黃 亮,郭子生

(1.廣東財經(jīng)大學 工商管理學院/粵商學院,廣東 廣州 510320;2.華南理工大學 廣東省中小企業(yè)發(fā)展研究咨詢中心,廣東 廣州 510640)

一、 引 言

人與自然和諧共生現(xiàn)代化是中國式現(xiàn)代化的基本要求,尊重自然、順應自然、保護自然是全面建設社會主義現(xiàn)代化國家的內(nèi)在規(guī)定。站在人與自然和諧共生的高度謀劃發(fā)展是對我國企業(yè)在新時代背景下謀求競爭優(yōu)勢所提出的戰(zhàn)略要求。落實到我國企業(yè)的戰(zhàn)略執(zhí)行層面需要這些企業(yè)將人與自然和諧共生理念轉化為驅動企業(yè)綠色發(fā)展的個體行動,促進員工踐行人與自然和諧共生理念從而在工作場所中表現(xiàn)出更多綠色行為是當前我國企業(yè)實現(xiàn)高質量發(fā)展和可持續(xù)發(fā)展的關鍵戰(zhàn)術內(nèi)容[1]。

現(xiàn)有的員工綠色行為前因研究重視對員工個性因素的前置影響探討[2-4],其中有研究表明關于人與自然關系所持有的價值觀是影響員工綠色行為的重要前置個性因素[5]。個體的這類價值觀因素具有跨文化差異性,人與自然導向是其中衡量個體在跨文化情境中所持有的這類價值觀特異性的一個關鍵的文化價值觀因素[6]。深受老子《道德經(jīng)》的影響,中國人持有重視與自然界和諧共生的價值信念,他們認為其行為應該遵循自然界的客觀運行規(guī)律,這是人與自然導向的精髓所在[7]?，F(xiàn)有的相關文獻已注意到持有這種價值導向的中國消費者會產(chǎn)生更多的綠色消費并探討了其中的影響因素[7-9],但對這種價值導向如何在我國企業(yè)員工層面有效落地(即實現(xiàn)向員工綠色行為的積極轉化)的理論認識仍較為缺乏,這是本文重點探討的研究問題。

個性的認知—情感系統(tǒng)理論認為,文化價值觀是個體個性系統(tǒng)的重要構成元素,它可通過引起個體個性系統(tǒng)中的認知—情感單元心理表征和行為表征從而激發(fā)個體相應的行為表現(xiàn)[10-11]。據(jù)此可得,員工的人與自然導向可能會通過行為表征產(chǎn)生綠色行為,但該觀點還未被現(xiàn)有研究所檢驗;而且本文可對上一段所述的研究問題做進一步的分解。

第一,現(xiàn)有文獻已認識到在消費情境中,環(huán)保情感因素(如:生態(tài)情感)和環(huán)保認知因素(如:生態(tài)知識)在個體人與自然導向向綠色消費的轉化過程中起著重要的傳導作用[8],這種觀點在個體工作情境中是否也適用尚不得而知。但這至少說明在探討工作情境中員工人與自然導向對其綠色行為的影響時應該重視對環(huán)保情感因素和環(huán)保認知因素的潛在傳導作用考察,而現(xiàn)有研究對什么因素在員工的人與自然導向向綠色行為的有效轉化過程中起中介作用卻尚不明確,尤其是對該過程中的潛在認知—情感作用路徑尚未有足夠的重視,這是本文期望重點研究的子問題之一。由此,本文基于個性的認知—情感系統(tǒng)理論提出員工人與自然導向會通過激發(fā)其個性系統(tǒng)的認知—情感單元環(huán)境導向的心理表征,從而促進其綠色行為的產(chǎn)生。一方面,現(xiàn)有研究表明員工愛護自然界的價值導向可激發(fā)其在認知上將自然納入自我[12],而環(huán)保導向的自我概念可促進員工產(chǎn)生與這種自我概念相一致的綠色行為[13],據(jù)此本文推斷,員工將自然融入自我概念的積極認知(即自然聯(lián)結)可能是傳導員工人與自然導向與其綠色行為之間關系的個性系統(tǒng)認知—情感單元環(huán)境導向的認知表征的主要標志。另一方面,現(xiàn)有研究也顯示親環(huán)境的價值導向有助于激發(fā)員工產(chǎn)生主動投身環(huán)?；顒拥臒崆?即和諧環(huán)保熱情)[14],這種環(huán)保積極情感可推動員工在工作中積極踐行環(huán)保[15],因此員工和諧環(huán)保熱情可能是在員工人與自然導向與其綠色行為之間起重要傳導作用的情感渠道因素。

第二,現(xiàn)有研究表明個體人與自然導向對其綠色消費行為傾向的激發(fā)效應會受到消費情境有利因素的強化[16],但這種觀點在個體工作場所中是否有解釋力還有待考察。同時,現(xiàn)有文獻[17-19]也認識到員工個體因素與組織情境因素的互補性是強化對員工綠色行為激發(fā)的關鍵機制,這表明在探討員工人與自然導向向其綠色行為的轉化時應重視挖掘有益于催化上述轉化過程的組織情境因素,但現(xiàn)有研究對這方面的認識還較為缺乏,這是本文期望重點探討的另一個子問題。根據(jù)個性的認知—情感系統(tǒng)理論,外部有利情境可與個體個性系統(tǒng)交互影響該系統(tǒng)的認知—情感單元心理表征和外顯行為表征,這種交互作用可使上述表征產(chǎn)生的認知、情感和行為得到顯著強化[10-11]。同時,現(xiàn)有文獻[20-21]指出積極的領導行為在員工綠色行為形成的個體心理過程中可營造有利的工作情境。鑒于環(huán)保服務型領導者致力于在工作情境中宣揚和踐行環(huán)保理念并樂意幫助員工培育和實踐這種理念[22],并且鼓勵和支持環(huán)保理念及其實踐的工作情境有益于促進員工將愛護自然界的價值信念進行積極的心理和行為表征[20,23-24]。故本文推斷,環(huán)保服務型領導者營造的工作情境可能有助于強化員工人與自然導向激發(fā)綠色行為的個體系統(tǒng)認知—情感單元心理表征和行為表征效應。

總之,對上述兩個研究問題背后的機制揭示有助于深化現(xiàn)有研究對員工人與自然導向與其綠色行為關系的理論認識,但卻尚未受到理論界的足夠重視與系統(tǒng)檢驗。本文將基于個性的認知—情感系統(tǒng)理論探討員工人與自然導向與其綠色行為的作用關系,尤其是剖析員工自然聯(lián)結、和諧環(huán)保熱情和環(huán)保服務型領導在其中所起的潛在中介或調節(jié)作用,力圖從理論上回答人與自然和諧共生理念如何在員工層面有效落地的重要問題,也為促進員工人與自然導向向其綠色行為的有效轉化提供管理實踐啟示。

二、 理論與假設

(一) 員工人與自然導向與其綠色行為的關系

員工綠色行為是指員工自發(fā)實施的促進企業(yè)實現(xiàn)環(huán)境可持續(xù)性的一系列可量化行為[25]。員工綠色行為的前因研究顯示員工個性因素(如:價值觀[2-5]、人格特質[2-4,26])對其綠色行為具有重要的影響,特別是員工關于人與自然關系所持有的價值觀對其綠色行為的激發(fā)或抑制具有重要的導向作用[5]。員工人與自然導向反映了員工在其自我概念中融入自然的程度,它是體現(xiàn)員工如何看待人類與自然關系的一種文化價值觀[13,27]。它是Kluckhohn和Strodtbeck[6]提出用于分析中國文化獨特性的價值導向框架的一個重要構成要素,Yau[28]將這個框架引入管理學研究領域并分析了其中所述的價值導向對中國消費者心理與行為研究的啟示。

個性的認知—情感系統(tǒng)理論認為個體行為是其內(nèi)部個性系統(tǒng)的外在反映,個體間的行為差異性源于個體間的個性系統(tǒng)差異性[10-11]。這說明員工的個性系統(tǒng)構成要素是激發(fā)其綠色行為的重要源泉,由此本文提出員工人與自然導向是其綠色行為產(chǎn)生的前置因素。這是因為擁有強人與自然導向的個體持有人類與自然關系緊密相連的價值取向,其傾向于人類與自然應和諧共處;相反,擁有弱人與自然導向的個體持有人類與自然存在競爭關系的價值取向,其傾向于人類應駕馭和征服自然[9]。與擁有弱自然導向的員工相比,擁有強人與自然導向的員工更熱愛自然且具有更強烈的保護自然的愿望[16],他們也更有能力保護環(huán)境以實現(xiàn)人們與自然的和諧發(fā)展[6],故他們會表現(xiàn)出更多的綠色行為。相關研究也證實了個體人與自然導向可激發(fā)其綠色消費行為[9]?？傊?本文提出如下假設:

H1:員工人與自然導向對其綠色行為具有正向影響。

(二) 員工自然聯(lián)結與其和諧環(huán)保熱情的中介作用

根據(jù)個性的認知—情感系統(tǒng)理論,作為個性系統(tǒng)構成要素的個體文化價值觀可激發(fā)其對自己、環(huán)境、事件等的意義建構,由此產(chǎn)生自己、環(huán)境、事件等的認知表征[10-11]。員工自然聯(lián)結是指員工將自然納入自我的認知表征程度[29-30],它從環(huán)保認知的角度反映了員工如何看待自己與自然的關系。因此,擁有強人與自然導向的員工相信人類與自然關系緊密聯(lián)系在一起,其會產(chǎn)生與這種信念相一致的關于自己與自然關系的意義建構,即產(chǎn)生自己與自然緊密相連且融為一體的認知表征,由此他們傾向于將自然納入其自我概念之中。相關的實證研究也顯示擁有強人與自然和諧共處精神信念或精神動力的員工會產(chǎn)生強烈的自然聯(lián)結認知[31-32]?？傊?本文提出如下假設:

H2:員工人與自然導向對其自然聯(lián)結具有正向影響。

進一步推斷,擁有強自然聯(lián)結認知的員工會認為他們的幸福感與自然環(huán)境是緊密聯(lián)系在一起的[33],他們會產(chǎn)生對環(huán)保的強烈責任感[31],他們也會形成超越自我去關注自然環(huán)境的內(nèi)在動機[32],因而他們將會基于上述的認知、動機和責任感而在工作場所中主動表現(xiàn)出綠色行為。相關的實證研究[31-33]也顯示員工自然聯(lián)結對其綠色行為的產(chǎn)生具有正向作用。

根據(jù)個性的認知—情感系統(tǒng)理論,作為個體個性系統(tǒng)的重要構成要素的文化價值觀可激發(fā)該系統(tǒng)中認知—情感單元的認知表征,從而引起個體產(chǎn)生與這種心理表征相一致的行為表現(xiàn)[10-11]。Frieder等[34]主要基于個性的認知—情感系統(tǒng)理論的實證研究表明員工工作相關的人格特質可激發(fā)其個性系統(tǒng)認知—情感單元的認知表征,引起其產(chǎn)生工作意義感從而促進其改善工作行為表現(xiàn)。根據(jù)個性的認知—情感系統(tǒng)理論并結合前述的相關推理,本文進一步推斷員工人與自然導向會激發(fā)其個性系統(tǒng)認知—情感單元進行自己與自然關系的認知表征,產(chǎn)生將自然融入自我的積極認知,這將進一步激發(fā)他們因產(chǎn)生將自己幸福感與自然環(huán)境相連的積極認知、環(huán)保責任感和環(huán)保內(nèi)在動機而在工作中主動表現(xiàn)出綠色行為?？傊?本文提出如下假設:

H3:員工自然聯(lián)結在其人與自然導向與其綠色行為之間起正向中介作用。

根據(jù)個性的認知—情感系統(tǒng)理論,屬于個性系統(tǒng)構成要素的個體文化價值觀具有情感喚醒的功能,它可激發(fā)個體對文化價值觀內(nèi)含的信息進行情感編碼,由此產(chǎn)生相應的情感表達[10-11]。和諧環(huán)保熱情反映了員工自愿投身環(huán)保實踐的熱情,它是和諧熱情概念延伸到環(huán)保心理領域所產(chǎn)生的概念[15]。因此,擁有強人與自然導向的員工會產(chǎn)生其個性系統(tǒng)認知—情感單元的環(huán)境導向情感表征,由此促進他們對自己與自然和諧共處的親密關系進行情感編碼,因此他們會產(chǎn)生強烈的主動保護環(huán)境實踐的熱情。相關的實證研究也顯示擁有強環(huán)保價值導向的員工會產(chǎn)生強烈的和諧環(huán)保熱情[14]。總之,本文提出如下假設:

H4:員工人與自然導向對其和諧環(huán)保熱情具有正向影響。

進一步推斷,擁有強和諧環(huán)保熱情的員工對環(huán)保實踐充滿熱情[15],他們具有主動投身環(huán)保實踐的強烈動機[35],傾向于在環(huán)?；顒又型度氪罅烤团ΣΝh(huán)境問題主動提出建設性的解決對策[14],因而他們將會在工作中主動表現(xiàn)出綠色行為。相關的實證研究[15,35-36]也證實了員工和諧環(huán)保熱情有助于其綠色行為的產(chǎn)生。

根據(jù)個性的認知—情感系統(tǒng)理論,作為個性系統(tǒng)的組成要素的個體文化價值觀可激活該系統(tǒng)中認知—情感單元的情感表征及其相應的情感編碼,這會引起個體產(chǎn)生的相應情感反應后續(xù)行為[10-11]。Kuo和Chang[37]基于個性的認知—情感系統(tǒng)理論的實證研究顯示員工馬基維利主義人格可激發(fā)其個性系統(tǒng)認知—情感單元的情感表征及相應的情感編碼,導致其產(chǎn)生職場妒嫉從而引起其工作場所偏差行為和抑制其組織公民行為?；趥€性的認知—情感系統(tǒng)理論并結合上述的相關推理,本文推斷員工人與自然導向會激發(fā)其個性系統(tǒng)認知情感單元進行自己與自然關系的情感表征及其相應的情感編碼,由此促進他們產(chǎn)生主動投身保護自然活動的熱情,這將進一步推動他們主動參與環(huán)保實踐并樂意投入大量精力和努力于解決環(huán)境問題上,從而在工作中積極表現(xiàn)出綠色行為?？傊?本文提出如下假設:

H5:員工和諧環(huán)保熱情在其人與自然導向與其綠色行為之間起正向中介作用。

(三) 環(huán)保服務型領導的調節(jié)作用

根據(jù)個性的認知—情感系統(tǒng)理論,個體個性系統(tǒng)與外部情境的交互作用對個性系統(tǒng)產(chǎn)生的認知—情感單元心理表征和外顯行為表征均有顯著影響,即上述交互作用可使個體個性系統(tǒng)產(chǎn)生的認知—情感單元心理表征和外顯行為表征得到顯著的強化或弱化[10-11]。Frieder等[34]主要基于個性的認知—情感系統(tǒng)理論的實證研究證實了正面領導風格作為工作情境的重要因素可強化員工個性系統(tǒng)激發(fā)其個性系統(tǒng)認知—情感單元的積極心理表征過程。員工綠色行為的前因研究[17-19]也認識到員工個體因素(如:個體特質、價值觀)與組織情境因素(如:綠色人力資源管理、環(huán)保領導風格)的互補性可增強對員工綠色行為的激發(fā)效力?，F(xiàn)有研究[20-21]指出積極的領導行為(如:領導環(huán)保支持、環(huán)保服務型領導)營造的工作情境有利于強化員工綠色行為形成的個體心理過程。由于服務型領導具有培養(yǎng)下屬和履行對組織利益相關者(如:員工、社區(qū)等)的社會責任的行為導向,Robertson和Barling[38]據(jù)此建議服務型領導的概念內(nèi)容范圍可考慮納入對自然環(huán)境關注的相關內(nèi)容。由此,Luu[22]提出了環(huán)保服務型領導的概念,即環(huán)保服務型領導是推崇綠色價值觀和實踐綠色目標承諾的榜樣,其致力于服務并幫助員工為實現(xiàn)組織和環(huán)境可持續(xù)發(fā)展做出貢獻的領導風格。這種領導者側重向員工展示環(huán)保價值觀和環(huán)保規(guī)范及其對組織的價值,并在組織中起著帶頭踐行綠色價值觀的榜樣作用[39]。由于擁有強人與自然導向的員工也崇尚保護自然并與自然和諧共生的價值取向,故環(huán)保服務型領導者與擁有強人與自然導向的員工之間具有相互契合的環(huán)保價值觀,這種契合性將有助于強化員工人與自然導向引起其個性系統(tǒng)的認知—情感單元心理表征效應。

具體而言,環(huán)保服務型領導者營造的工作情境有益于促進員工人與自然導向激發(fā)其個性系統(tǒng)中認知—情感單元進行自己與自然關系的心理表征,從而促進這些員工產(chǎn)生自我與自然融為一體的強烈積極認知以及主動投身環(huán)?；顒拥膹娏覠崆?而服務型領導者營造的工作情境對弱人與自然導向員工個性系統(tǒng)認知—情感單元心理表征的影響則顯著不同,即這些員工與環(huán)保服務型領導者的環(huán)保價值觀不相契合,從而其難以產(chǎn)生自己與自然關系的認知—情感單元心理表征,從而他們的自然聯(lián)結和和諧環(huán)保熱情不會在該工作情境中得以顯著增強。

不僅如此,環(huán)保服務型領導者與擁有強人與自然導向員工之間的上述契合性還將有助于強化這些員工綠色行為的激發(fā),這是因為環(huán)保服務型領導者致力于促進員工環(huán)保價值觀的塑造和表達,并為員工踐行環(huán)保價值觀及其所需的知識增進和能力提升提供幫助與服務[40],其營造的工作情境有益于員工人與自然導向的展現(xiàn)與實踐,由此增強員工人與自然導向向綠色行為轉化的個性系統(tǒng)外顯行為表征效應。相關的實證研究也顯示個體價值觀因素(如:員工環(huán)境價值觀)與工作情境因素(如:組織綠色氛圍)的契合性有助于強化員工環(huán)保組織公民行為的產(chǎn)生[41]?？傊?本文提出如下三個假設:

H6:環(huán)保服務型領導強化了員工人與自然導向對其自然聯(lián)結的正向影響。

H7:環(huán)保服務型領導強化了員工人與自然導向對其和諧環(huán)保熱情的正向影響。

H8:環(huán)保服務型領導強化了員工人與自然導向對其綠色行為的正向影響。

本文進一步提出環(huán)保服務型領導還可強化員工自然聯(lián)結與和諧環(huán)保熱情在其人與自然導向與綠色行為之間所產(chǎn)生的間接效應。因為結合假設3、5、6和7可得,在強環(huán)保服務型領導的工作情境下,員工的人與自然導向能夠更自由和充分地在其個性系統(tǒng)加以表達,從而他們產(chǎn)生的基于自己與自然關系的個性系統(tǒng)認知—情感單元的心理表征(即認知表征和情感編碼)更強,故其自然聯(lián)結與和諧環(huán)保熱情均顯著更強,這將進一步促進他們在工作中自愿表現(xiàn)出更多綠色行為。相反,在弱環(huán)保服務型領導的工作情境下,員工的人與自然導向在其個性系統(tǒng)中的表達沒有外部的有利條件,由此他們不會產(chǎn)生較強的基于自己與自然關系的個性系統(tǒng)認知—情感單元的心理表征(即認知表征和情感編碼),故其自然聯(lián)結與和諧環(huán)保熱情均不會較強,這將導致他們沒有強烈的意愿在工作中表現(xiàn)出更多綠色行為?？傊?本文提出如下兩個假設:

H9:環(huán)保服務型領導強化了員工自然聯(lián)結在其人與自然導向與綠色行為之間所起的間接效應。

H10:環(huán)保服務型領導強化了員工和諧環(huán)保熱情在其人與自然導向與綠色行為之間所起的間接效應。

綜上所述,本文建構的理論模型如圖1所示:

圖1 理論模型圖

三、 研究方法

(一) 調查對象與程序

本文通過私人關系和網(wǎng)絡平臺兩種方式邀請全國各地企業(yè)員工參加線上跟蹤問卷調查,這種調研方式在同類研究[42-44]中已獲得了采納與推廣。本文在調查問卷答題前向受邀者說明研究目的、匿名填答、調研程序并感謝他們的自愿參與。為了有效減少共同方法偏差問題,參考有關文獻[45]的設計,本文通過三時點收發(fā)問卷(每次調查間隔時間為一周)。具體而言,第一階段問卷的題項主要有人口特征(即填答者的性別、年齡、學歷水平和組織任期)、自變量(人與自然導向)以及調節(jié)變量(環(huán)保服務型領導);第二階段問卷的題項主要是中介變量(自然聯(lián)結與和諧環(huán)保熱情)以及控制變量(環(huán)保自我效能);第三階段問卷的題項主要是結果變量(員工綠色行為)。其中,本文問卷的收集工作主要通過問卷星和見數(shù)這兩個平臺同時進行,問卷星平臺的問卷匹配主要以微信昵稱或手機號最后5位數(shù)字作為依據(jù),每一階段問卷調查均獲取填答者的這兩方面信息;而在見數(shù)平臺上則以填答者的ID作為匹配依據(jù),每一階段問卷調查均獲取填答者的這方面信息。

本文在第一階段共吸引了730位企業(yè)員工參與調查,并錄得了705份有效問卷,有效率為96.58%;在第二階段發(fā)放了705份問卷,得到了有效問卷549份,有效率為77.87%;在第三階段發(fā)放了549份問卷,獲得了388份有效問卷,有效率為70.67%。對388份有效問卷剔除了21份異常問卷之后,得到最終樣本為367份,可匹配問卷的有效率是94.59%。其中,本文參照Aguinis等[46]與Cao和Hamori[47]提供的判斷異常值標準(即:中心化杠桿值大于3K/N、標準化殘差大于3、庫克距離大于4/N,其中K為路徑分析方程中除因變量外的變量總數(shù),N為388)進行問卷剔除。這367位企業(yè)員工來自廣東、湖北、江蘇等25個省份的企業(yè),他們從事生產(chǎn)制造、工程技術、人力行政等9類工作崗位。

(二) 測量工具

本文選取的問卷都是出自英文文獻提供的成熟量表,并通過回譯(Back-translation)[48]把英文量表翻譯成中文量表,均使用李克特5點計分法,除有特別說明以外,刻度含義均為從“1=非常不同意”到“5=非常同意”。人與自然導向采取Chan[7]使用的5個題項人與自然導向量表,舉例條目為“人類需要理解自然之道并據(jù)此行事”。自然聯(lián)結選用Wang等[30]編制的3個題項自然聯(lián)結量表,舉例條目為“我經(jīng)常認為自己是大自然的一份子”。和諧環(huán)保熱情選用Robertson和Barling[15]開發(fā)的10個題項量表,舉例條目為“我從愛護環(huán)境的活動中獲得快樂”。環(huán)保服務型領導選用Luu[22]開發(fā)的12個題項量表,測量條目舉例為“我的直接主管鼓勵下屬成為環(huán)?；顒拥闹驹刚摺?。員工綠色行為采取Robertson和Barling[15]編制的7個題項量表,其刻度含義由“1=從來都沒有”到“5=非常頻繁”,舉例條目為“我上班時使用可循環(huán)使用的食具(如水杯、可重復使用的容器等)”。此外,本文參照以往研究[13,49]將性別、年齡、學歷、組織任期等人口基本統(tǒng)計信息作為控制變量。另外,以往研究發(fā)現(xiàn)環(huán)保服務型領導(情境因素)、員工環(huán)保自我效能(個體因素)是員工綠色行為的重要前因變量[50-52],因此,本文將這兩者也納入控制變量的范圍。環(huán)保自我效能的測量使用的是Zhao等[53]的4個題項量表,舉例條目為“我能夠找到應對日常生活中空氣污染的方法”等。

(三) 樣本特征

本文的367位企業(yè)員工有效樣本的主要特征如下。第一,從性別上看,男性有186人,占比50.7%,女性有181人,占比49.3%。第二,從年齡上看,18—25歲有34人,占比9.3%,26—35歲的有244人,占比66.5%,36—45歲有79人,占比21.5%,46—60歲的有10人,占比2.7%。第三,從學歷水平上看,95人(占比25.9%)為碩士及以上學歷,181人(占比49.3%)為本科學歷,51人(占比13.9%)為大專學歷,38人(占比10.4%)為高中、中職或中專學歷,2人(占比0.5%)為初中及以下學歷。第四,從組織任期上看,1年以下的有48人,占比13.1%,1—3年的有115人,占比31.3%,4—6年的有115人,占比31.3%,7—9年的有51人,占比13.9%,10年以上的有38人,占比10.4%。

四、 實證方法與結果分析

本文主要采用SPSS 22.0和MPLUS 7.4軟件作為數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析的工具。同時,本文主要通過如下步驟進行數(shù)據(jù)分析:第一,采用SPSS 22.00對本文各個變量的信度進行檢驗;利用MPLUS 7.4進行驗證性因子分析以檢驗建構效度。第二,采用SPSS 22.0進行描述性統(tǒng)計分析和相關性分析。第三,本文利用MPLUS 7.4建立路徑模型進行假設檢驗。其中,先進行自變量(人與自然導向)對因變量(綠色行為)的總效應假設檢驗,然后引入中介變量(自然聯(lián)結與和諧環(huán)保熱情)進行假設檢驗,最后對調節(jié)變量(環(huán)保服務型領導)效應進行假設檢驗。此外,本文還利用糾正誤差的自助法(Bias-corrected Bootstrap)進行與中介效應相關假設的置信區(qū)間檢驗(重復抽樣次數(shù)均為5000次)。

(一) 信度和效度檢驗結果

本文主要基于克朗巴哈阿爾法系數(shù)(Cronbach’s α)來進行信度檢驗。由表1可知克朗巴哈阿爾法系數(shù)均高于0.7,即本文的測量信度良好。

表1 主要變量的均值、標準差及簡單相關系數(shù)

為了檢驗主要潛變量的建構效度,本文對人與自然導向、自然聯(lián)結、和諧環(huán)保熱情、環(huán)保服務型領導、綠色行為和環(huán)保自我效能6個主要潛變量進行了驗證性因子分析。根據(jù)表2可知,六因子模型擬合優(yōu)度比其他競爭性模型(包括擬合最優(yōu)的二因子至五因子模型以及一因子模型)都明顯要好,而且其χ2/df小于3,RMSEA和SRMR均小于0.08,TLI和CFI均大于0.9,即所有擬合指標都處于良好水平,而且各指標的標準化載荷系數(shù)均大于0.4且均顯著(p<0.001),各指標的誤差方差大于0且顯著(p<0.001),總之可得本文的測量具有良好的建構效度。

表2 驗證性因子分析結果

(二) 假設檢驗結果

表1顯示,人與自然導向分別與自然聯(lián)結、和諧環(huán)保熱情、綠色行為均顯著正相關,自然聯(lián)結、和諧環(huán)保熱情分別與綠色行為顯著正相關。上述結果與預期相符,為假設檢驗提供了初步的判斷依據(jù)。

1.人與自然導向與綠色行為關系的主效應檢驗

檢驗主效應的路徑模型擬合完美(χ2=0,df=0,TLI=1,CFI=1,RMSEA=0,SRMR=0,以下的各路徑模型擬合情況相同),信息準則指標估計結果為AIC=480.261,BIC=515.409。表3展示了人與自然導向對綠色行為影響的檢驗結果,根據(jù)其中的M2方程可得,人與自然導向對綠色行為具有顯著的正向影響,H1得到支持。

表3 員工人與自然導向和其綠色行為關系的主效應假設檢驗

2.自然聯(lián)結和和諧環(huán)保熱情的中介效應檢驗

檢驗中介效應的路徑模型信息準則指標估計結果為AIC=1061.495,BIC=1178.656。由表4的M3和M4方程可得,人與自然導向正向顯著影響自然聯(lián)結,但它對和諧環(huán)保熱情的正向影響不顯著,故H2得到支持,但H4沒有得到支持。由表4的M5方程可得,自然聯(lián)結與和諧環(huán)保熱情顯著正向影響綠色行為。自然聯(lián)結與和諧環(huán)保熱情在人與自然導向和綠色行為之間所產(chǎn)生的間接效應值分別為0.062和0.020,95%的置信區(qū)間分別為[0.019,0.125](不包含0)和[-0.006,0.061](包含0),故H3得到驗證,而H5未能得到驗證。

表4 自然聯(lián)結與和諧環(huán)保熱情的中介效應假設檢驗

3.環(huán)保服務型領導的調節(jié)效應檢驗

檢驗調節(jié)效應的路徑模型信息準則指標估計結果為AIC=6970.429,BIC=7271.142。根據(jù)表5的M6方程可得,人與自然導向和環(huán)保服務型領導的交互項對自然聯(lián)結有顯著的正向影響。根據(jù)圖2,在強環(huán)保服務型領導時,人與自然導向對自然聯(lián)結的影響顯著為正(β=0.522,p<0.001);而在弱環(huán)保服務型領導時,人與自然導向對自然聯(lián)結的影響不顯著(β=0.228,p<0.01),故在環(huán)保服務型領導的兩種狀態(tài)下,人與自然導向對自然聯(lián)結的影響之間的差異顯著為正(Δβ=0.294,p<0.01)。綜上,H6得到支持。

表5 環(huán)保服務型領導的調節(jié)效應假設檢驗

圖2 環(huán)保服務型領導對人與自然導向與自然聯(lián)結關系的調節(jié)效應示意圖

根據(jù)表5的M7方程可得,人與自然導向與環(huán)保服務型領導的交互項對和諧環(huán)保熱情有顯著的正向影響。根據(jù)圖3,在強環(huán)保服務型領導時,人與自然導向對和諧環(huán)保熱情的影響顯著為正(β=0.246,p<0.001);而在弱環(huán)保服務型領導時,人與自然導向對和諧環(huán)保熱情的影響不顯著(β=0.018,n.s.),故在環(huán)保服務型領導的兩種狀態(tài)下,人與自然導向對和諧環(huán)保熱情的影響之間的差異顯著為正(Δβ=0.228,p<0.01)。綜上,H7得到支持。

圖3 環(huán)保服務型領導對人與自然導向與和諧環(huán)保熱情關系的調節(jié)效應示意圖

根據(jù)表5的M8方程可得,人與自然導向和環(huán)保服務型領導的交互項對綠色行為的正向影響不顯著,故H8沒有得到支持。

進一步地,本文還檢驗了有調節(jié)中介效應的相關假設。具體而言,第一,在強環(huán)保服務型領導時,自然聯(lián)結在人與自然導向和綠色行為關系中所起的間接效應是0.096,其95%置信區(qū)間是[0.026,0.203](不包含0);在弱環(huán)保服務型領導時,上述間接效應是0.042,其置信區(qū)間是[0.007,0.093](不包含0);而前述兩個中介效應之間的差異值為0.054,95%置信區(qū)間是[0.006,0.134](不包含0)。故假設9得到驗證。第二,在強環(huán)保服務型領導時,和諧環(huán)保熱情在人與自然導向和綠色行為關系中所起的間接效應是0.065,其95%置信區(qū)間是[0.022,0.141](不包含0);在弱環(huán)保服務型領導時,上述間接效應是0.005,其置信區(qū)間是[-0.019,0.038](包含0);而前述兩個中介效應之間的差異值為0.060,95%置信區(qū)間是[0.014,0.134](不包含0)。故假設10得到支持。

總之,本文的大部分理論假設獲得了數(shù)據(jù)支持。

五、 結論與討論

(一) 研究結論

本文基于個性的認知—情感系統(tǒng)理論探討了員工人與自然導向和其綠色行為的作用關系,重點分析了員工自然聯(lián)結、和諧環(huán)保熱情以及環(huán)保服務型領導在其中所起的潛在中介或調節(jié)作用。實證結果表明,員工的人與自然導向能通過認知路徑(即自然聯(lián)結的傳導作用)轉化為綠色行為;且強環(huán)保服務型領導對該認知傳導過程起強化作用,它可引導員工將其關于人與自然和諧共生的價值導向更緊密地嵌入工作場所中,由此員工將自然納入自我概念的積極認知更強烈,從而其會表現(xiàn)出更多綠色行為。然而,員工人與自然導向影響其綠色行為的情感路徑(即和諧環(huán)保熱情)并未在本文中得到直接支持。其原因為在沒有環(huán)保服務型領導的影響情況下,員工人與自然導向對其和諧環(huán)保熱情未產(chǎn)生顯著影響(見表4的方程M4)。這表明在沒有明顯的工作情境因素影響下,員工的人與自然導向轉化為綠色行為的心理途徑較為單一,主要體現(xiàn)為其個性系統(tǒng)的認知心理表征效應,而該系統(tǒng)中的情感心理表征效應則未按預期呈現(xiàn)。

盡管如此,表5的方程M7表明在強環(huán)境服務型領導的影響下,除了員工的人與自然導向綠色行為的認知心理表征路徑被強化以外,其情感心理表征傳導路徑也被激活。這表明在工作場所中,致力于幫助員工樹立環(huán)保價值觀并為員工實現(xiàn)組織和環(huán)境可持續(xù)發(fā)展做出貢獻提供服務的環(huán)保服務型領導能有效喚醒包含在員工人與自然導向內(nèi)的情感編碼并形成對應的情感表達,促使員工更愿意從情感方面去表達人與自然和諧共生的文化價值觀,由此員工會展現(xiàn)出強烈的和諧環(huán)保熱情,這會進一步促進員工產(chǎn)生更多綠色行為。可見,環(huán)保服務型領導在員工人與自然導向的心理表征過程中具有重要的誘導作用,它在強化認知傳導路徑的同時,還具有激活情感傳導路徑的作用,故它是工作場所中驅動員工產(chǎn)生綠色行為的心理表征過程的關鍵情境催化因素。

(二) 研究貢獻

1.理論貢獻。上述研究結論主要有以下三方面的理論價值。

第一,本文基于個性的認知—情感系統(tǒng)理論闡明了員工人與自然導向向其綠色行為有效轉化的作用機制。如前所述,現(xiàn)有文獻基于中國樣本的實證研究表明人與自然導向可以轉化為個體的綠色消費行為[7-9],并且指出關于人與自然關系的價值觀對員工綠色行為的形成有顯著影響[5],但對員工人與自然導向如何有效轉化為其綠色行為的機制認識還模糊不清。本文彌補了這方面的不足,它在闡明員工人與自然導向是其個性系統(tǒng)中的關鍵組成要素基礎上,揭示了員工人與自然導向在環(huán)保服務型領導的誘導下能夠向其綠色行為有效轉化的個性系統(tǒng)認知—情感單元心理表征(即自然聯(lián)結和和諧環(huán)保熱情)作用機制,從而可回答人與自然和諧共生理念如何有效驅動員工在工作中投身環(huán)保實踐的理論問題,由此將對個體人與自然導向向其綠色行為的轉化機制研究從消費情境拓展到工作情境,尤其是從認知—情感雙元視角揭示了促進員工實現(xiàn)該轉化的催化因素與傳導過程,這可充實對員工關于人與自然關系的價值觀與其綠色行為關系的理論認識,從而在一定程度上回應了現(xiàn)有文獻[4]提出應對員工關于人與自然關系的價值觀向其綠色行為轉化機制做進一步探討的研究呼吁。同時,上述結論也與個性的認知—情感系統(tǒng)理論[10-11]關于個體個性要素與外部情境誘因相互作用可激活個體個性系統(tǒng)認知—情感單元心理表征效應(這類效應最終表現(xiàn)為外顯行為)的觀點相一致。

第二,本文闡明了擁有強人與自然導向的員工與強環(huán)保服務型領導者之間的價值觀契合可增強員工綠色行為受激發(fā)的認知—情感作用過程?，F(xiàn)有研究[17-19]已認識到員工特定個體因素與特定組織情境因素的交互作用有助于增強員工綠色行為形成的心理傳導效應以及領導者營造積極的工作情境對員工綠色行為形成的個體心理過程所具有的強化效應[20-21],也表明環(huán)保服務型領導者與具有特定個體特質(含文化價值觀)的員工(如:擁有強環(huán)保自我效能員工[51]、擁有強權力距離導向員工[54])的相互契合可強化員工綠色行為受激發(fā)的個體心理作用過程。本文支持并拓展了這方面的研究,它豐富了對與強環(huán)保服務型領導者互動可增進員工綠色行為受激發(fā)心理效應的員工個體特質(含文化價值觀)內(nèi)容范圍認識,這既有益于增進對員工與領導者如何有效互動以促進員工綠色行為形成的積極心理過程的理論理解,也在一定程度上為呼應現(xiàn)有研究[51,54]建議加強從員工與工作情境因素互動視角探討如何增強員工綠色行為激發(fā)的理論問題探討提供了新的見解。

第三,本文揭示了在沒有環(huán)保服務型領導的刺激下,員工的人與自然導向轉化為綠色行為的心理過程呈現(xiàn)出強認知—弱情感的特征,即該轉化過程中僅有員工個性系統(tǒng)認知單元的心理表征被激活,但員工個性系統(tǒng)情感單元的心理表征未被激發(fā)。這說明在工作場所中,擁有強人與自然導向員工主要側重從理性、客觀的角度強調人對自然規(guī)律的敬畏、尊重與順應,而較不樂于從感性、主觀的角度去表達對自然環(huán)境的熱愛、感恩與保護。因此,在工作場所中,擁有強人與自然導向的員工會更主要從認知的角度萌發(fā)強烈的自然聯(lián)結,但這些員工卻不容易從情感的角度形成強烈的和諧環(huán)保熱情?？梢?員工人與自然導向轉化為其綠色行為有著獨特的心理進程,它與現(xiàn)有的個體人與自然導向其綠色消費行為轉化的心理進程研究[8]結論有所不同,消費情境的個體上述心理進程呈現(xiàn)的是強情感—弱認知的特征。因此,個體人與自然導向所激發(fā)的個性系統(tǒng)認知—情感單元心理表征會隨著情境不同而產(chǎn)生明顯的差異,這與個性的認知—情感系統(tǒng)理論[10-11]關于不同的情境會引起個體個性系統(tǒng)認知—情感單元產(chǎn)生不同的心理表征的觀點相一致。未來研究值得進一步檢驗這種個體的人與自然導向轉化為綠色行為的認知與情感傳導作用多樣性結論是否在除消費、工作以外的其他情境中也適用。

2.實踐啟示。除了上述理論價值以外,本文的研究結論對我國企業(yè)將人與自然和諧共生理念在員工層面有效落實(即將這種理念有效轉化為員工綠色行為)的管理實踐具有指導意義,其表明企業(yè)及其管理者和員工需要以系統(tǒng)觀的角度采取有針對性的舉措并相互通力合作才有望達到預期成效。具體而言,本文對上述三方應采取的管理舉措主要有以下三方面的啟示。

對于企業(yè)來說,第一,其應當鼓勵和幫助員工培育人與自然導向價值觀。企業(yè)應通過加強向員工持續(xù)灌輸人與自然和諧共生理念,并制定相應的政策支持和促進員工將這種理念內(nèi)化及付諸實踐,為員工人與自然導向的增強與踐行營造良好的組織氛圍。第二,其應當加強對其管理者環(huán)保服務型領導行為模式的塑造和實踐支持。一方面,企業(yè)應通過提供有針對性的教育培訓幫助管理者系統(tǒng)掌握環(huán)保服務型領導行為模式的宗旨要義和運用策略,為組織提供支持員工人與自然導向表達的領導有利情境營造奠定基礎。另一方面,其也應鼓勵管理者在管理下屬時主動表現(xiàn)環(huán)保服務型領導行為,并引導管理者注重對員工自然聯(lián)結與和諧環(huán)保熱情的激發(fā),由此促進員工自覺投身工作中的環(huán)保實踐。

對于企業(yè)管理者而言,第一,他們應注重制定和貫徹落實組織培育員工人與自然導向價值觀的相關政策,引導和幫助員工加強培養(yǎng)與注重實踐人與自然導向價值觀,為員工人與自然導向的積極影響力發(fā)揮(例如轉化為綠色行為)提供更多的機會和支持。第二,他們應重視培育環(huán)保服務型領導風格并在管理下屬時加以踐行。一方面,他們需要重視認識這種領導風格的價值與重要性,主動掌握這種領導風格的行為核心和發(fā)力重點;另一方面,他們在管理下屬時應積極踐行這種領導風格,并在踐行它時注重引導員工人與自然導向向其自然聯(lián)結認知與和諧環(huán)保熱情的有效轉化,從而為促進員工綠色行為的產(chǎn)生奠定基礎?？傊?管理者應通過上述兩方面的舉措增進其環(huán)保服務型領導的發(fā)揮成效。

對于企業(yè)員工來說,第一,他們應重視對人與自然導向價值觀的培養(yǎng),自覺接受培訓和主動參與實踐以強化人與自然和諧共生的理念,并在實踐中積極踐行這種理念,由此為在工作中表現(xiàn)出更多的綠色行為提供強有力的價值觀基礎。第二,他們也應加強對管理者環(huán)保服務型領導風格對其人與自然導向價值觀的表達(例如這種價值觀轉化為積極的環(huán)保心理及其后續(xù)的綠色行為)所起的催化作用認識,主動接受擁有這種領導風格的管理者對他們在環(huán)保心理和行為轉化上的引導和幫助,以更有效地促進其自然聯(lián)結與和諧環(huán)保熱情的形成及其引起的綠色行為表現(xiàn)。

(三) 研究局限與展望

盡管取得了上述研究成果,但本文至少還存在以下兩方面不足之處有待改進。

第一,采用同源三階段時間滯后研究設計進行數(shù)據(jù)收集存在一定的缺陷。一方面,這與完全滿足因果關系推斷前提的研究設計還具有一定的差距,未來研究可考慮采用更嚴格的縱列研究設計以提升因果推斷的可靠性;另一方面,本文采用同源數(shù)據(jù)的調查研究設計與多源數(shù)據(jù)的調查研究設計相比仍存在一定的差距,未來研究可考慮將主管、同事等對象的數(shù)據(jù)來源納入調研范圍以進一步增強統(tǒng)計檢驗的有效性。

第二,在員工人與自然導向與其綠色行為關系的作用機制分析上具有一定的局限性。本文主要探討的是受特定領導因素誘導下的上述關系中的認知—情感作用機制,而并未考慮其他影響機制的存在可能性,這對于全面認識上述兩者關系的作用機制還存在一定的局限性。未來研究可進一步考慮如:員工環(huán)保動機、環(huán)保自我概念在上述兩者關系中的潛在傳導作用及組織情境的其他因素(如:組織環(huán)保支持、組織綠色氛圍等)的誘導效應,從而進一步完善對上述兩者關系的理論機制認識。