綠色人力資源管理實踐對員工綠色行為的影響機制研究
——基于自我決定理論的視角

周金帆 張光磊

（武漢理工大學管理學院, 武漢 430070）

1 引言

環(huán)境與可持續(xù)發(fā)展問題近年來日益受到關(guān)注, 越來越多的企業(yè)開始實施可持續(xù)發(fā)展的政策與管理制度。全地域范圍內(nèi)日益激烈的環(huán)保訴求與社會大眾漸漸蘇醒的環(huán)保意識逐漸成為了業(yè)界綠色管理的強大驅(qū)動力（張佳良, 劉軍,2016）。同時, 社會外部監(jiān)督機制對企業(yè)行為的監(jiān)管也越來越嚴格, 企業(yè)違法成本逐層增高。而企業(yè)的環(huán)保行為既能滿足利益相關(guān)者的環(huán)境訴求, 又能降低運營成本、提升社會責任和社會形象。研究發(fā)現(xiàn), 采取綠色環(huán)保政策的企業(yè)通常具有較好的產(chǎn)品銷售量和品牌認可度（Yang, Hong,& Modi, 2011）, 保持綠色競爭優(yōu)勢是企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的強勁動力（楊光, 2003）。

企業(yè)的人力資源部門可通過實施與綠色相關(guān)的管理實踐, 即“綠色人力資源管理（Green Human Resource Management, GHRM）”來塑造員工的態(tài)度和行為, 進而與企業(yè)環(huán)境發(fā)展戰(zhàn)略保持一致, 幫助企業(yè)應對可持續(xù)性發(fā)展的要求（DuBois & Dubois, 2012; 唐貴瑤, 孫偉, 賈進, 陳揚, 2015; Renwick, Jabbour, Muller- Camen, Redman,& Wilkinson, 2016; Shen, Dumont, & Deng, 2016; Pinzone,Guerci, & Lettieri, 2016）。目前有關(guān)綠色人力資源管理的研究相對薄弱, 不多的研究主要聚焦于企業(yè)戰(zhàn)略與運營層面, 探討如何將綠色理念融入企業(yè)管理實踐中, 并基于此分析綠色人力資源管理實踐與可持續(xù)發(fā)展、組織競爭優(yōu)勢等的關(guān)系（Gill, 2012; 楊光, 2013; 劉俊振, 張亞君, 劉詩悅, 2014; Guerci, Longoni, & Luzzini, 2016）, 如通過對巴西（Jabbour, Santos, & Nagano, 2008）, 意大利（Guerci et al., 2016）等制造業(yè)公司進行的案例研究發(fā)現(xiàn)綠色人力資源管理有利于組織環(huán)?？冃У奶嵘?。而綠色人力資源管理如何影響員工行為的研究則較為少見。故進一步探索綠色人力資源管理對員工行為的作用機制及影響結(jié)果, 對全面理解該實踐措施的有效性和豐富相關(guān)領(lǐng)域的理論研究具有重要的意義。

既有文獻表明, 不同的管理實踐會通過差異化的社會心理機制影響員工的行為（Jiang, Lepak, Hu, & Baer,2012）, 且組織情境類變量（如精神型領(lǐng)導）和主觀態(tài)度類變量（如直接動機）能分別作為遠端和近端變量預測員工的綠色行為（Lulfs & Hahn, 2013; Asfar, Badir, & Kiani,2016）, 本文借鑒工作動機這一主觀態(tài)度類變量來解釋情境類變量綠色人力資源管理實踐與綠色行為之間的關(guān)系?；谧晕覜Q定理論（Self-Determination Theory, SDT）, 本研究提出一個概念模型來描述綠色實踐影響員工綠色行為的社會與心理過程, 繼而探究綠色人力資源管理影響員工工作場所的綠色行為（任務相關(guān)綠色行為和自愿綠色行為）的內(nèi)在機制及其邊界條件。

2 理論與假設

2.1 自我決定理論

根據(jù)人力資源管理的相關(guān)文獻, 組織的政策與實踐會塑造員工的工作動機, 即組織內(nèi)綠色人力資源管理實踐將會引發(fā)員工工作動機（自主性或控制性）, 繼而顯著影響其工作場所的綠色行為。自我決定理論（SDT）是美國學者Deci和Ryan在20世紀70年代末提出的關(guān)于人類行為的動機理論, 用于解釋個體行為背后的動機來源。該理論研究個體行為的自我激勵或自我決定程度, 即不同程度的工作動機。工作動機是指激發(fā)工作相關(guān)行為, 并決定該行為的方式, 強度及持續(xù)時間等形式的內(nèi)外部力量。SDT根據(jù)自我的整合程度不同, 將個體的動機分為內(nèi)部動機、外部動機和去動機三種類型, 不同動機的產(chǎn)生受到個體與環(huán)境綜合作用的影響, 并與個體的自主、勝任和關(guān)系三種基本心理需求（Psychological Needs）的滿足密切相關(guān)。

內(nèi)部動機是受活動本身的趣味性所驅(qū)動, 可以不斷滿足行動者的需求（White, 1959）, 并伴隨著積極的情感體驗;而外部動機一般是人們?yōu)榱双@得獎勵或避免某種不好的結(jié)果而存在, 受到外在環(huán)境所調(diào)節(jié); 去動機則是一種無自我決定的離散狀態(tài), 需求得不到滿足時才出現(xiàn), 一般不會導致行為的發(fā)生。外部動機和內(nèi)部動機屬于個體自我決定行為動機, 且相互之間可以轉(zhuǎn)化的, 但外部動機隨著自我調(diào)節(jié)程度的不斷加深可細分為外部調(diào)節(jié)、內(nèi)懾調(diào)節(jié)、認同調(diào)節(jié)和整合調(diào)節(jié)。認同調(diào)節(jié)指個體對某項行為或活動價值已達到充分認同, 整合調(diào)節(jié)一般是指行動者認為活動與自身價值觀、自我習慣等相匹配, 故這兩種調(diào)節(jié)和內(nèi)部動機因具有較強的自我決定程度被稱為“自主性動機（Autonomous Motivation）”, 而內(nèi)懾調(diào)節(jié)和外部調(diào)節(jié)的行為動機來自于外部環(huán)境, 如內(nèi)疚、獲得獎勵/逃避懲罰等, 行為動機源于個體外部, 其自我決定成分較少, 被稱為“控制性動機（Controlled Motivation）”（Deci & Ryan, 2008）。

根據(jù)SDT, 個體行為是自主性動機和控制性動機的結(jié)果。研究表明, 自主性動機能充分激發(fā)員工主動性, 增加工作投入和個人活力, 以及親社會行為, 而控制性動機的作用則不顯著（Grant, Nurmohamed, Ashford, & Dekas,2011; Hodge & Lonsdale, 2011; 陳海燕, 2013）。自主性動機下的行為選擇是行動者自我決定的結(jié)果, 動機越強, 在活動執(zhí)行中越主動, 感知到的幸福感越強。相反, 控制動機下的行為受到外界力量的控制, 往往會導致行動者產(chǎn)生更多的焦慮（趙燕梅, 張正堂, 劉寧, 丁明智, 2016）。

2.2 綠色人力資源管理與員工綠色行為

在當前可持續(xù)發(fā)展的時代背景下, 企業(yè)組織利用人力資源管理部門有效實施環(huán)境可持續(xù)性政策（Renwick,Redman, & Maguire, 2013）, 即綠色人力資源管理, 對人力資源管理的各個不同模塊進行綠色化管理, 包括綠色招聘綠色培訓, 綠色薪酬, 綠色績效和員工綠色參與五個維度（楊光, 2003）, 以促進微觀層面員工的綠色行為, 繼而保障組織以環(huán)境友好的方式運營?！熬G色人力資源管理”的概念源自“環(huán)境管理”, 是指將環(huán)境管理融入企業(yè)人力資源管理中。對于綠色人力資源管理目的的理解, 不同于國外學者提出的旨在解決環(huán)境問題, 促進環(huán)境戰(zhàn)略目標（Gill,2012）, 國內(nèi)學者更加關(guān)注其對員工個人工作、生活以及個人可持續(xù)發(fā)展的影響。綜上所述, 綠色人力資源管理通過打造具有綠色競爭優(yōu)勢的人力資源（如具有綠色理論,從事綠色行為的員工）來促進可持續(xù)發(fā)展的目標（唐貴瑤等, 2015）。另外, 相關(guān)領(lǐng)域的研究人員指出, 員工工作場所的綠色行為是組織內(nèi)有效實施企業(yè)環(huán)境戰(zhàn)略和綠色人力資源管理實踐的根本保證（Paille & Boiral, 2013）。

與Bissing- Olson等人（2013）一致, 本文將員工綠色行為分為任務相關(guān)和自愿綠色行為。任務相關(guān)綠色行為（Task-Related Green Behavior）是指在員工所需工作職責范圍內(nèi)執(zhí)行的綠色行為, 如選擇環(huán)保的原料, 創(chuàng)造可持續(xù)的產(chǎn)品和流程等（Bissing-Olson, Iyer, Fielding, & Zacher,2013; Norton, Parker, Zacher, & Ashkanasy, 2015）, 屬于角色內(nèi)工作行為, 能直接或間接地對核心業(yè)務做出貢獻。自愿綠色行為（Voluntary Green Behavior）是指員工主動選擇的超越組織預期的環(huán)保行為, 實施該行為的員工多優(yōu)先考慮環(huán)境利益, 具有較強的環(huán)保意識和較高的綠色價值認可度, 不僅自身做出綠色行為, 還積極主動鼓勵他人, 屬于角色外行為范疇。自愿綠色行為在概念與語境表現(xiàn)上與環(huán)保組織公民行為（Boiral & Paille, 2012）緊密相關(guān), 并且該類主動的綠色行為概念受到組織行為學領(lǐng)域的學者們的廣泛關(guān)注（Norton et al, 2015）。一般來說, 當個體對綠色行為進行歸因時, 僅實施任務相關(guān)綠色行為的個體往往將其歸因為外部環(huán)境, 而從事自愿綠色行為的個體卻將其歸因為自身內(nèi)部。

研究表明, 人力資源政策能影響員工與可持續(xù)發(fā)展相關(guān)的行為、態(tài)度、知識和動機（Boudreau & Ramstad,2005）, 如文獻表明組織的環(huán)保態(tài)度（Lamm, Tosti-Kharas,& King, 2015）和環(huán)保措施（Paille & Boiral, 2013）等, 均能有效地預測員工從事與環(huán)保相關(guān)的主動性行為。而組織實施綠色人力資源管理既從行動上提出了一系列環(huán)保措施, 也在思想上明確了其環(huán)保態(tài)度, 會對員工綠色相關(guān)的態(tài)度與行為產(chǎn)生潛移默化影響。另外, 根據(jù)SDT, 個體的行為表現(xiàn)是個體與環(huán)境共同作用的結(jié)果, 人們傾向于做出滿足自我需求的行為。處于實施綠色人力資源管理實踐的組織內(nèi), 綠色行為是組織對員工工作內(nèi)容的基本要求, 員工如何看待和認知綠色行為的價值和意義, 是個體能否自主選擇和自我決定實施任務相關(guān)綠色行為和自愿綠色行為的關(guān)鍵因素。當員工認可組織提倡的綠色實踐的社會效應與價值時, 員工會愿意從事不同的綠色行為, 而當員工感知的是因沒有從事綠色行為而充滿內(nèi)疚時, 可能僅做出與工作任務相關(guān)的綠色行為以獲取獎勵或避免懲罰。既有的相關(guān)文獻也證實了這一點, Norton等人（2014）研究發(fā)現(xiàn)組織內(nèi)推行可持續(xù)發(fā)展政策可以鼓勵員工環(huán)保行為的發(fā)生, 且Dumont等人（2017）指出綠色人力資源管理實踐是員工角色內(nèi)與角色外的綠色行為的重要預測因素, 故本文推測組織內(nèi)綠色人力資源管理會引導和促進員工從事綠色行為。基于以上分析, 本文提出如下假設:

H1: 組織內(nèi)綠色人力資源管理能有效促進員工任務相關(guān)綠色行為（H1a）和員工自愿綠色行為（H1b）。

2.3 綠色工作動機的中介作用

根據(jù)SDT, 實施綠色人力資源管理的組織情境對工作動機產(chǎn)生影響主要通過以下兩種認知過程: 一是個體認知過程的因果關(guān)系, 如從事工作場所綠色行為是組織要求的還是自身主動的; 二是勝任感的程度。一般來說, 組織中所實施的綠色人力資源管理實踐措施是影響員工工作態(tài)度與行為的主導因素, 員工被要求（其自身的自我決定程度較低）從事與組織管理實踐相一致的工作行為, 并在一定程度上削弱了他們的勝任感, 繼而引發(fā)員工的控制性動機。此外, 實施綠色人力資源管理的組織亦通過激發(fā)員工的環(huán)保意識使得員工將綠色行為認知為有價值和意義的、積極主動的、能夠自我決定的行為, 故產(chǎn)生自主性動機。

其次, SDT表明行為是自主性動機和控制性動機的結(jié)果, 是個體在充分理解自身心理需求和外部情境之后的選擇（Deci & Ryan, 2008）。當人們認為其行為是由其自身內(nèi)部原因引起的, 如某員工從事綠色行為是因為覺得該行為具有重要意義, 則他們會存在一種內(nèi)在因果關(guān)系定位的感知; 相反, 若人們認為其行為是由外部原因引起, 如某員工覺得若不從事綠色行為會受到組織的懲罰, 則他們就會有一種外部因果關(guān)系定位的感知。另外, 結(jié)合綠色行為的定義, 工作任務相關(guān)綠色行為是因為員工產(chǎn)生外部因果定向, 受到組織環(huán)境中與績效、薪酬等相關(guān)的外部力量控制感所影響, 即受到控制性動機的驅(qū)動; 而自愿綠色行為往往是因為員工關(guān)注內(nèi)在愿望, 認同行為的價值與意義而進行的自主選擇和自我決定, 即受到自主性動機的驅(qū)動。

控制性動機的調(diào)節(jié)方式一般包括服從, 獎勵和懲罰,某種行為的產(chǎn)生可能是為了避免焦慮和愧疚, 而不是自我認可或自愿的, 如外部動機在環(huán)境變革型領(lǐng)導的情境中才能驅(qū)動員工為了獎勵而從事親環(huán)境行為（Graves, Sarkis, &Zhu, 2013）, 故控制性動機只能預測員工與任務相關(guān)的綠色行為, 對自愿綠色行為的預測效果則不明顯。而工作動機的自主性越強, 個體在日常工作中行為的主動性越高,除角色內(nèi)的任務相關(guān)綠色行為之外, 從事角色外的主動性行為（如自愿綠色行為）的可能性也越大。且自主性動機的積極產(chǎn)出已在教育, 醫(yī)療等領(lǐng)域得到證實, 研究發(fā)現(xiàn)家長（或老師）的自主性支持會增加孩子（或?qū)W生）的自主性動機, 繼而增加主動學習行為, 減少學業(yè)倦?。‵roiland,2011; 羅云, 趙鳴, 王振宏, 2014）。Osbaldiston和Sheldon（2003）通過對學生的環(huán)保行為研究發(fā)現(xiàn), 自主性動機能正向預測其主動環(huán)保行為頻率。Graves等人（2013）的研究也發(fā)現(xiàn), 員工的親環(huán)境行為是自主性動機和控制性動機共同作用的結(jié)果。基于此, 本文提出:

H2: 綠色人力資源管理實踐通過控制性動機和自主性動機正向影響員工任務相關(guān)綠色行為（H2a）, 通過自主性動機正向影響員工自愿綠色行為（H2b）。

2.4 員工綠色價值觀的調(diào)節(jié)作用

既有價值觀文獻強調(diào)個人價值觀是預測態(tài)度和行為的重要因素（Davidov, Schmidt, & Schwartz, 2008; Low,2013）。綠色價值觀是指關(guān)注自然環(huán)境的傾向, 也叫親環(huán)境態(tài)度（Bissing-Olson et al, 2013）或生態(tài)信念（Raineri& Paille, 2014）, 屬于價值觀的范疇, 對個體在工作場所內(nèi)外是否會采取綠色行為具有重要影響作用（Chou, 2014）。Dumont等人（2017）的研究發(fā)現(xiàn)綠色價值觀會加強心理綠色氛圍對員工角色內(nèi)和角色外綠色行為的影響作用。

行為意向是決定行為的直接因素, 它受到態(tài)度和主觀規(guī)范的影響。而員工綠色價值觀反映了其對環(huán)保及綠色行為的積極態(tài)度, 組織采取綠色人力資源管理則說明員工被要求以綠色地方式處理各種相關(guān)的任務, 這有助于員工形成環(huán)保型主觀規(guī)范意識, 繼而做出綠色行為, 即綠色人力資源管理引導的環(huán)保主觀規(guī)范和員工綠色價值觀共同影響員工綠色行為的發(fā)生。具體來說, 當員工綠色價值觀高時,環(huán)保意識較強, 綠色行為意向越強, 其做出任務相關(guān)綠色行為和自愿綠色行為的可能性越大; 相反, 當員工綠色價值觀低時, 環(huán)保積極意識削弱, 而由于受到組織內(nèi)相關(guān)綠色政策的影響, 感知到生態(tài)環(huán)境保護的社會壓力, 故保持一定的任務相關(guān)綠色行為, 而不會主動地從事自愿綠色行為?；诖? 本文提出:

H3: 員工綠色價值觀調(diào)節(jié)了綠色人力資源管理實踐對員工綠色行為的影響, 員工綠色價值觀高時, 對任務相關(guān)綠色行為和自愿綠色行為正向影響均顯著（H3a）; 員工綠色價值觀低時, 對任務相關(guān)綠色行為的正向影響顯著, 對自愿綠色行為的影響不顯著（H3b）。

SDT指出自主性動機與控制性動機的區(qū)別在于行為的自我和自主決定程度的不同, 前者是高自主和高認同, 后者是高控制和低認同。而個人價值觀與組織的價值觀相一致的共同意識形態(tài)預期會產(chǎn)生最佳產(chǎn)出, 如加強組織認同和工作意義, 增加其自主性動機, 產(chǎn)生積極的工作態(tài)度和行為（趙燕梅等, 2016）。根據(jù)Rupp等人（2006）的研究,當組織內(nèi)實施環(huán)境戰(zhàn)略和綠色人力資源管理時, 員工對組織社會責任政策和行為會做出明確的判斷, 這些判斷決定了高綠色價值觀員工的綠色心理需求是否得到滿足, 能否產(chǎn)生自主性動機, 亦或是控制性動機。結(jié)合前面的分析,本文推測綠色人力資源管理實踐和員工綠色價值觀共同作用員工工作動機, 繼而影響員工綠色行為, 具體來說, 高綠色價值觀的員工能與實施綠色人力資源管理政策的組織相互契合, 激發(fā)其規(guī)則同價值內(nèi)化與整合, 體會到高度的行為自主性和活動價值的高度認同（自主性動機）, 從而做出綠色行為; 而低綠色價值觀的員工無法較大程度的自主決定綠色行為活動, 其工作動機完全來自外部環(huán)境管理制度的驅(qū)動, 具有高度的被控制感和行為價值的不認同（控制性動機）, 從而被迫做出任務相關(guān)綠色行為, 減少或者不從事自愿綠色行為, 由此提出如下假設:

H4: 綠色人力資源管理實踐與員工綠色價值觀的交互通過工作動機對員工綠色行為產(chǎn)生間接影響: 對員工任務相關(guān)綠色行為的間接影響同時通過自主性動機和控制性動機（H4a）顯著; 對員工自愿綠色行為的間接影響只通過自主性動機顯著（H4b）。

綜合以上假設, 本文研究框架如圖1:

3 研究方法

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)收集

本研究運用問卷調(diào)查方法獲取數(shù)據(jù), 來自武漢和廣州的16家公司的485名員工參與了調(diào)查, 調(diào)研對象分布在涉及節(jié)能生產(chǎn), 資源循環(huán)利用等不同領(lǐng)域（如產(chǎn)品包裝）。首先, 與各企業(yè)的高層管理者進行聯(lián)系, 并征得同意, 然后將問卷直接分發(fā)給員工, 在工作時間內(nèi)進行現(xiàn)場收集。經(jīng)過篩選剔除后形成450份有效問卷, 有效問卷中有223名男性; 平均年齡32.51（SD= 7.554）; 高中及以下學歷者占10.9%, 大專學歷者占30.9% , 本科學歷者占29.1% , 碩士研究生及以上學歷者27.6%; 生產(chǎn)崗位的員工約占33.3%, 技術(shù)崗20%, 管理類崗16.9%。

圖1 理論模型

3.2 測量工具

本研究使用的測量量表大多來自外文文獻, 通過標準的翻譯及回譯程序后采用, 并且根據(jù)本研究主題進行適當修正, 以保證表述內(nèi)容的準確性和量表測量的信效度。本次研究調(diào)查問卷的所有題項均采用Likert 7點評分法, “1”表示“完全不同意”, “7”表示“完全同意”。

綠色人力資源管理實踐。現(xiàn)有實證研究還沒有成熟的量表來測量綠色人力資源管理實踐, 大多數(shù)研究參考人力資源管理的測量, 如楊光（2003）提出的五維度綠色化管理模塊, 本研究借鑒Dumont等人（2017）使用的6題項來測量綠色人力資源管理實踐, 如“我所在公司在績效考核中考慮員工的職場綠色行為”等, 且這些題項已在其研究中證明具有可靠的信效度。Cronbach' α信度系數(shù)為0.934。

綠色行為。與Bissing-Olson等人（2013）研究一致,本文借鑒Williams和Anderson（1991）提出的3題項角色內(nèi)的工作行為量表來衡量任務相關(guān)綠色行為, 該量表在測量有關(guān)環(huán)境行為方面具有良好的信效度（Norton, Zacher &Ashkanasy, 2014）; 自愿綠色行為借鑒廣泛使用的3題項個人主動性量表（Frese, Fa, Hilburger, Leng, & Tag, 1997）來測量。為了評估員工以環(huán)保方式完成所需工作任務和主動行為的程度, 本文對題項的描述進行了修改, 如“工作中,我以環(huán)保的方式充分完成了指定的任務”, “工作中, 我會主動抓住機會積極參與工作中的環(huán)境保護”等。Cronbach'α信度系數(shù)分別為0.907和0.920。

員工綠色價值觀。根據(jù)以往的研究（Steg, Dreijerink,& Abrahamse, 2005; Chou, 2014; Lind, Nordfj?rn , J?rgensen,& Rundmo 2015）, 員工綠色價值觀由NEP量表中的個人環(huán)境規(guī)范維度的3個題項來測量, 如“我感到有義務盡我所能來防止環(huán)境退化”。Cronbach' α信度系數(shù)為0.865。

工作動機。借鑒Koestner等人（2008）測量自主性動機和控制性動機的方法, 即采用衡量個體行為從高度控制到高度自主的4個自我決定題項: 外部, 內(nèi)懾, 認同和內(nèi)在。與以往研究一樣, 外部和內(nèi)懾屬于控制性, 認同和內(nèi)在屬于自主性（Shelton & Elliot, 1998）。與其他變量類似,進行了相應的修改, 如“從事綠色行為是因為別人要求的或者我能得到一定的獎勵”, “我相信從事綠色行為具有重要意義”等。Cronbach' α信度系數(shù)分別為0.847和0.879。

控制變量為性別, 年齡, 教育水平, 公司行業(yè)及工作崗位性質(zhì)等。

4 研究結(jié)果

4.1 共同方法偏差檢驗與驗證性因子分析

由于變量測量均來自員工個體, 可能會產(chǎn)生共同方法偏差, 本文采用Harman單因素檢驗（周浩, 龍立榮,2004）, 將各主要變量的測量數(shù)據(jù)進行主成分分析, 結(jié)果顯示特征值大于1的因子有6個, 累計方差貢獻率為83.19%, 其中第一主成分因子的方差貢獻率為26.10, 說明本數(shù)據(jù)不存在共同方法偏差。

另外, 本研究通過驗證性因子分析（CFA）, 經(jīng)過比較不同因子模型的擬合指標, 驗證變量間的區(qū)分效度。結(jié)果顯示六因子模型（綠色人力資源管理實踐, 任務相關(guān)綠色行為, 自愿綠色行為, 員工綠色價值觀, 自主性動機和控制性動機）擬合度最好（見表1）, 說明變量間具有很好的區(qū)分效度。

表1 不同因子模型的擬合指標

表2 各變量描述性統(tǒng)計及相關(guān)系數(shù)

4.2 描述性統(tǒng)計及相關(guān)性分析

本研究變量的平均值和標準差如表2所示, 相關(guān)性分析表明行業(yè)與綠色行為相關(guān), 員工綠色價值觀與自主性動機、自愿綠色行為顯著相關(guān), 而控制性動機與任務相關(guān)綠色行為顯著相關(guān), 以上結(jié)果為假設驗證提供了初步支持。

4.3 假設檢驗

由于本研究模型的因變量是兩個, 回歸分析是分開考察不同的因變量, 缺乏整體視角, 故將行業(yè), 性別, 年齡,教育程度及崗位類型作為控制變量, 采用Mplus對綠色人力資源管理實踐通過控制性和自主性工作動機影響任務相關(guān)綠色行為和自愿綠色行為進行結(jié)構(gòu)方程模型檢驗, 路徑分析的結(jié)果表明假設H1a, H1b和假設H2a, H2b均成立,變量間路徑系數(shù)如圖2所示。

為了更好的驗證本研究提出的理論模型, 結(jié)構(gòu)方程模型估計加入了控制性動機對自愿綠色行為的影響, 發(fā)現(xiàn)路徑不顯著, 故將該條路徑刪掉之后再次進行路徑分析, 模型擬合結(jié)果更好, 也進一步支持了假設H2的提出。刪除后的圖2模型擬合指標如下: χ2/df = 4.718, 符合小于5的指標要求; RMSEA = 0.091, NFI = 0.934, NNFI = 0.934, CFI= 0.947, IFI = 0.947, GFI = 0.934, AGFI = 0.887, RFI = 0.918,均達到了要求, 即模型與數(shù)據(jù)擬合狀況良好, 下表列出了結(jié)構(gòu)方程模型的系數(shù)檢驗結(jié)果。

數(shù)據(jù)結(jié)果顯示綠色人力資源管理對兩種綠色行為均有顯著影響（任務相關(guān)綠色行為:β= 0.542,p＜ 0.001; 自愿綠色行為 :β= 0.194,p＜ 0.001）, 假設 H1a, H1b 成立。另外, 兩種工作動機對兩種綠色行為的影響存在差異, 自主性動機正向預測兩種綠色行為（任務相關(guān)綠色行為:β=0.743,p＜ 0.001; 自愿綠色行為 :β= 0.875,p＜ 0.001）, 而控制性動機只對任務相關(guān)綠色行為影響顯著（β= 0.408,p＜ 0.001）。進一步的bootstrap檢驗結(jié)果表明綠色人力資源管理實踐通過控制性動機（β= 0.070, CI = [0.020, 0.121]）和自主性動機（β= 0.524, CI = [0.430, 0.623]）對任務相關(guān)綠色行為的間接效應顯著（總效應β= 0.454, CI = [0.354,0.554]）; 而綠色人力資源管理實踐通過自主性動機對自愿綠色行為的間接效應顯著（β= 0.617, CI = [0.519, 0.730]）,通過控制性動機的間接效應不顯著, 故假設H2a, H2b成立。

圖2 路徑系數(shù)圖

表3 Mplus回歸分析及間接效應估計結(jié)果

圖3 員工綠色價值觀對任務相關(guān)綠色行為的調(diào)節(jié)效應

圖4 員工綠色價值觀對自愿綠色行為的調(diào)節(jié)效應

員工綠色價值觀與綠色人力資源管理的交互項對自愿綠色行為（β= 0.284,p＜ 0.001）的影響顯著, 而對任務相關(guān)綠色行為的影響不顯著（β= 0.088, n.s）。具體來說, 當員工綠色價值觀水平較高時, 綠色人力資源管理對任務相關(guān)綠色行為（β= 1.509,p＜ 0.001）和自愿綠色行為（β=0.211,p＜ 0.001）均顯著, 而員工綠色價值觀水平較低時,綠色人力資源管理僅對任務相關(guān)綠色行為的影響顯著（β= 1.504,p＜ 0.001）, 對自愿綠色行為影響不顯著（β= 0.059,n.s）, 即在不同水平下的員工綠色價值觀和綠色人力資源管理對任務相關(guān)綠色行為的影響無顯著差異, 而對自愿綠色行為的影響存在顯著差異, 調(diào)節(jié)效應圖如圖3, 4所示,故假設H3a, H3b成立。

表4 被中介的調(diào)節(jié)模型檢驗

假設H4a, H4b的被中介的調(diào)節(jié)效應結(jié)果如表4所示,員工綠色價值觀與綠色人力資源管理的交互項通過控制性動機（β= 0.075, CI = [0.053, 0.100]）和自主性動機（β= 0.015,CI = [0.005, 0.028]）對任務相關(guān)綠色行為間接效應差異顯著; 員工綠色價值觀與綠色人力資源管理的交互項只通過自主性動機對自愿綠色行為間接效應差異顯著（β= 0.029,CI = [0.012, 0.048]）, 通過控制性動機對自愿綠色行為的影響不顯著（β= 0.009, CI = [-0.009, 0.027]）。故假設H4a,H4b成立。

5 討論

現(xiàn)代組織越來越多的將環(huán)境戰(zhàn)略納入組織運營戰(zhàn)略之中, 如何從微觀層面探索組織內(nèi)促進員工綠色行為的因素,是保障宏觀戰(zhàn)略目標實現(xiàn)的關(guān)鍵, 也對實現(xiàn)社會可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。本研究基于自我決定理論建立了綠色人力資源管理實踐與員工綠色行為的理論模型, 引入自主性動機與控制性動機來解釋管理實踐對自愿綠色行為和任務相關(guān)綠色行為的影響機制, 并驗證了員工綠色價值觀在該影響作用中的邊界效應, 從理論上擴展了環(huán)境保護, 綠色實踐與行為等領(lǐng)域的文獻研究。

5.1 理論意義

本研究具有以下幾點理論貢獻:

首先, 通過探究綠色人力資源管理影響員工工作結(jié)果拓展了人力資源管理行為和環(huán)境管理的現(xiàn)有文獻。關(guān)于綠色政策如何從微觀層面引導和促進員工的綠色行為這一過程在國內(nèi)研究中尚未經(jīng)過充分的實證證明, 而本研究在中國情境下進行理論構(gòu)建與論證, 擴展了綠色人力資源管理的跨文化研究, 也增加了實踐措施應用的普遍適用性, 揭開該管理政策有效性“黑箱”的同時豐富了當前人力資源管理新興領(lǐng)域的理論研究。

其次, 以往工作場所綠色行為研究分析了組織可持續(xù)發(fā)展政策（Norton et al, 2014; Norton, Zacher, Parker,& Ashkanasy, 2017）及領(lǐng)導者風格的影響（Graves et al,2013）, 而忽略了個體特質(zhì)的作用。本文同時考慮組織因素的綠色人力資源管理和個體因素的員工綠色價值觀對員工綠色行為的影響, 拓展并驗證了Norton等人（2015）提出的員工綠色行為的多層次理論框架, 為組織行為學文獻提供了有關(guān)了解個體工作場所綠色行為前因的相關(guān)文獻。

第三, 本文基于自我決定理論系統(tǒng)地解釋了綠色導向人力資源管理如何影響個體綠色行為, 提出了自主性動機、控制性動機兩條作用路徑。有趣的是控制性動機只能預測任務相關(guān)綠色行為, 而自主性動機會影響不同類型的綠色行為, 不同于以往兩種動機分別預測不同的行為結(jié)果（如:創(chuàng)造力等）, 進一步為自我決定理論對員工心理與行為的原因分析提供了實證證據(jù)。

最后, 研究驗證了綠色價值觀在綠色人力資源管理與綠色行為之間的調(diào)節(jié)作用。該變量分析了綠色人力資源管理如何及何時會對員工綠色行為起到引導作用, 明確了在綠色發(fā)展觀背景下組織政策影響員工心理與行為的邊界條件, 為微觀層面探索環(huán)境可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略提供了新視角和新思路。

5.2 實踐意義

研究表明, 綠色人力資源管理能有效地預測員工的綠色行為, 由此說明組織積極地向員工傳播有關(guān)綠色環(huán)保的信息能有效激發(fā)員工的環(huán)保意識, 故組織應該積極地參與環(huán)保文化建設, 營造綠色發(fā)展的文化氛圍, 潛移默化中讓環(huán)保成為每一位組織內(nèi)員工的習慣。第二, 要使綠色人力資源管理成為引導員工職場綠色行為的有效力量, 就應該確保企業(yè)有相應的招聘策略, 以吸引那些與組織具有類似環(huán)境價值和信仰的員工, 有效地激發(fā)員工從事綠色行為的自主性動機和行為意向（Renwick et al, 2013）, 讓員工自發(fā)地在工作場所內(nèi)外從事綠色行為。第三, 在綠色人力資源管理政策的實施過程中要進一步完善員工與綠色環(huán)保相關(guān)的績效和獎勵措施, 適當考慮個人的環(huán)境表現(xiàn), 避免員工從事綠色行為完全是由控制性動機所驅(qū)使, 從而做出被迫的綠色行為, 不利于員工的工作滿意度。最后, 在實施綠色發(fā)展觀的組織管理實踐過程中, 要積極開展環(huán)境意識,態(tài)度, 技能和知識的有效培訓計劃, 激發(fā)員工的主動意識,促進綠色價值觀的培養(yǎng)。

5.3 研究局限與未來展望

綠色行為作為一種親社會行為, 在當今倡導綠色環(huán)保的社會越來越受到重視。企業(yè)作為社會主體的重要組成部分, 對社會可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的實施起著重要的作用, 故如何充分利用企業(yè)的力量有效地激發(fā)其組織內(nèi)員工的綠色行為具有重要的研究價值, 學術(shù)界應該深入探究與豐富組織綠色政策與員工綠色行為之間的關(guān)系研究, 本研究在理論與實踐方面做出了一定程度的貢獻, 但在以下方面存在不足, 希望未來研究能進一步完善:

首先, 在數(shù)據(jù)來源上, 為了準確地了解員工的心理狀態(tài)與情境感知, 故全部采用員工自我報告的數(shù)據(jù), 雖然經(jīng)過驗證排除了同源方法偏差的影響, 但也削弱了情境因素對員工綠色行為的有效預測, 未來可采用員工感知聚合數(shù)據(jù)進行跨層次研究或進行多來源數(shù)據(jù)收集, 提升研究結(jié)論的嚴謹性。

其次, 任何的管理實踐對員工心理與行為的影響都存在一定的滯后性, 而本研究的測量都在一個時間點, 從而無法充分探究綠色人力資源實踐的管理有效性, 故不能排除變量間的其他因果關(guān)系推論, 但是為了彌補這個缺陷,本文借鑒Mai等人（2016）的方法, 檢驗了感知到的綠色人力資源實踐在工作動機與綠色行為之間的中介效應, 以及綠色行為對工作動機的預測效果, 結(jié)果均不顯著, 表明本文假設的因果排序是適當?shù)? 但未來可以采用縱向研究或?qū)嶒炘O計進一步分析與驗證本研究結(jié)論。

最后, 根據(jù)Norton等人（2015）的員工綠色行為的整合性多層模型, 除了個人價值觀特質(zhì)和組織政策因素之外,領(lǐng)導者風格, 主管支持及綠色文化氛圍等因素都是影響綠色行為的重要因素, 未來研究需充分考慮不同層次不同類型的變量的交互影響, 從不同的理論視角去進一步探索其內(nèi)在機制, 豐富相關(guān)研究, 為綠色環(huán)保的理論和實踐發(fā)展作出進一步的貢獻。

附錄: 綠色人力資源管理（來源: Dumont et al, 2017; 譯者: 周金帆,張光磊, 2017）

1.我公司為員工設定了綠色目標。

2.我公司為員工提供綠色培訓以促進綠色價值觀。

3.我公司為員工提供綠色培訓, 以發(fā)展員工綠色管理所需的知識和技能。

4.我公司在績效考核中考慮員工的職場綠色行為。

5.我公司將員工的工作場所綠色行為與獎勵和薪酬掛鉤。

6.我公司內(nèi)的晉升會考慮員工的工作場所綠色行為。