岳 婷，文 晨，陈 红，龙如银
(1. 中国矿业大学 经济管理学院，江苏 徐州 221116；
2. 江南大学 商学院，江苏 无锡 214122；
3. 江南大学 国家安全与绿色发展研究院，江苏 无锡 214122；
4. 江南大学 江南文化研究院，江苏 无锡 214122)
当今世界的环境问题日益加剧，如何保护环境成为全球普遍关注的话题之一。中国在第75届联合国大会上提出“双碳”目标，即中国承诺其CO2排放量将于2030年前达到峰值，于2060年前实现碳中和。改善环境不仅需要政府大力推行环保政策，需要企业改进生产流程，还需要汇集公众的力量，鼓励个人积极履行环保责任。其中，企业是绿色经济发展的重要组成部分，企业生产运营的每一个环节都离不开企业员工的参与和执行[1]。企业环保问题的根本在于员工[2]，员工的低碳行为能够践行其绿色管理理念，节约环境治理成本，推动环境政策的有效执行，因此，研究员工的环保行为具有一定意义。
作为一种可以减少人类对生态环境负面影响的关键力量，环保行为一直是学术界的一个热门研究话题。目前，对环保行为动因的研究可从个体、人际、团队、组织四个变量展开讨论[3-7]。在个体层面，前因变量的研究又可分为人口统计学变量、个人感知、人格特质、价值观、态度意识和动机等[8]。为扩展环境工作中的组织公民行为，Daily提出了环保公民行为的概念[9]，它是指员工尝试在组织内部的环境实践，这些实践行为不被正式制度所奖励或要求。已有文献验证了环保公民行为对环境绩效、企业绩效和环保实践的重要推动作用[10-11]，这将帮助改善环境、节约资源[12]，利于社会环保目标的实现。但现有研究中，对环保公民行为前因变量的讨论还不够多元化，主要关注上级主管和企业组织等支持作用，相对忽视行为者个体特质因素的影响[13]，故本文对环保公民行为的内在作用机制进行探讨。
根据班杜拉的三元交互理论，心理机能是个体、环境和行为三者交互作用的结果[14]。Kim等认为人格特质会影响员工的思维和感知并由此引导员工绿色行为的激发过程，员工尽责性与其绿色行为呈正相关关系[15]。张佳良等指出，可以就个人特质和上下级交互的综合作用理解和把握环保组织公民行为的产生机制[13]。鉴于此，本研究从人格特质角度切入，选择与工作环境结合紧密的人格特质——主动性人格为前因变量，分析环保公民行为的诱发机制，验证其如何影响员工的环保公民行为。
有主动性人格的员工被认为更乐观和坚韧，不仅会自愿完成本职工作，表现出较强的环境适应能力，还更有可能做出有利于企业发展的职责外行为。早期研究表明，主动性人格能正向影响员工的创业意向[16]、工作绩效[17]、工作创造[18]等。此外，组织认同在员工的行为产生过程中也会起一定作用，其常被作为中介变量，研究员工心理、企业管理、领导类型等对员工行为的影响。田青等研究发现组织环境中的高认同可以调节生态价值观，提高环保公民行为[19]。因此，本研究引入互动论和社会认同理论，系统揭示组织认同在主动性人格与环保公民行为之间的中介作用。
1. 主动性人格与环保公民行为
在组织公民行为[20]和亲环境行为[21]概念的基础上，Daily等正式提出员工环保公民行为(OCBE)的概念[9]，Boiral等认为环保公民行为主要包括三种：第一是环保主动行为，指员工能提高环境实践和绩效的主动行为及建议；
第二是环保参与行为，指员工主动参加公司的环境保护项目和活动；
第三是环保帮助行为，指员工在工作场所主动提醒同事采取环保行为[10]。国内学者认为员工的环保公民行为能够辅助组织内正规制度对员工环保行为的约束，也能帮助员工将日常生活中的环保低碳理念及行为体现在工作中，利于实现全方位环保[13]。目前，关于环保组织公民行为的研究还处在初期阶段，与其相关的实证研究较少，对其前因变量主要集中于领导者类型[22-23]的探讨而缺乏组织特征、个体特征的探讨。
主动性的概念来自互动论，对个体主动性的研究概括起来有三种视角[24]。其一是心理学视角，它关注个体积极主动的个性，已有学者如Bateman等认为，主动性人格是个体不受环境阻力制约，主动采取行动以改变其外在环境的一种相对稳定的人格特质[25]。其二是行为理论视角，它关注员工具有前瞻性、主动性与变革性的行为，如Crant认为，主动性行为是个体主动改变现状或创造新环境、新条件的行为[26]。其三是过程论视角，它强调未来导向，认为主动行为是员工试图改变自身处境的一种工作行为模式[27]。已有研究利用主动性人格问卷PPS-10和组织公民行为问卷证明了主动性人格在职场排斥与组织公民行为关系间的调节作用，结果表明，高主动性人格的员工能削弱职场排斥与组织公民行间的负向关系[28]。同时，根据主动性人格的定义，拥有该项个性的员工更有可能采取利他行为，这一倾向在环保方面也同样适用，主动的个体更有可能采取更多积极行为改变和影响环境。基于此，本文提出如下假设：
H1主动性人格正向影响企业员工的环保公民行为。
2. 组织认同的中介作用
根据社会认同理论，个体能认识到他所属的社会群体，同时也认识到作为群体成员能为他所带来的情感和价值意义[29]，为组织内成员行为与组织目标是否趋于一致提供理论基础。组织认同被认为在员工情感方面起重要作用，可以内化员工的思想情感，强化员工与组织价值观的一致性。苏晓艳等研究发现，组织认同对员工-组织价值观匹配与挑战性组织公民行为之间的关系有显著的中介作用[30]。李燕萍等提出，员工越认同组织，将会越认同组织内部规则、文化、观念，并严格依照规则办事[31]。在以往人格特质对组织认同的研究中，邱茜认为具有外向型和宜人性人格的领导组织认同感和工作满意度都较高，但开放性和尽责性与组织认同之间关系不明显[32]。陶建宏等以高校教师为对象，研究得出具有开放性人格和积极人格特征的教师更容易认同自己工作的单位，有更强的情感依附，显示强烈的组织认同感[33]。基于此，本文提出如下假设：
H2主动性人格正向影响企业员工的组织认同。
组织认同作为中介作用被多次研究，宋靖等研究了组织社会化和组织认同的作用下员工主动性与员工绩效的关系，得出组织认同在其中的调节作用[34]。吴隆增等研究指出职场排斥通过员工组织认同的完全中介作用显著正向影响员工的组织公民行为[35]。唐春勇等研究表明领导情绪智力通过员工组织认同感完全中介作用于员工的组织公民行为[36]。当员工被认为具有主动性人格时，其会展现出积极的个性和传达出积极进取的信号，该信号会增强员工对组织的信心，有助于提高员工对企业的组织认同。而拥有较高组织认同的员工会为了组织而努力奋斗，表现出积极主动的态度和行为，认同企业的环保制度、环保价值观和环保理念等，从而潜移默化提升员工的环保意识，激励员工采取环保行为。基于此，本文提出如下假设：
H3组织认同部分中介主动性人格与环保公民行为之间的关系。
3. 研究变量在人口统计学变量上的差异
基于Bateman等对组织行为主成分的分析，他们将主动性人格定义为个体不受外界环境制约、主动做出某行为从而影响环境的稳定人格特质[37]。张振刚等也提出主动性人格是影响主动行为的稳定的个体差异变量[24]，人格特质的差异会进一步导致这些个体在环境中的行为表现出较大的差异[38-39]。Hunter等研究发现在很多国家尤其是家庭或组织等私领域内，女性比男性会表现出更多的环保行为[40]。龚文娟研究发现女性的环境友好行为显著多于男性，且更倾向于私领域的环保行为[41]。Xiao等也发现性别不同程度地对亲环境行为产生间接影响[42]。Wiernik等发现员工的年龄对其绿色行为各个维度有不同程度的微弱正向影响[43]。张文风等认为企业会因为国家文化、社会情境的不同而选择不同的环保管理措施，员工的环保公民行为会受此影响在不同维度呈现不同权重[44]。本文对环保公民行为的研究囊括了从低到高不同级别的员工，并且探讨员工的职位等级对环保公民行为的差异性影响。此外，组织认同水平受到组织特征和个体层面因素的影响[45]，组织认同研究的代表人物Mael和Ashforth发现个体加入组织时间越长，组织身份的强化程度越高[46]。因此，在探究主动性人格通过员工组织认同对环保公民行为的影响时，需考虑组织特征，探讨组织规模和组织性质在其中的影响，并且在回归分析中控制对研究变量有影响的人口统计学变量。
本研究构建的假设模型如图1所示。
图1 研究模型
1. 数据收集与样本特征
本文采用问卷调查方式收集数据，调查对象为各单位已入职的正式员工，选取运营良好且不存在组织僵化的单位，以此预防主动性人格可能带来的消极影响。问卷同时采用线上及线下的方式，其中纸质问卷共发放52份、电子问卷发放193份，收回问卷245份，按照问卷筛选规则，对无效问卷进行剔除，最终获得有效问卷222份，问卷有效回收率91%。问卷的样本分布如表1所示。
由表1可知，从性别来看，受访者以女性为主，占比为55.9%；
从年龄分布来看，受访者以年轻人居多，36岁以下达到73.9%；
从组织规模来看，近七成在小微企业就业，大型企业就职的受访者占比为24.8%；
从组织性质来看，在民营企业和国有企业就职的受访者为所有受访者的一半；
从职位层级来看，受访者以普通员工为主，占比72.1%，中高层管理者仅占11.7%；
从受教育程度来看，本科生占比最多，为73.0%，硕士、博士生占比9.5%；
从受访者月平均收入来看，中等月平均收入人群占比最多，月平均工资在2 000～8 000元的受访者总占比为66.2%；
从工作年限来看，66.2%的受访者工作小于3年，大于10年的仅占12.6%。
表1 研究样本构成情况表(N=222)
2. 变量测量
为了保证研究所用量表的权威性和可信性，本文采用已被研究证实有效的成熟量表。为保证量表的适用性和严谨性，采用预调研的方法，并根据结果对量表的语言和结构进行适当修改。问卷依次由主动性人格量表、组织认同量表、环保公民行为量表和人口统计学变量4个部分组成。量表均采用Likert 5点计分法，1表示“完全不同意”，5表示“完全同意”。人口统计学变量部分由被调查者根据自身实际情况在题项后勾出，包括性别、年龄、组织性质、受教育程度、月平均收入等8个题项，对于年龄、受教育程度这类定序变量，得分越高表明等级越高。
(1)主动性人格量表。本文采用商佳音等编制[47]、陈美君改编[48]的“主动性人格量表”，包括积极性、坚韧性、变革性3个维度。其中，积极性指个体性格开朗外向、自主性强，愿意通过与他人交往和参加活动来获得提升机会，包括“我喜欢与人交往，获得提升机会”等4个题项；
坚韧性指个体定下目标则会坚持，不轻易放弃，包括“面对困难，我会自我激励并迎难而上”等5个题项；
变革性指个体敢于打破常规，愿意推动建设性的变革，包括“我不受固定思维制约，敢于创新和尝试”等4个题项。
(2)组织认同量表。本文采用Mael等设计的“组织认同量表”[49]，包括“当有人肯定我所在的企业时，感觉是对个人的赞扬”等6个题项。
(3)环保公民行为量表。本文采用张佳良等提出的“环保公民行为量表”[50]，通过预测所得结果，对量表的题项和维度进行重新归纳总结，得到最终问卷。量表包括公民参与、生态倡议、生态帮助3个维度。其中，公民参与指个体自愿参与所在组织的环保活动，开展环保行为，包括“在日常工作中，我自愿开展环保行为和举措”等4个题项；
生态倡议指个体在工作中倡导提升环保意识，履行环保责任，包括“我鼓励我的同事采用更环保的行为”等4个题项；
生态帮助指在工作中帮助同事考虑有关环保的事项，包括“我不由自主帮助同事在工作中考虑环境问题”等2个题项。同时，为判定作答者是否客观，在量表中增加1道注意力检测题(该题请选择“完全同意”)。
3. 描述性统计分析
样本中各变量及其维度的描述性统计结果见表2。由表2可知：主动性人格的总体得分为3.647，分值较高，说明受访者的主动性水平在平均水平之上，其中坚韧性的均值最高，为3.759，说明样本受访者具有较强的坚韧性。组织认同的均值为3.745，呈现出高水平。环保公民行为总体得分为3.736，其中公民参与维度的均值高于生态帮助和生态倡议，说明员工在环保行为方面更关注个人行为，较少注重对他人的影响和帮助。
表2 样本的描述性统计结果
1. 同源方差检验
调查问卷的数据来自同一受访者，可能会存在同源方差问题。为了控制共同方法偏差，本文采取匿名答题、题项分散分布、选择不同时段测评等程序控制方式，同时利用SPSS 22.0软件进行Harman单因素检验，对全部变量做因子分析，结果显示特征值大于1的因子共6个，且最大因子方差解释率为36.99%，低于40%的临界值，累计解释方差为66.45%，说明本研究不存在严重的共同方法偏差问题，以此数据得出的各变量间关系是可靠的。
2. 信度与效度检验
本文采用SPSS 22.0软件对测量量表进行信度分析，结果如表3所示。由表3可知：主动性人格的Cronbach′sα值为0.901，组织认同的Cronbach′sα值为0.836，环保公民行为的Cronbach′sα值为0.919，均大于0.8，说明本研究的量表具有较好的信度。
本文采用AMOS 24.0软件对测量量表进行效度分析，通过标准载荷系数、组合信度(CR)、平均方差萃取量(AVE)衡量问卷的收敛效度，结果如表3所示。由表3可知：所有量表的标准载荷系数均大于0.5，组合信度均大于0.7，除组织认同的AVE为0.452，其余量表的AVE均大于0.5，说明问卷具有较好的收敛效度。
表3 变量的信度与效度检验结果
利用SPSS 22.0软件对研究变量各维度做相关性分析，结果如表4所示。由表4可知：各维度AVE的平方根均大于其与其他维度之间的相关系数，故认为问卷具有较好的区分效度。根据相关系数矩阵可得到，主动性人格的3个维度与组织认同呈显著正相关(β积极性=0.491，β坚韧性=0.454，β变革性=0.411)，组织认同与环保公民行为的3个维度均呈现正相关(β公民参与=0.511，β生态帮助=0.522，β生态倡议=0.414)，主动性人格的3个维度与环保公民行为的3个维度也均呈现正相关，说明可以进行回归分析。
根据Tsui的观点，若相关水平的临界值超过0.75，则认为存在多重共线性问题，本文的相关性研究中，各变量间的相关系数均小于0.75，故认为变量间不存在严重的多重共线性问题。
表4 变量的相关系数
3. 研究变量在人口统计学变量上的平均数差异检验
利用独立样本T检验和单因素(LSD)检验分析研究变量在背景变量上的差异，并且利用多重事后检验法判断存在显著性差异的组别。员工的主动性人格被认为是一种稳定的人格特质，故此处不对员工的主动性人格做平均数差异检验，最终得到的结果如表5所示。由表5可知：职位层级、月平均收入、受教育程度对员工的组织认同有显著性影响(p<0.1)。高层管理者的组织认同较普通员工和低层管理者而言更高，月平均收入高的受访者组织认同显著高于月平均收入低的受访者，初中及以下毕业的受访者组织认同水平显著低于其他受教育程度的受访者。
职位层级对员工环保公民行为的生态倡议维度有显著影响(p<0.001)，职位较高的员工更倾向于提出生态倡议；
月平均收入对生态帮助和生态倡议两个维度的影响在0.05的水平上显著，月平均收入较高的员工更有可能做出利于环境保护的生态帮助和生态倡议行为。此外，利用三因素检验，分析多个背景变量对研究变量的交互作用，结果得到组织规模和组织性质的交互作用对员工的环保公民行为有显著影响(F=3.204，p<0.001)，说明组织特点会影响此理论模型的检验结果，对事业单位而言，其组织规模与环保公民行为的生态倡议维度成显著正相关。根据研究结果，环保公民行为在部分背景变量上存在显著性差异，故在对环保公民行为进行分层回归分析时，需控制对其本身存在显著影响的人口统计学变量，主要为职位层级、月平均收入、受教育程度以及组织规模、组织性质的交互项。
表5 独立样本T检验与LSD检验
4. 假设检验
假设检验采用分层回归方法，控制对组织认同和环保公民行为有显著影响的人口统计学变量，从而提高假设结论的可靠性。由表5可知，公民参与维度在人口统计学变量上不存在显著差异，因此仅对环保公民行为的生态倡议和生态帮助维度予以层次回归分析，即第一层放入对结果变量有显著影响的人口统计学变量，第二层放入作为整体的组织认同和主动性人格变量。但当人口统计学变量为定类数据时，此时数字代表类别，其大小无实际意义，因此，本文将其设置为虚拟变量再纳入回归分析中。假设检验首先分别对主动性人格、组织认同的预测作用予以分析，再对模型做中介效应检验。
表6 主动性人格的预测作用
对主动性人格、组织认同、环保公民行为的整体变量做中介效应检验，结果如表8所示。由M1可知，主动性人格正向预测员工的组织认同(β=0.511，t=6.773，p<0.001)，由M2可知，主动性人格对环保公民行为的预测作用显著(β=0.553，t=7.367，p<0.001)，当放入中介变量组织认同后，M3显示主动性人格对环保公民行为的直接预测作用依然显著(β=0.380，t=4.711，p<0.001)，且可解释的程度有所提高(ΔR2=0.173)。同时该模型表示组织认同对环保公民行为的正向预测作用也显著(β=0.337，t=4.448，p<0.001)。
表7 组织认同的预测作用
表8 假设检验的回归模型分析结果
用温忠麟等关于中介效应检验的方法[51-52]验证H3。
Y=cX+e1
(1)
M=aX+e2
(2)
Y=c′X+bM+e3
(3)
式中，Y表示因变量环保公民行为；
X表示自变量主动性人格；
M表示中介变量组织认同；
c、a、b、c′分别表示回归系数；
e表示相应方程的残差项。
用SPSS 22.0软件进行中介效应检验，采用Bootstrap 置信区间，在95%置信区间下进行5 000次随机抽样。若95%置信区间不包含0，则表示存在中介效应，反之则不存在中介效应，结果如表9所示。由表9可知：首先，主动性人格对环保公民行为的总效应c=0.553，95%置信区间为[0.404，0.701]，不包含0，且显著性p<0.001，因此总效应显著，可按中介效应立论。其次，依次检验系数a和b，由表8可知,a=0.511，p<0.001；
b=0.337，p<0.001，系数a与b均显著，所以中介效应显著，中介效应为a×b=0.172；
检验系数c′，由表9可知,c′=0.380，p<0.001，可知直接效应显著。最后，由系数乘积a×b与c′同号的结果可验证组织认同在主动性人格对环保公民行为的影响中起部分中介效应，中介效应占总效应的比例为31.28%。因此，H3得以验证，组织认同部分中介了主动性人格对环保公民行为的正向预测作用。
表9 总效应、直接效应及中介效应
1. 研究结论
本文分析了研究变量在背景变量上的差异，得到员工的环保公民行为在职位层级、受教育程度和月平均收入上存在显著差异。综合来说，职位、受教育程度和月平均收入越高的员工，通过主动性的作用将显示出更强烈的组织认同，因此表现出更典型的公民行为，这与以往研究结果一致。三因素分析结果显示组织规模和组织性质对员工的环保公民行为有显著影响，以往研究发现，规模越大的组织，员工分工越明确，所表现的角色外行为会有所减少，但本文研究发现，基于现有数据量涉及的事业单位其结果恰恰相反，这一结论是对环保公民行为研究的进一步补充，可帮助我们后续研究员工各方面的角色外行为。
本文基于互动论和社会认同理论，验证了主动性人格对环保公民行为的积极影响，以及组织认同在主动性人格和环保公民行为之间的中介效应。结论丰富了员工环保公民行为在前因变量上的研究，扩展了主动性人格和组织认同的结果研究，并且分析了主动性人格对环保公民行为的内部作用机制，有效地回答了“主动性人格如何影响环保公民行为”这一研究问题。
2. 管理启示
在“碳中和”政策的背景下，本文发现高主动性的员工通过其高组织认同能将个体工作目标和企业总体目标联系起来，从而响应组织对环保的号召，提升环保公民行为。本文从员工个人、组织、环境等多角度对企业管理提出以下建议。
第一，建议管理者在招募员工时，增加对员工人格倾向考评的内容，比如制定人格倾向考核量表、增加面试时主动性人格的考核机制，判断员工个人的价值观是否与企业文化相符等，并且确定职位标准，力求人岗匹配，使主动性强的员工在适宜的岗位中发挥作用，不仅关注自身的环保工作参与，还能积极引导组织环保工作，提升他人对环保工作的重视程度，倡议和鼓励同事履行环保规范，强化他人环保行为。
第二，建议管理者提前考评员工的人格特质，积极开展培训工作。针对不同岗位、不同个性的员工设置多样式培训方案，高效率使用培训资源，从而更好地调动员工潜在的积极性、主动性。除此之外，管理者可测评员工的生态价值观和观察员工日常生活的环保行为，嘉奖、表扬优秀员工，营造企业优良的环保氛围，提升员工组织认同，从而推动组织环保工作。
第三，组织类型和规模的不同会影响员工行为，使员工的主动性人格在组织内部产生不同作用，从而形成差异性行为，这与组织关注的文化和管理结构等因素相关。管理者应根据自身企业类型和当下企业的发展状况制定规范的环保制度，采取措施提高员工组织认同，进而提升员工对环境问题的责任感与使命感。
猜你喜欢 量表变量问卷 英语写作评分量表研究现代英语(2022年2期)2022-11-19生态旅游景区服务场景的量表开发研究旅游学刊(2022年5期)2022-05-31《公共体育服务政府供给社会期待量表》的编制与修订成都体育学院学报(2021年1期)2021-07-16抓住不变量解题小学生学习指导(高年级)(2021年4期)2021-04-29CSE阅读量表在高中生自我评价中的有效性及影响因素福建基础教育研究(2019年7期)2019-05-28问卷大调查创新作文·初中版(2015年1期)2015-03-11分离变量法：常见的通性通法新高考·高二数学(2014年7期)2014-09-18问卷你做主创新作文·初中版(2014年5期)2014-07-18不可忽视变量的离散与连续福建中学数学(2011年9期)2011-11-03变中抓“不变量”等7则小学教学参考(数学)(2006年7期)2006-12-31