绿色人力资源管理对绿色创新行为的影响.pdf

当代经济 第40卷2023年第8期CONTEMPORARY ECONOMICS VoI.40 No.8.2023一、引言随着全球环境问题的日益凸显，越来越多的企业意识到通过环保绿色行为实现可持续性发展才是应对未知风险及不确定因素的重要手段。将绿色环保的概念融入企业管理当中也是中外学者共同探讨和研究的新方向1。绿色创新行为作为企业面对严峻竞争压力下能够脱颖而出的重要因素之一，已经引起了业界管理人员的重点关注2。面对复杂多变的竞争环境，只有拥有强大绿色创新行为的企业才能从容应对未来的不确定性因素，并在众多风险中探索出新的机会和方向。引进高素质人才和开展相关培训可以促进绿色创新行为，但这并不足够。持久有效地转换模式是更为关键的要素。相关研究表明，有效的人力资源管理能够促进员工的创新行为3。基于此，应该充分发挥人力资源管理的作用，通过人力资源管理实践影响员工的认知和态度来促进员工的绿色创新行为。绿色人力资源管理旨在推动组织实现可持续发展，它不仅关注环境保护，更重视价值观的落实，以及员工参与环保行动的积极性。为此，该管理体系采取了一系列有效的措施，包括但不限于：开展绿色招聘、培训、绩效评估、薪酬激励，以及鼓励员工参与环保活动，从而有效地推动组织实现绿色和可持续发展的目标4。相较于传统人力资源管理模式，绿色人力资源管理不仅关注环保价值观，而且注重环境管理对员工行为的影响，从而实现组织的绿色和可持续发展目标。以往的研究探索了绿色人力资源管理和绿色创新行为之间的联系。对于绿色人力资源管理的研究目前主要集中于宏观层面，例如公司战略如何落地，运用层面又该如何优化。研究方向往往专注于如何将绿色环保理念有效地融入公司的高效管理之中，探索绿色人力资源管理与可持续发展、组织竞争优势等因素之间的影响机制57。已有研究当中，探讨企业员工对绿色人力资源管理的感知是如何影响员工绿色创新行为的研究较为少见。因此，深入探究绿色人力资源管理感知对员工绿色创新行为的影响机制及其结果，对于企业如何更加有效地落地绿色人力资源管理理念，进而提【基金项目】湖南省自科面上，“三高四新”战略下湖南创业企业双元创新能力配置机理与路径研究，编号：2022JJ30232。【作者简介】杨双，湖南工业大学商学院，硕士研究生，研究方向：人力资源管理；涂艳红（通讯作者），湖南工业大学商学院，副教授，管理学博士，研究方向：行为科学与人力资源管理、营销战略与消费者行为等。绿色人力资源管理对绿色创新行为的影响杨双涂艳红【摘 要】随着国家“双碳”目标的确立，绿色创新行为成为企业面对风险、追求突破的重要因素，引起了业界的广泛关注。从绿色管理的角度出发，深入研究了绿色人力资源管理与绿色创新行为之间的关系、作用机制和作用边界。并对来自环保行业的 436 份实证数据进行分析，结果显示，采用绿色人力资源管理可以促进员工的绿色创新行为，并且绿色心理所有权在二者之间发挥着中介作用。同时，环保热情还能够积极地调节绿色人力资源管理和绿色心理所有权之间的正相关关系。此研究结论可为环保型企业实践绿色人力资源管理提供重要的指导意义。【关键词】绿色人力资源管理；绿色创新行为；环保热情；绿色心理所有权【中图分类号】F272.92【文献标识码】A【文章编号】1007-9378（2023）08-0088-0888CONTEMPORARY ECONOMICS VoI.40 No.8.2023 当代经济 第40卷2023年第8期升绿色管理模式的可操作性起着重要作用，同时还能够丰富相关领域的理论研究。基于以上思考，提出的理论模型如图 1 所示。图 1理论模型二、理论基础与研究假设（一）员工绿色人力资源管理感知与绿色创新行为绿色人力资源管理是企业实现可持续高效发展不可或缺的人力资源管理方式8。通过将绿色环保理念纳入人员筛选的重点考察指标，绿色人力资源管理有意识地吸纳具有绿色环保理念的优秀人才，从源头上提升企业人才的环保意识，并培养员工的可持续创新行为。此外，绿色人力资源管理通过提供绿色环保方面的培训，将环保教育与日常工作结合起来，帮助员工建立有效的环保认知，提高员工对环保问题的理解和认识9。同时，制定明确的绿色管理目标，建立可行的绿色绩效考核体系，营造企业内部重视环保的文化氛围，让员工认同奖惩措施的重要性，从自身出发，寻求改变和突破，最终提升自身能力10。绿色创新行为是指员工在工作中有意识地产生或引进新的想法，以减轻环境负担或实现生态规制的可持续发展目标，并将这些想法应用于产品设计、流程及生产方法等方面11。据资源保存理论12，拥有更多资源的个体更愿意作出资源投资行为以进入增值螺旋，当拥有较少资源或面临资源流失风险时，个体会更倾向于减少资源消耗或采取避免资源投入的做法，以避免进入丧失螺旋13。作为一种工作资源13-14，绿色人力资源有助于员工产生绿色创新行为。首先，绿色人力资源管理可为企业员工提供绿色高效的工作资源，促进员工积极投身于绿色创新活动15-16。当员工的绿色创新行为取得实质性效果或被赏识时，会获得更多工作资源，从而进一步开展绿色创新活动，使员工进入良性循环。其次，绿色人力资源管理作为一种新型管理理念，提升了企业内部各类人力资源管理措施的协调水平17。提升一致性水平，员工获得稳定一致的人力资源管理信息，减少不确定性，进而根据组织期望调整态度和行为。最后，绿色人力资源有助于营造绿色创新氛围18，员工之间能更好地积极合作、相互帮助、分享环境知识19，从而更有意识地作出绿色创新行为。综上，提出假设 H1：H1：绿色人力资源管理与绿色创新行为正相关。（二）绿色心理所有权的中介效应心理所有权是指个体对目标物或其一部分所拥有的一种意识状态，由 Pierce 等20在 2001 年进行了定义。绿色心理所有权则是基于绿色价值观的一个概念，指个体对绿色环境等方面的拥有感。绿色人力资源管理通过实施绿色招聘、绿色培训、绿色绩效等具体的人力资源管理行为，形成员工对组织绿色环保目标的认同，从而促进员工绿色心理所有权的形成。这种认同会不断影响员工对绿色环保概念的理解和认知，在日常工作中逐渐加速员工绿色心理所有权的产生。根据 Pierce 等20的研究，心理所有权生成的三条路径为：一是控制目标。当员工对目标有一定程度的控制时，便会随之产生拥有感。二是密切了解。员工与企业融合后，员工便会产生心理所有权。三是投入自我。随着员工对企业的投入增多，心理所有权会随之提升。首先，从控制目标的角度来看，绿色人力资源管理感知的实施会通过诸如培训、绩效访谈等方式，帮助员工树立更加清晰的工作目标，明确自我价值，从而提升他们对于工作目标的认知度。其次，从密切了解的角度来看，绿色人力资源管理感知可以从打造绿色企业文化的角度帮助员工进一步了解公司的企业愿景和环保理念，从而产生自我与企业的融合，产生绿色心理所有权。最后，从投入自我的角度来看，绿色人力资源管理能够使企业拥有高效性与公平性21，这种特性有利于激发89 当代经济 第40卷2023年第8期CONTEMPORARY ECONOMICS VoI.40 No.8.2023员工的工作热情，愿意投入更多的精力于工作之中，这种投入促进了员工绿色心理所有权的产生。因此，提出假设 H2：H2：绿色人力资源管理与员工绿色心理所有权正相关。绿色心理所有权有助于帮助员工树立主人翁意识，员工将企业的发展与个人的发展看作一体，员工在工作中会更加注意自我能力的提升，为企业绿色可持续发展提供动力。绿色心理所有权作为一种自我感知，在企业中控制着员工的绿色创新行为，这种自我感知越强烈，对员工创新行为的影响程度就越大。基于资源保存理论，绿色心理所有权可以为员工带来强烈的工作动力，这种意识可为员工带来工作资源，有助于绿色创新行为的形成。员工绿色创新行为一旦形成便会在工作环境中产生一定的影响力，使其受到更多的关注和重视，这种感受会促使其绿色心理所有权的产生，从而获得更多的工作资源，进入良性循环。因此，提出假设 H3：H3：绿色心理所有权与员工绿色创新行为正相关。综上，我们认为，绿色人力资源管理能够增强员工对企业的认同感来提升员工的绿色心理所有权，绿色心理所有权又能进一步促进员工的绿色创新行为。因此，提出假设 H4：H4：绿色心理所有权在绿色人力资源管理与员工绿色创新行为之间起着中介作用。（三）环保热情的调节作用环保热情反映了一种积极的情绪，这种情绪仍在个人的控制之下，并产生了参与环保目标活动的动机22。为了更好地落实研究目的，我们将环保热情定义为一种积极的情绪，这种情绪会导致组织或个人想要参与到环保行为中去。情绪感染是指无意识的、自动的过程。通过这种情绪感染，个体间达成一致并且会作出模仿他人面部表情、发声和动作的行为，从而导致个体之间的情绪转移23。具有环保热情的员工会在组织内部带起一阵环保风潮，企业内部绿色人力资源管理工作的开展会减少阻力，并且在浓厚情绪感染的作用下，会有越来越多的员工因受到其他人的影响而拥有绿色心理所有权，从而加强绿色人力资源管理感知对绿色心理所有权的影响。相反，若环保热情的浓度降低，企业绿色人力资源管理实施的利好条件和保障条件便会减弱，企业内部绿色心理所有权的提升也不明显，从而削弱绿色人力资源管理感知对绿色心理所有权的影响。因此，提出假设 H5：H5：环保热情正向调节绿色人力资源管理与绿色心理所有权的关系。三、研究设计（一）样本选择及数据收集样本主要来自中国中部长江流域城市的环保相关企业，包括水电枢纽建设及运营企业、环境监督机构、水质管理机构等，选择了对所在企业绿色人力资源具有一定判断和见解的员工进行调查。调查时间为 2022 年 7 月至 11 月，剔除未完整回答及填写答案过于中立的问卷，共收集到 436 份有效问卷。由有效样本可知，男性 234 人，占比为 53.67%，女性 202 人，占 46.33%。受访者年龄分布为，20 岁以下 2 人，占 0.4%；21 岁至 30 岁共 173 人，占比 39.68%；31 岁至 40 岁 135 人，占 30.96%；41 岁至50 岁 78 人，占比为 17.8%。50 岁以上共 48 人，占 11%。学历分布如下，高中及以下 32 人，占 7.3%；大专 66 人，占 15.1%；本科 259 人，占 59.4%；硕士及以上 79 人，占 18.1%。企业规模方面，91 人工作在 200 人规模以下的企业，占 20.8%；149 人在 200500 人规模的企业工作，占 34.1%；101 人在 5001000 人规模的企业工作，占 23.1%；52 人在 10001500 人规模的企业工作，占 11.9%；43 人在 1500 人规模以上的企业工作，占比为 9.8%。（二）测量变量所有问卷内容均采用国内外成熟的量表，以 Likert5 分计分法进行评估，其中 1 表示完全不同意，5 为完全同意。绿色人力资源量表参考 Tang 等24开发的 19 个单维度题项（例如“本企业提倡的绿色环保理念更容易吸引将环保作为求职标准的应聘者”），量表在本模型的 Cronbachs 系数为 0.957。绿色心理所有权量表采用 Chang 等25开发的 3 个单维度题项（例如“我觉得这个绿色产品是我的”），量表在本模型的 Cronbachs 系数为 0.831。90CONTEMPORARY ECONOMICS VoI.40 No.8.2023 当代经济 第40卷2023年第8期环保热情量表参考 Robertson 等26开发的 10 个单维度题项（例如“我热爱环境”），量表在本模型的 Cronbachs 系数为 0.945。绿色创新行为量表采用 Zhang 等开发的 4 个单维度题项（例如“工作时我经常提出应当避免浪费、减少有害物的释放”），量表在本模型的 Cronbachs 系数为 0.855。四、研究成果（一）验证性因子分析结果采用AMOS 22.0进行验证性因子分析，比较了包括单因子模型、双因子模型、三因子模型和四因子模型在内的不同模型（见表1），结果表明，四因子模型的数据拟合度最佳，指标结果为：x2=950.28，x2/df=1.62，TLI=0.96，CFI=0.96，RMSEA=0.07，RMR=0.03。结果显示，所涉及的问卷有效体现了绿色人力资源管理、绿色心理所有权、环保热情和绿色创新行为这四个因子，并且这些因子可以有效区分。表 1各因子模型的拟合指标结果模型四因子模型三因子模型1三因子模型2三因子模型3三因子模型4三因子模型5三因子模型6二因子模型单因子模型x2950.281460.981560.121776.324047.011642.911232.752301.385134.04df588.00591.00591.00591.00591.00591.00591.00593.00594.00 x2/DF1.622.472.643.016.852.782.093.888.64RMR0.040.700.110.130.180.080.050.150.19TLI0.960.910.900.870.630.890.930.820.55CFI0.960.910.900.880.650.900.940.830.54RMSEA0.040.060.060.070.120.060.050.080.13（注：绿色人力资源管理（GHRM）、绿色心理所有权（GPO）、环保热情（EE）、绿色创新行为（GIB）；四因子模型（即 GHRM、GPO、EE 和 GIB），三因子模型 1（即 GHRM+GPO、EE 和 GIB），三因子模型 2（即 GHRM、GPO+EE 和GIB），三因子模型 3（即 GHRM、GPO、EE+GIB），三因子模型 4（即 GHRM+EE、GPO 和 GIB），三因子模型 5（即GHRM+GIB、GPO 和 EE），三因子模型 6（即 GHRM、GPO+GIB 和 EE），二因子模型（即 GHRM、GPO+EE+GIB），单因子模型（即 GHRM+GPO+EE+GIB）。）（二）描述性统计及相关性分析结果各变量的均值和标准差如表 2 所示。相关性分析的结果显示，绿色人力资源管理与绿色心理所有权之间呈正相关（r=0.322，p0.01），与环保热情呈正相关（r0.265，p0.01），与绿色创新行为呈正相关（r0.391，p0.01）。绿色心理所有权与环保热情呈正相关（r0.297，p0.01），与绿色 创 新 行 为 呈 正 相 关（r0.495，p0.01）。环 保 热 情 与 绿 色 创 新 行 为 呈 正 相 关（r0.468，p0.01）。这些结果初步支持了我们的相关假设。表 2各变量的均值和标准差变量性别年龄教育程度企业性质企业所属行业企业规模绿色人力资源管理绿色心理所有权环保热情绿色创新行为均值1.462.992.883.095.672.563.573.723.863.90标准差0.501.020.781.272.571.220.860.940.830.8810.119*-0.050.050.060.04-0.02-0.040.010.002-0.122*-0.040.000.050.01-0.07-0.06-0.093-0.090.00-0.06-0.010.040.030.0940.03-0.040.02-0.010.080.045-0.09-0.020.00-0.02-0.066-0.01-0.07-0.07-0.0470.322*0.265*0.391*80.297*0.495*90.468*91 当代经济 第40卷2023年第8期CONTEMPORARY ECONOMICS VoI.40 No.8.2023（三）假设检验分析1.主效应检验。采用层次回归法，分析 H1、H2 和 H3。主效应假设检验程序步骤如下：（1）引入控制变量（年龄、性别和教育程度等）和自变量，探究绿色人力资源管理是如何影响绿色创新行为的；（2）加入控制变量和自变量，分析证明绿色人力资源管理是如何对绿色心理所有权产生影响的；（3）引入控制变量和中介变量，进一步探索中介变量（绿色心理所有权）是如何影响因变量（绿色创新行为）的。研究数据检验如表 3 所示。绿色人力资源管理显著正向影响绿色创新行为（=0.402,p0.01），因此 H1 得到验证（模型 6）。绿色人力资源管理显著正向影响绿色心理所有权（=0.352,p0.01），因此 H2 得到验证（模型 2）。绿色心理所有权显著正向影响绿色创新行为（=0.381,p0.01），因此 H3 得到验证（模型 7）。表 3假设检验结果变量控制变量性别年龄教育程度企业性质企业所属行业企业规模自变量绿色人力资源管理中介变量绿色心理所有权调节变量环保热情交互项绿色人力资源管理环保热情R2R2绿色心理所有权模型1-0.048-0.0560.035-0.011-0.003-0.0490.011-0.003模型2-0.033-0.0610.039-0.0170.000-0.0460.352*0.1150.101模型3-0.039-0.0580.035-0.019-0.001-0.0400.342*0.1*0.1230.107模型4-0.043-0.0580.024-0.0220.001-0.0430.352*0.112*0.156*0.1400.122绿色创新行为模型50.023-0.0690.0870.028-0.022-0.0280.0210.007模型60.040-0.0750.0910.021-0.019-0.0240.402*0.1730.160模型70.053-0.0510.0760.027-0.019-0.0070.381*0.3180.306模型80.045-0.0430.0700.033-0.021-0.0050.267*0.461*0.2580.2462.中介效应检验。中介效应假设检验的程序如下：（1）加入控制变量和自变量；（2）随之添加中介变量；（3）分析绿色人力资源管理以及绿色心理所有权对绿色创新行为的影响。验证结果显示，在引入绿色心理所有权这一变量后，尽管系数减小，但绿色人力资源管理仍然对绿色创新行为有显著正向影响（=0.267，p0.01），并且绿色心理所有权对绿色创新行为正向作用显著（=0.461,p0.01），因此 H4 得到验证（模型 8），即绿色心理所有权在绿色人力资源管理感知与绿色创新行为中起着部分中介作用。3.调节效应检验。为验证绿色环保热情的调节作用，将绿色心理所有权设为因变量，同时加入控制变量、自变量（绿色人力资源管理）和调节变量（环保热情）构建回归方程，并加入自变量与调节变量的交互项。为避免多重共线性的发生，在设计回归模型时对中介变量和调节变量进行了标准化处理。层次回归分析结果如表 3 所示。模型 4 表明绿色人力资源管理与环保热情的交互作用对绿色心理所有权具有显著的正向影响（=0.156,p0.01）。这表明环保热情对绿色人力资源管理与绿色心理所有权之间的关系具有调节作用：当环保热情水平较高时，绿色人力资源管理对绿色心理所有权的正向影响更大，H5 得到验证，而在环保热情水平降低时，绿色人力资源管理对绿色心理92CONTEMPORARY ECONOMICS VoI.40 No.8.2023 当代经济 第40卷2023年第8期所有权的正向影响减弱。图 2 表明了环保热情对绿色人力资源管理和绿色心理所有权的交互作用，说明了这种交互作用的影响效果。该研究以高于平均值一个标准差和低于平均值一个标准差为基准，描述了绿色人力资源管理和环保热情之间的互动作用。研究表明，环保热情在绿色人力资源管理和绿色心理所有权的关系中起重要的调节作用，即高环保热情的员工对绿色人力资源管理实践的感知和对绿色心理所有权的影响大于低环保热情的员工。图 2环保热情的调节效应五、研究结论与讨论（一）研究结论基于 436 名在环保相关联行业的员工所在企业的绿色人力资源管理的实际情况，以绿色心理所有权为中介变量、环保热情为调节表量，揭示了绿色人力资源管理对绿色创新行为的作用机制和作用边界，得出如下研究结论。第一，绿色人力资源管理对绿色创新行为具有正向影响且部分中介效应由绿色心理所有权构成。这表明，随着企业内部绿色人力资源管理的提升，绿色创新行为也得到了显著提升，证明了绿色人力资源管理的有效性，从而提出提高绿色人力资源管理水平对绿色创新行为的提升具有重要作用。提升绿色心理所有权的重视程度刻不容缓，能够有效增强绿色人力资源管理对员工的绿色创新行为的促进作用。尽管目前已有学者将绿色人力资源管理对员工绿色创新行为的影响纳入研究，但也需要进一步地实证研究27。我们的发现加深了我们对绿色人力资源管理对员工绿色创新行为的影响的理解。第二，已有研究指出，绿色人力资源管理和个人因素之间的交互作用会对员工的绿色产出有积极正向影响28。此外，环保热情还能够正向调节绿色人力资源管理感知和绿色心理所有权之间的关系，即绿色人力资源管理对绿色心理所有权的正向影响会随着环保热情的增强而显著增加。这是因为环保热情能够增强企业员工积极参与环保活动的意识，提高他们的积极性和责任感，并积极实践绿色人力资源管理的要求。因此，应为企业的绿色人力资源管理实施创造良好的内部条件和氛围，从而显著提升绿色心理所有权。（二）研究启示第一，需要提高企业员工对绿色人力资源管理的认识和理解，包括人力资源管理部门和企业高管。因为绿色人力资源管理对于企业的可持续发展至关重要。因此，企业应将绿色理念纳入发展战略和规划中，制定具体的环境目标和政策，提高企业综合竞争力。随着企业内部绿色人力资源管理认知的提高，绿色创新行为也会得到提升。第二，企业可以通过培训和招聘等方式，综合提升员工的绿色心理所有权。提升员工的绿色心93 当代经济 第40卷2023年第8期CONTEMPORARY ECONOMICS VoI.40 No.8.2023理所有权对于企业发展和环境保护都非常重要。因此，企业应该将绿色意识融入员工培训之中，开设相关课程和主题活动，增强员工的环保意识、知识和能力，从而促进员工对绿色理念和行为的改变。第三，环保热情作为影响绿色创新行为的重要要素，需要引起企业管理人员的高度关注。环保热情不仅能促进绿色人力资源管理对绿色心理所有权的影响，还能营造良好的绿色环保氛围。因此，如何有效提升企业内部的环保热情可以成为下一步研究的方向之一。（三）研究不足及展望存在的不足：首先，在样本选取方面具有局限性，只考虑了中国中部长江流域地区，缺乏其他地区数据样本，因此限制了研究结果的推广范围。其次，在研究层面的选取方面，仅探讨了个体层面，即员工对绿色人力资源管理实践的感知对绿色创新行为的影响，未来可以从团队层面探索人力资源管理和创新行为之间的关系，以及绿色人力资源管理实践对团队绿色心理所有权和团队绿色创新行为的影响。除了绿色心理所有权对绿色创新行为的影响机制外，人力资源管理的影响机制一直是研究的重点。未来的研究可以结合绿色心理资本、绿色工作重塑、绿色心理氛围等变量进行研究，为研究人员提供新的方向。此外，在研究绿色人力资源管理作用的边界条件方面还有许多值得思考的角度，例如是否还可以结合个体和组织的两个不同方面来进行探究，从而达到深入探索绿色人力资源管理对绿色创新行为的影响机理的目的。【参考文献】1 杨光.绿色人力资源管理人力资源管理的绿色化J.管理评论，2003（10）：8-10+63.2 Yang Z，Lin Y.The effects of supply chain collaboration on green innovation performance：An inter-pretive structural modeling analysisJ.Sustainable Production and Consumption，2020，23.3 颜爱民，郭好，谢菊兰.新时代下中国情境人力资源管理的创新与发展第7届中国人力资源管理论坛暨国际研讨会述评J.管理学报，2019，16（6）：821-827.4 唐贵瑶，陈琳，孙玮，陈梦媛.如何让员工“爱司所爱，行司所行”?基于社会信息处理理论的绿色人力资源管理与员工绿色行为关系研究J.南开管理评论，2021，24（5）：185-193.5 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