企業社會責任感知與員工綠色行為關系研究
——以組織認同為中介

陳飛燕，董 萍

(長安大學 經濟與管理學院，陜西 西安 710064)

1 引言

當前，人類生態環境遭遇著越來越嚴酷的威脅與挑戰，在經濟發展的大環境下，生態環境保護問題不僅需要個人做出貢獻，更需要企業踐行其社會責任。國家主席習近平曾多次強調，企業只有踴躍承擔起對社會的責任，才能使企業擁有強大的市場競爭力。企業在其運營中，要自覺將“生態優先，綠色發展”的經營理念始終貫穿其中，用自己的實際行動去維護良好的生態環境，這樣才能夠進一步提高企業在國內外全球性競爭中的綜合實力。因此，企業在經營活動中謀求經濟效益的同時，也愈加注重環境保護效果，即企業逐漸貫徹和落實綠色發展理念。員工作為企業一個重要的利益相關者，員工綠色行為已經逐漸成為企業制定和實現綠色發展目標的一項關鍵性活動。現階段，企業間的相互競爭已經不僅限于技術、人才和服務等方面，履行社會責任也是一個重要的考量指標。企業積極承擔社會責任時，對內部利益相關者的態度和行為有一定影響，這種影響近年來備受學術界的關注。

2 文獻綜述

2.1 企業社會責任感知

企業社會責任(CSR)由學者Oliver Sheldon在20世紀20年代首次提出，他當時認為企業社會責任主要指的是企業應該為那些會對整個社會、環境甚至整個自然界其他經濟實體本身造成不良影響的社會活動和經濟行為承擔責任。企業社會責任感知是指員工對企業履行的社會責任行為及其程度的感知。隨著研究的不斷深入，越來越多的學者認為研究企業社會責任感知更加貼合員工的實際行為。Glavas和Kelley(2014)認為，與企業社會責任相比，企業社會責任感知對員工的影響更大。最具代表性的是Carroll(1979)劃分的經濟、法律、倫理和慈善責任四維金字塔模型。隨著研究的不斷深入，中國學者開始根據中國實際國情提出維度劃分。何顯富在Turker研究的基礎上提出了五個重要維度，即對員工、消費者或產品、誠信公正、慈善公益和環境責任。

2.2 員工綠色行為

員工綠色行為(EGB)指員工在辦公區域中，一方面減少對環境的負面影響，另一方面積極保護環境的行為。Ramus等(2000)表示這種行為能夠提高組織的環境績效，而且是員工自愿采取的。Ones和Dilchert(2012)認為這種行為是以保護環境為目的，可衡量的、積極的并且是員工自覺實施的行為。Boiral等(2012)在前人基礎上補充了行為的來源，即組織要求的或自愿的，都屬于員工綠色行為。關于員工綠色行為的維度，主要依據任務情境，呈現出兩類劃分標準。劉歡鑫等(2018)表示，志愿型員工綠色行為是自愿采取的，要求型員工綠色行為受制于企業制定的相關制度，兩者都以員工完成崗位職務為前提。

2.3 組織認同

組織認同(OI)是將社會認同理論廣泛應用于組織環境中而發展延伸的概念，主要包括四個基本屬性：認知、情感、評價和行為。Tajfel(1978)最初指出，組織認同是成員在組織內逐漸與組織在情感或價值觀上契合的過程。魏鈞等(2007)提出成員與組織價值觀匹配時，感知到自己歸屬于某組織，并且滿足于這種歸屬感，就是組織認同。Ashforth和Mael(1992)從認知角度設計出六項單維量表，信度較高。隨后，國內學者也相繼設計出組織認同量表，其中，王彥斌(2004)以生存、歸屬和成功三個維度制定的量表以及郭靜靜(2007)以評估、認知、主體行為和情感歸因四個維度制定的量表是具有代表性的。

3 研究假設與模型

3.1 企業社會責任感知與員工綠色行為

根據社會認同理論，員工作為個體致力于提升自尊，組織在經營管理過程中會將積極或消極的價值觀直接或間接地賦予員工，這種價值傳遞會影響員工的社會認同，進而影響員工的行為。樓馨(2019)研究認為，員工會將其所能感知的企業所承擔的社會責任轉變為一種價值觀，這種價值觀會內化進而出現親社會動機，由此可以刺激員工的組織公民行為。基于此，提出假設：

H1：企業社會責任感知正向影響員工綠色行為；

H1a：對員工負責任正向影響員工綠色行為；

H1b：對消費者/產品負責任正向影響員工綠色行為；

H1c：誠信公正責任正向影響員工綠色行為；

H1d：慈善公益責任正向影響員工綠色行為；

H1e：環境責任正向影響員工綠色行為；

H1f：企業社會責任感知正向影響志愿型員工綠色行為；

H1g：企業社會責任感知正向影響要求型員工綠色行為。

3.2 企業社會責任感知與組織認同

企業在實際管理和運營過程中，在努力創造利潤的同時，對員工、消費者以及生產的產品或服務負責，誠信公正、熱衷慈善公益以及保護環境和合理利用生態資源，將這一系列的企業社會責任都融入整個企業經營的每一步中，形成了企業的核心價值觀，而這種價值理念會潛移默化傳遞給員工。根據社會認同理論，員工可以從企業所承擔的社會責任中感受到自己所擁有的價值體驗，這種價值體驗是積極的，能夠提升員工的自尊，得到積極的社會認同，從而影響員工對組織的認同感。基于此，提出假設：

H2：企業社會責任感知正向影響組織認同；

H2a：對員工負責任正向影響組織認同；

H2b：對消費者/產品負責任正向影響組織認同；

H2c：誠信公正責任正向影響組織認同；

H2d：慈善公益責任正向影響組織認同；

H2e：環境責任正向影響組織認同。

3.3 組織認同與員工綠色行為

根據社會認同理論，當員工個體歸屬于企業后，會將個體與企業進行匹配，并對企業產生共命運的感知，企業做出的保護環境、合理利用資源、綠色發展等一系列行為，會讓員工對企業展現出的這一系列價值觀、管理理念、行為準則等在情感上產生同一性和歸屬性，對企業感到滿意和自豪，從而更加愿意參與積極的組織行為。基于此，提出假設：

H3：組織認同正向影響員工綠色行為；

H3a：組織認同正向影響志愿型員工綠色行為；

H3b：組織認同正向影響要求型員工綠色行為。

3.4 組織認同的中介作用

企業在積極履行其責任的過程中，會使員工在情感上感知到自我與企業價值觀契合，對企業產生認同感與自豪感，以至于員工更加愿意向企業看齊，并且以更加積極的態度投入工作中，以此激發員工綠色行為。基于此，文章引入組織認同這一中介變量來進行研究，提出假設：

H4：組織認同在企業社會責任感知和員工綠色行為之間起中介作用。

4 研究設計

4.1 測量工具

文章依據現有文獻，結合研究內容，選擇了信效度相對較好且被專家和學者廣泛應用的企業社會責任感知量表、組織認同量表、員工綠色行為量表。使用李克特五點計分法，被調查者的各項題目總得分即為其在該量表上表現出的不同狀態。文章選擇學者何顯富等(2010)修訂的五維企業社會責任感知量表，包括對員工的責任、對消費者/產品的責任、誠信公正責任、慈善公益責任、環境責任，選擇Robertson和Barling(2013)提出的員工綠色行為單維量表，以及Mael等(1992)開發的組織認同單維量表。以上量表被國內外學者廣泛使用并多次驗證，信效度良好。

4.2 樣本特征情況

本研究共發放問卷519份，剔除無效問卷68份，最終收回451份，有效回收率86.9%。問卷發放范圍比較廣泛，覆蓋了京津冀以及甘肅、陜西、山東、上海、四川、江蘇等31個地區。總體而言，問卷回收狀況良好。

5 實證分析

5.1 描述性統計分析

本次調查最終收回451份問卷，從性別來看，男女分布均衡；從年齡來看，19～35歲占82%，以青年、中年為主；從學歷來看，本科占比82.3%，調查人員學歷普遍較高；從企業性質來看，民營企業占比43.7%，其次為事業單位和國有企業；從職位層次來看，普通職員占比67.8%，其次為基層管理者和技術人員。

5.2 信效度分析

通過SPSS軟件對三個量表做信效度分析，量表的Cronbach’s α值均在0.8以上，可見量表信度較高，測量結果可靠。KMO值均大于0.6，Bartlett值均小于0.05，表明量表均適合做因子分析。三個量表分別提取出5個、2個和1個因子，累積方差解釋率分別為76%、74%和71%，均達到50%以上的標準，可見量表各維度中大部分題項信息能夠被提取出，效度良好。

5.3 假設檢驗

本研究通過Pearson相關分析法，得出企業社會責任感知與員工綠色行為(r=0.619，P<0.01)、企業社會責任感知與組織認同(r=0.618，P<0.01)、組織認同與員工綠色行為(r=0.630，P<0.01)三個變量總體之間顯著正相關，相關分析結果與理論預設相符，初步驗證了假設。

接著通過回歸分析得出，“企業社會責任感知～員工綠色行為”模型調整后R2值為0.382，顯著性概率p=0，回歸系數β值為0.673。綜上所述，企業社會責任感知顯著正向影響員工綠色行為，H1被驗證。同理，“企業社會責任感知各維度～員工綠色行為”模型調整后R2值為0.404，p=0，分別判斷各維度p值和回歸系數β值可知，消費者/產品的責任、誠信公正責任、環境責任顯著正向影響員工綠色行為，其中環境責任影響最為顯著；對員工的責任和慈善公益責任對員工綠色行為沒有顯著的正向影響。H1b、H1c、H1e被驗證，H1a和H1d沒有被驗證。“企業社會責任感知～志愿型員工綠色行為”與“企業社會責任感知～要求型員工綠色行為”模型調整后R2值分別為0.341與0.338，p=0，回歸系數β值分別為0.644與0.729，因此企業社會責任感知顯著正向影響志愿型員工綠色行為與要求型員工綠色行為，H1f、H1g被驗證。

“企業社會責任感知～組織認同”模型調整后R2值為0.380，顯著性概率p=0，回歸系數β值為0.694。綜上所述，企業社會責任感知顯著正向影響組織認同，H2被驗證。同理，“企業社會責任感知各維度～組織認同”模型調整后R2值為0.409，p=0，分別判斷各維度p值和回歸系數β值可知，對消費者/產品的責任、誠信公正責任、環境責任對組織認同存在顯著正向影響，其中環境責任影響最為顯著；對員工的責任和慈善公益責任兩個維度對組織認同不存在顯著的正向影響。H2b、H2c、H2e被驗證，H2a和H2d沒有被驗證。

“組織認同～員工綠色行為”模型調整后R2值為0.395，顯著性概率p=0，回歸系數β值為0.609。綜上所述，組織認同顯著正向影響員工綠色行為，H3被驗證。同理，“組織認同～志愿型員工綠色行為”與“組織認同～要求型員工綠色行為”模型調整后R2值分別為0.345與0.364，p=0，回歸系數β值分別為0.577與0.674。綜上所述，組織認同顯著正向影響志愿型員工綠色行為與要求型員工綠色行為，H3a、H3b被驗證。

將中介變量組織認同納入回歸中，X→M路徑回歸方程為：M=1.2397+0.6936X，回歸系數a=0.6936，p<0.01，95%置信區間[0.6117，0.7755]。X、M→Y路徑回歸方程為：Y=0.9371+0.4045X+0.3866M，偏回歸系數b=0.3866，p<0.01，95%置信區間[0.3044，0.4688]，偏回歸系數c’=0.4045，p<0.01，95%置信區間[0.3122，0.4968]。總效應值為0.6727，直接效應值為0.4045，間接效應值為0.2682。所以中介效應占比39.87%，即企業社會責任感知通過組織認同對員工綠色行為的間接效應0.2682，對效應的貢獻率為39.87%，其Bootstrap 95%置信區間上下限值為[0.1961，0.3586]，0不在內，可見該中介效應的影響具有統計學意義，組織認同在企業社會責任感知和員工綠色行為之間起中介作用，因此假設H4得到驗證。

6 結論與展望

6.1 研究結論

企業社會責任感知顯著正向影響員工綠色行為，其中對消費者/產品的責任、誠信公正責任、環境責任三個維度顯著正向影響員工綠色行為，環境責任影響最為顯著，對員工負責任和慈善公益責任兩個維度對員工綠色行為的影響不顯著；企業社會責任感知顯著正向影響組織認同，其中對消費者/產品的責任、誠信公正責任、環境責任三個維度顯著正向影響組織認同，環境責任影響最為顯著，對員工的責任和慈善公益責任兩個維度對組織認同的影響不顯著；組織認同顯著正向影響員工綠色行為，且對志愿型和要求型員工綠色行為均存在顯著性正向影響。組織認同在企業社會責任感知和員工綠色行為之間起中介作用，且中介效應的貢獻率為39.87%。

6.2 管理啟示

也就是說，企業社會責任感知對員工綠色行為不僅可以直接產生影響，還可以通過影響組織認同，進而影響員工綠色行為。

由此可見，企業在經營管理過程中，要想促進員工的綠色行為，可以從兩方面著手：一是積極履行企業各個方面的社會責任；二是提升員工的組織認同感。

首先，企業應積極踐行各個方面的社會責任，鼓勵員工在工作中的綠色行為，例如企業對消費者負責、對生產的產品負責，成為一個誠信公正、令人尊敬信賴的企業，以此來建立企業核心的價值觀，從情感歸屬上建立與員工的長久聯系，進一步提高員工對企業的認同感，進而促使員工以積極的綠色行為回報企業。同時，企業積極履行環境責任對員工綠色行為的影響更為顯著，所以企業在生產經營活動中既要通過一些手段措施降低對環境的不利影響，還要積極參與環境保護的活動，將環境保護作為員工工作的重要組成部分之一，通過建立環保決策與制度，制訂環保行為規范，明確員工的環保責任，規范要求員工綠色行為，鼓勵志愿型員工綠色行為。例如可以將員工的環保行為納入環境績效，舉行與環保相關的培訓活動，在工作場所張貼環保標語，定期舉辦環保心得分享會等，以促進員工綠色行為。

其次，企業應完善宣傳與溝通渠道，讓員工加入社會責任項目中。員工感知的企業社會責任與企業實際履行間還存在一定差異，因此，企業可以建立雙向的宣傳溝通機制，對自身履行的社會責任進行宣傳與展示，要讓員工清楚地知道企業是否履行過其社會責任，在其中具體承擔了什么角色。

通過一定的宣傳方式，如錄制企業宣傳紀錄片、在權威報紙雜志刊登宣傳、通過網絡媒體舉辦宣傳活動等，一方面能夠起到美化企業形象、提高企業聲譽的作用；另一方面也能夠提高員工對組織的認同感。同時，管理者應該讓企業所有員工都擁有平等參與企業社會項目的機會，讓員工感受到自己作為企業團體中的一員對社會做出的貢獻，以此提升員工的成就感和歸屬感，促進員工對組織的認同，激發員工的綠色行為。