三類:個體心理層面因素[6,7]、領導風格因素[8,9]、組織層面因素[10,11]。然而,隨著環境教育普及性和重要性的提高,針對環境知識對員工綠色行為的影響研究卻較少。國家實施環境教育的目的就是為了使公眾獲得環境相關知識,塑造其環境保護行為[12]。早在1986年,Hines等[13]在計劃行為理論的基礎上提出了負責任的環境行為模型,驗證了環境知識對環境行為的影響,后來又提出了環境知識對環境行為的影響必須考慮情境因素。之后，少數學者研究了環境知識對員工綠色行為的影響[14,15],但他們在研究模型中都將環境知識作為附屬影響因素,缺乏針對環境知識對員工綠色行為的具體影響研究,同時也沒有考慮到組織層面的情境因素。此外,個體間環境知識共享也是一種重要的知識傳遞方式。本文將以環境知識和環境知識共享為主因素,在考慮組織情境的條件下加入組織綠色支持感知調節變量,構建影響員工綠色行為的理論模型,以期進一步拓展環境知識、環境知識共享、綠色行為意愿和員工綠色行為之間關系的理論研究,為企業提高員工綠色行為提供理論框架和實踐建議。

2 理論基礎與假設推演

2.1 環境知識與員工綠色行為

前人對環境知識的定義有很多,整體表現出的特點是對環境常識知識的掌握和對環境問題現狀的了解。本文采取整合經典概念的方式來全面定義環境知識,即環境知識是指個體辨識與環境保護相關的概念、常識和行為模式的能力[16],以及對環境問題現狀、問題解決方案的了解程度[17]。在前人的研究成果中,客觀環境知識和主觀環境知識是學者們最經常引用的維度劃分方式[12,18,19]?？陀^環境知識是指個體對環境相關的議題、常識知識等的掌握程度,主觀環境知識則是個體感知到的自我對環境相關的產品、問題現狀和解決方案的了解程度[20]，本文將引用此二維度進行劃分。

企業員工環境知識的來源不局限于工作前在學校受到的環境教育和社會媒介傳播,還有企業提供的環境教育培訓和同事之間的知識分享。有學者針對企業管理者進行了研究,認為管理者如果對環境常識了解越多,就越能夠促進其表現綠色行為,如規定綠色生產工序、提倡節約資源等[14,21]。其他學者則關注企業所有崗位的員工。如Julie、Damian[15]對澳大利亞5個組織的員工進行了問卷調查,驗證了環境知識對員工綠色行為的正向影響;虞佳麗[22]聚焦于污染型企業員工,以一家石化公司的員工為代表樣本,得出了環境知識與綠色行為之間的積極關系。綜上可知,員工的環境知識對綠色行為具有積極的預測作用,因此提出以下假設:H1——員工的環境知識對其綠色行為呈正向影響;H1a——員工的客觀環境知識對其綠色行為呈正向影響;H1b——員工的主觀環境知識對其綠色行為呈正向影響。

2.2 環境知識共享與員工綠色行為

知識共享是鞏固舊知識學習新知識的一種方式。對知識共享的概念,許多學者提出了自己的觀點,將其歸納可得出以下幾種類型:基于知識轉化的共享、基于組織學習的共享、基于溝通的共享等。結合李廣培、吳金華[23]研究成果中知識共享的概念,本文將員工環境知識共享定義為:環境知識所有者通過媒介或其他方式分享環境相關的常識和觀點的一種溝通過程,包括顯性環境知識共享和隱性環境知識共享。顯性環境知識共享是指共享客觀存在的,可通過文檔、數據、模型等形式向他人明確表達的環境知識,隱性環境知識共享是指共享高度個性化且難以規范化的經驗類和技巧類環境知識。

前人對員工知識共享的研究大都集中在影響因素的研究[24-26],而對后果變量,眾多學者驗證了員工知識共享對其創新行為的促進作用[27-31],他們認為個體之間的知識共享,不僅可加快知識積累的速度,還可產生新的知識。同樣,員工之間如果分享環境知識,則會產生相應的環境行為。如李廣培、吳金華[23]通過對企業技術研發人員的研究發現,員工之間的綠色知識共享促進了其綠色創新行為。綜上所述,本文認為環境知識共享是員工綠色行為的預測因子之一。提出以下假設:H2——員工的環境知識共享對其綠色行為呈正向影響;H2a——員工的顯性環境知識共享對其綠色行為呈正向影響;H2b——員工的隱性環境知識共享對其綠色行為呈正向影響。

2.3 綠色行為意愿的中介作用

由Ajzen[32]提出的計劃行為理論可知,所有對行為產生影響的因素都可通過行為意愿來間接影響實際行為。該理論的中心思想是個體態度、主觀規范、知覺行為控制會影響個體的行為意愿,隨即個體的行為意愿會影響實際行為,其中的行為意愿是指個體采取某特定行為的傾向程度。已有研究結果表明，行為意愿是實際行為的預測因子[33,34],因此提出以下假設:H3——員工的行為意愿對其綠色行為呈正向影響。

在綠色行為研究的領域中,眾多學者基于計劃行為理論來驗證前因變量、行為意愿與綠色行為三者之間的關系：行為意愿在員工的環境態度和綠色行為之間起中介作用[7];企業的綠色組織文化通過激發員工的綠色行為意愿進而使其做出綠色行為[11];員工的環境知識與意識通過影響行為意愿影響其綠色行為[14]等。由此可知,在很多情況下行為意愿是行為產生的基礎,個體對環境知識的掌握會使其對環境現狀和環境問題有更加理性的思考,形成綠色行為意愿,進而促進其真正做出綠色行為。因此,提出以下假設:H4——員工的環境知識對其綠色行為意愿呈正向影響;H4a——員工的客觀環境知識對其綠色行為意愿呈正向影響;H4b——員工的主觀環境知識對其綠色行為意愿呈正向影響;H5——綠色行為意愿在環境知識和員工綠色行為之間起中介作用;H5a——綠色行為意愿在客觀環境知識和員工綠色行為之間起中介作用;H5b——綠色行為意愿在主觀環境知識和員工綠色行為之間起中介作用。

知識共享本質上是一種互動活動,在適當的時候與同事分享有關環境的知識,有助于激發員工綠色行為的動機,促進綠色行為的產生。從分享目的而論,本質上環境知識共享是個人綠色素養的體現,分享越多意味著越高的綠色素養,從而會有更高的綠色行為意愿,產生綠色行為;從分享過程而論,分享者向同事描述或示范環境知識的過程,會潛在地加強其環保意識,更能促使分享者自愿將工作場所中的行為綠色化;從分享結果而論,個體向他人分享了環境知識,自身會有一定的成就感,同時如果能得到他人環境知識的反饋,不僅可為個體增加環境知識,還能加強其做出綠色行為的意愿。李廣培、吳金華[23]通過實證研究指出,企業技術人員的綠色知識共享對其綠色創新意愿具有積極作用,該結論為本研究奠定了一定的理論基礎。因此,提出以下假設:H6——員工的環境知識共享對其綠色行為意愿呈正向影響;H6a——員工的顯性環境知識共享對其綠色行為意愿呈正向影響;H6b——員工的隱性環境知識共享對其綠色行為意愿呈正向影響;H7——綠色行為意愿在環境知識共享和員工綠色行為之間起中介作用;H7a——綠色行為意愿在顯性環境知識共享和員工綠色行為之間起中介作用;H7b——綠色行為意愿在隱性環境知識共享和員工綠色行為之間起中介作用。

2.4 環境知識共享的中介作用

前人大多數都驗證了知識共享在兩個變量間起到的中介作用,如組織氛圍感知和創新行為[27]、企業綠色協同和創新行為[30]、共享領導和創新行為[31]。對員工所具備的環境知識,若知識水平越高,員工跟他人分享知識的可能性會越大[14],環境知識共享的過程可潛在地提升員工的環境意識,起到激發綠色行為意愿的作用。基于以上理論分析,本研究認為員工的高環境知識水平會促進其知識共享,同時也可通過該共享過程來產生綠色行為意愿,因此提出以下假設:H8——員工的環境知識對其環境知識共享呈正向影響;H8a——員工的客觀環境知識對其顯性環境知識共享呈正向影響;H8b——員工的客觀環境知識對其隱性環境知識共享呈正向影響;H8c——員工的主觀環境知識對其顯性環境知識共享呈正向影響;H8d——員工的主觀環境知識對其隱性環境知識共享呈正向影響;H9——環境知識共享在環境知識與綠色行為意愿之間起中介作用;H9a——顯性環境知識共享在客觀環境知識與綠色行為意愿之間起中介作用;H9b——顯性環境知識共享在主觀環境知識與綠色行為意愿之間起中介作用;H9c——隱性環境知識共享在客觀環境知識與綠色行為意愿之間起中介作用;H9d——隱性環境知識共享在主觀環境知識與綠色行為意愿之間起中介作用。

2.5 組織綠色支持感知的調節作用

計劃行為理論主要關注個體的心理影響因素,缺乏對行為產生背景的考慮[7,35],而組織內部的環境會影響員工行為的產生動機,因此本文考慮組織綠色支持感知這一情景因素來研究其調節作用。組織支持感知是在社會交換理論的基礎上發展而來的。該理論的基本原則是互惠,交換的雙方都能獲利[36]。從企業整體的角度來看,制度、領導和員工共同構成了組織。寶貢敏、劉梟[37]基于這一角度將組織支持感知劃分為來自組織、上級和同事的支持,本文參考這一研究成果來定義組織綠色支持感知。即員工感受到的來自組織綠色環境政策、領導、同事對綠色行為的倡導、支持、鼓勵程度的總體認知和看法。

圖1 研究理論模型

根據社會交換理論可知,當員工感受到組織政策、領導和同事對綠色行為的支持時,出于互惠原則考慮他們會有更強烈的綠色行為意愿。已有學者基于該理論證實了組織支持感知對員工綠色行為意愿和綠色行為的積極作用,如王建國、杜宇[38]提出了員工組織綠色支持感知正向影響其綠色行為意愿的模型；Vincent等[7]證實了領導綠色支持感知對大學員工綠色行為意愿的積極影響；Paille & Boiral[39]、Paille & Mejia-Morelos[40]、Paille等[41]通過研究證實了組織綠色支持感知對員工綠色行為的正向作用。此外,學者們還分別證實了不同來源的支持感知對綠色行為的影響,如組織環境政策感知對員工綠色行為的積極影響[34,42,43];領導支持感知對員工綠色行為的積極影響[7,39,43,44];同事支持感知對員工綠色行為的積極影響[3,34]。同樣,員工從環境知識共享到綠色行為意愿的轉化過程中如果感受到組織的綠色支持,員工環境知識的分享意愿會受到一定的積極影響,該轉化過程也會相應地發生變化。因此,本文提出以下假設:H10——組織綠色支持感知在環境知識共享與綠色行為意愿之間起到調節作用;H10a——組織綠色支持感知在顯性環境知識共享與綠色行為意愿之間起到調節作用;H10b——組織綠色支持感知在隱性環境知識共享與綠色行為意愿之間起到調節作用。根據以上理論基礎和假設,可得到本文的研究理論模型,見圖1。

3 研究設計

3.1 量表設計

本文基于前人的成熟量表,根據研究變量的內涵,進行細微調整和題項選取。在量表的測量方式上,客觀環境知識屬于客觀題,因此為題項設置三個答案,分別是“錯誤、不了解、正確”,其他變量的題項均采取李克特5級量表進行測量。主要包括:①環境知識?？陀^環境知識借鑒洪大用[45]編制的量表,結合實際主題選取8個測量題項,如“汽車尾氣會對人體健康造成威脅”;主觀環境知識借鑒Naz、Avinandan[19]編制的量表,結合實際主題選取4個測量題項,如“我比較了解環境問題的現狀”。②環境知識共享。環境知識共享借鑒Bock[46]編制的“知識共享量表”,該量表包含了對顯性知識共享和隱性知識共享的測量。通過加入環境因素,最終得到8個測量題項,其中4道題用來測量顯性環境知識共享,如“我有在工作中跟同事分享生活中的環境常識知識”;4道題用來測量隱性環境知識共享,如“我有在工作中跟同事探討造成環境問題的原因”。③綠色行為意愿。采用Ali等[14]研究中“員工綠色行為意愿”量表,結合中國組織員工的特征,最終得到4個測量題項,如“我愿意將環境因素考慮到我的工作中”。④組織綠色支持感知。本文定義組織綠色支持感知來源于三個方面,分別是組織環境政策、上級綠色支持和同事綠色支持,題項借鑒Nicolas[43]、David[47]研究中的量表,基于研究主題進行題項選擇,最終得到6個測量題項,如“我們公司內部有鼓勵保護環境、節約資源的相關政策或倡導”。⑤員工綠色行為。本文定義員工綠色行為包括可持續性工作方式、節約資源、避免環境污染、綠色行為倡導和積極參加環保型活動,因此量表將涵蓋這些內容。借鑒Laura等[6]編制的量表,基于研究主題最終得到9個測量題項,如“在工作條件允許的情況下,我都盡量節約用紙,如雙面打印等”。

3.2 小樣本測試

為了保證本文量表的質量,在正式發放問卷前進行小樣本測試。從58份有效員工問卷數據分析的結果來看,客觀環境知識、主觀環境知識、顯性環境知識共享、隱性環境知識共享、綠色行為意愿、組織綠色支持感知、員工綠色行為量表的Cronbach′s Alpha系數分別為0.645、0.783、0.872、0.908、0.773、0.877、0.781,各量表的信度均滿足要求(0.6

3.3 正式樣本選擇與數據收集

本研究聚焦于研究蓄電池企業員工的綠色行為。該類企業具有高消耗、高污染的特點,體現了員工綠色行為的重要性。超威集團是我國較大的鉛酸蓄電池供應商,不管是在原料選取、廢物排放控制還是后期電池回收和拆解上,若處理不當,都會給環境帶來嚴重污染。該集團在順應國家綠色能源倡導,致力于發展新能源電池。基于此,本文將超威集團作為代表性企業,研究其員工的綠色行為。

本文采取網絡發放的方式收集問卷數據,最終得到313份有效問卷,符合問卷數量在問卷題項(39題)5—15倍的原則。調查對象中，女性占58.1%,男性占41.9%;年齡主要集中在26—50歲之間,占比89.2%;受教育程度分別為：高中占比68.4%、大專占比17.3%、本科占比13.1%;在員工類別上,管理人員占比36.4%、技術人員占比23%、生產工人占比40.6%,能較好地反映整個集團的員工分布狀況。

4 實證分析與假設檢驗

4.1 信度分析

本文采用克朗巴哈系數(Cronbach′s α)對問卷數據進行信度檢驗,衡量問卷的內部一致性和可靠程度。由信度分析結果可知,客觀環境知識、主觀環境知識、顯性環境知識共享、隱性環境知識共享、綠色行為意愿、組織綠色支持感知、員工綠色行為量表的Cronbach′s Alpha系數分別為0.614、0.755、0.908、0.885、0.835、0.905、0.913,各量表的信度滿足要求(0.6

4.2 驗證性因子分析

測量模型通過剔除影響模型擬合度和因子載荷偏低的題項后,通過AMOS 23.0軟件進行驗證性因子分析,結果見表1。測量模型的χ2/df值在1—3之間,GFI、AGFI、CFI值在0.9以上,RMSEA值在0.08以下,綜上各指標達標情況,可認為本研究量表具有較好的結構效度。

表1 量表驗證性因子分析結果

注:KHZ代表客觀環境知識;ZHZ代表主觀環境知識;XZG代表顯性環境知識共享;YZG代表隱性環境知識共享;LXY代表綠色行為意愿;YLX代表員工綠色行為。

4.3 模型整體適配度分析

良好的模型適配度是結構方程分析的必要條件。由圖2的模型適配度分析結果可知,模型的χ2/df =2.617,小于3;GFI=0.867、IFI=0.912、TLI=0.896、CFI=0.912,大部分大于0.9;RMR=0.048,小于0.05;RMSEA=0.072,小于0.08。以上結構方程模型的擬合指數大部分滿足模型適配要求,雖然TLI、GFI不接近0.9的臨界值,但仍然符合Baumgartner[48]、Doll[49]建議的0.8以上的水準。綜合上述指標值,本文的整體模型適配度良好。

圖2 結構方程模型

4.4 路徑分析

本文主要采用AMOS 23.0軟件對結構方程模型進行了路徑分析,以檢驗變量之間的關系,結果見表2。

表2 路徑分析結果

注:*表示p<0.1,**表示p<0.05,*** p<0.01。

從路徑分析結果可見,客觀環境知識、主觀環境知識對綠色行為的影響不顯著(H1不成立);顯性環境知識共享、隱性環境知識共享對綠色行為有顯著的正向影響(H2成立);綠色行為意愿對綠色行為有顯著的正向影響作用(H3成立);客觀環境知識、主觀環境知識、顯性環境知識共享、隱性環境知識共享對其綠色行為意愿有顯著的正向影響(H4、H6成立);員工的客觀環境知識對其環境知識共享沒有顯著的正向作用,主觀環境知識對其環境知識共享有顯著的正向作用(H8部分成立)。

4.5 中介與調節作用分析

綠色行為意愿與環境知識共享的中介作用分析:本文的中介作用分析采用MacKinnon[50]提出的bootstrap方法,若置信區間中不包含0,則意味著中介效用存在。從表3可知,客觀環境知識、主觀環境知識、顯性環境知識共享、隱性環境知識共享在檢驗中的間接效果都顯著,說明存在中介作用。其中,客觀環境知識、主觀環境知識對員工綠色行為的直接作用不顯著,因此綠色行為意愿在中間起到完全的中介作用(H5成立);顯性環境知識共享和隱性環境知識共享對員工綠色行為的直接作用均顯著,因此綠色行為意愿在顯性環境知識共享、隱性環境知識共享和員工綠色行為之間起部分中介作用(H7成立)。按照同樣的原理,從表4和表5的中介分析結果可知,顯性環境知識共享在客觀環境知識與綠色行為意愿中的中介作用不存在,在主觀環境知識與綠色行為意愿中起部分中介作用(H9a不成立、H9b成立);隱性環境知識共享在客觀環境知識與綠色行為意愿之間的中介作用不存在,在主觀環境知識與綠色行為意愿之間起到部分中介作用(H9c不成立、H9d成立,H9部分成立)。

表3 綠色行為意愿中介作用bootstrap檢驗結果

表4 顯性環境知識共享中介作用bootstrap檢驗結果

表5 隱性環境知識共享中介作用bootstrap檢驗結果

組織綠色支持感知的調節作用分析:本文采用多層次回歸分析來驗證組織綠色支持感知在員工環境知識共享與綠色行為意愿之間的調節作用。從表6可知,模型1的數據分析結果顯示員工的受教育程度和年齡的差異會對其綠色行為意愿有顯著的影響(β=0.138,p<0.05;β=0.121,p<0.05)。模型4交互項對綠色行為意愿的顯著影響表示組織綠色支持感知調節作用的存在,即H8成立。在顯性環境知識共享與綠色行為意愿的積極關系中,組織綠色支持感知起到了正向調節作用(β=0.136,p<0.05),說明組織綠色支持感知促進了員工顯性環境知識共享到綠色行為意愿的轉化,H10a成立;在隱性環境知識共享與綠色行為意愿的積極關系中,組織綠色支持感知起到了負向調節作用(β=-0.170,p<0.05),說明員工感受到的組織綠色支持的作用大于隱性環境知識共享的作用,產生綠色行為意愿的原因變成了組織綠色支持感知的作用,組織綠色支持感知的存在削弱了員工隱性環境知識共享到其綠色行為意愿的轉化,H10b成立。

表6 組織綠色支持感知調節作用分析結果

注:*表示p<0.1；**表示p<0.05；*** p<0.01。

5 結論與啟示

5.1 結論

本文旨在研究環境知識、環境知識共享對綠色行為的影響,通過數據分析本文發現員工的環境知識水平不會直接正向影響其綠色行為(H1),而是需要通過先產生綠色行為意愿,再引起綠色行為(H3、H4、H5)。這可能是因為企業內部與其他環境不同,個體如果在家庭環境中做出綠色行為,直接受益的是自身,而工作場所的資源屬于公共資源,員工沒有責任也沒有義務必須做出綠色行為,因此即使員工的環境知識水平高,也不會導致其直接產生綠色行為,而是通過先有綠色行為意愿,再做出綠色行為。

對環境知識共享的作用,本研究的數據分析結果與前文假設一致,發現了環境知識共享對綠色行為意愿、綠色行為的直接作用(H6、H2),同時也得出了綠色行為意愿在其中起到的中介作用(H7)。此外,較高環境知識水平的員工會更傾向于共享知識,并且可通過共享的過程來激發自己的綠色行為意愿,但本研究只發現了主觀環境知識對環境知識共享的積極作用(H8c、H8d),客觀環境知識對環境知識共享并沒有促進作用(H8a、H8b)。這可能是因為主觀環境知識是個體感知到的自己所掌握的環境知識水平,出于對自我的認知,高知識水平的人會很有把握地去共享自己所掌握的知識,并因此產生綠色行為意愿(H9b、H9d);而客觀環境知識是個體固定存在的環境常識知識,不帶主觀色彩,因此不會直接引起自己去共享知識,也不會通過環境知識共享引起綠色行為意愿(H9a、H9c)。

圖3 研究理論模型

與前文假設一致,本研究發現組織綠色支持感知會加強員工顯性環境知識共享與其綠色行為意愿之間的積極關系,起正向調節作用(H10a);而在員工隱性環境知識共享與綠色行為意愿的積極關系中,組織綠色支持感知起負向調節作用(H10b)。從多層回歸分析的模型3可知,組織綠色支持感知對綠色行為意愿有顯著的正向影響作用,因此在感受到組織綠色支持的情況下,員工隱性環境知識共享帶來的積極作用被組織綠色支持感知的積極作用所覆蓋,此時引起員工綠色行為意愿的是組織綠色支持感知而不是隱性環境知識的共享。因此,在高程度組織綠色支持感知的情況下,員工隱性環境知識共享對綠色行為意愿的影響作用會被削弱。綜上所述,得到本文的最終研究模型見圖3。

5.2 啟示

本文的研究對象是蓄電池行業的員工,基于研究結論對蓄電池企業提出以下管理建議:①多方面提高員工的環境知識水平。一是蓄電池企業可通過公共宣傳欄發布環境常識知識;二是可通過蓄電池產品生產手冊讓員工更清楚鉛蓄電池會對環境造成的污染以及其生產排放標準;三是企業可通過環境教育培訓使員工清楚環境現狀和存在的問題。②建立環境知識共享獎勵機制。蓄電池企業可通過建立環境知識共享獎勵機制來鼓勵員工在工作場所向同事分享自己的顯性和隱形環境知識,如環境常識、自身的綠色經驗做法等,由此在組織內部創造一個整體的環境知識共享氛圍,促使員工做出綠色行為。③企業內部的綠色支持至關重要。組織可通過環境政策、領導以身作則的行為綠色化、同事之間互相學習來加強員工的組織綠色支持感知,由此發揮他們在顯性環境知識共享與綠色行為意愿之間的調節作用,強化員工的綠色行為意愿。