企业社会责任对员工自我效能的影响
基金项目：国家自然科学基金项目（71263035）；内蒙古自然科学基金项目（2013MS1008）；内蒙古工业大学科学研究项目（ZD201205）
员工自我效能与企业绩效有着紧密的关系，提升员工自我效能成为企业及学术界研究的重点课题。近几年来，由于国际金融危机的影响，企业迫切希望留住有技能有价值的员工。为了使企业与员工关系更加紧密，组织认同的概念被越来越多的关注，很多学者研究认为组织认同会提高员工的满意度、忠诚度，甚至能有效提高员工工作绩效。企业在某些方面的社会责任表现会提升员工对企业的认同感和工作满意度，还会提高员工在企业工作的荣誉感和工作信心。本文以企业社会责任为自变量，以组织认同为中介变量，探索企业社会责任不同方面的表现对企业员工自我效能的影响机理。
一、文献回顾与假设
Epitropaki（2003）提出企业管理者对企业价值有形成和传播的作用，而员工的组织的认同可以使这种价值得以满足。Aguilera（2007）等在对企业社会责任与员工内心感知关系的研究中，发现人际关系和道德动机会使员工受到影响，较高的企业社会责任水平会正向影响员工的组织公平感知，能够使员工产生组织认同感，并满足自我价值的需要与提升。魏均等（2008）研究了企业领导行为对组织认同的影响，研究发现企业领导的社会责任的履行等行为，对员工组织认同感的产生有着积极有效的作用。因此，企业高层领导对企业社会责任理念的积极提倡会使员工产生积极有效的激发员工的组织认同水平。卢涛等（2009）从员工视角研究企业社会责任对组织认同的影响。结果发现，员工所感知的企业承担社会责任的情况会对其组织认同感产生明显的影响，另外，组织认同的不同纬度受到企业社会责任的影响也不尽相同。苗莉等（2012）以组织认同为中介变量，在细化企业社会责任和组织承诺具体维度的基础上，实证研究了两者之间的关系，结果发现组织认同在企业社会责任感知对组织承诺的影响中起中介作用。王艳婷（2013）等研究发现，企业承担社会责任会增强企业员工的组织认同感与社会参与行动，进而可以提升企业价值。
Dick（2004）研究了组织认同与工作满意度之间的关系，结果证明组织认同与工作满意度呈正相关。罗慰心（2008）通过研究来自济南、上海、苏州等地的IT公司取得601份有效问卷研究发现，组织认同对员工工作投入具有预测作用。朱青松（2009）就员工与组织的价值观匹配对员工效能的影响进行了研究，结果发现员工对组织的认同会对员工效能产生具体影响。David等（2009）曾以一个大样本的医师员工为样本，实验发现感受组织支持理论和他们的员工工作表现有以下联系：（1）当组织认同高，专业鉴定低时，两者成正相关。（2）当组织认同低，专业鉴定高时，两者成负相关。同时他们还发现，心理契约违背和员工工作表现也存在一定关系：（1）当组织认同高，专业鉴定低时，两者成负相关。（2）当组织认同高，专业鉴别低时，两者成正相关。王新宇等（2010）以上海张江高科技园区的196名公司员工为调查对象，运用Lisrel软件对模型假设进行检验，研究得出组织认同对员工工作表现成正相关。
尽管国内还没有发现企业社会责任对员工自我效能的实证研究，但员工自我效能与员工满意度、忠诚度等相近的员工态度范畴，与企业社会责任有着千丝万缕的关联。企业积极承担社会责任对于降低员工流失率，留住优秀员工，提高员工的自我效能有着重要的作用。Branco和Rodrigues（2006）指出企业社会责任能够为企业创造内部和外部价值，其中内部价值体现在提高员工工作动机，激发员工对企业的忠诚行为。李艳华（2008）通过实证研究表明，企业社会责任的不同表现在组织吸引力、组织承诺、企业声望感知和员工满意度均有显著差异。吕英等（2009）通过对IT和零售企业员工的问卷调查，采用多元回归分析和方差分析来检验企业社会责任表现与员工工作满意度之间的相关关系。结果发现企业对员工的责任与员工对整体的满意度和员工对企业整体的满意度和员工对工作回报的满意度存在正相关。彭正龙（2010）以提升组织即兴效能为出发点，创建了企业社会责任、员工满意度与组织即兴效能三者关系的理论模型。研究发现，企业的社会责任表现，尤其是在员工、消费者、环保等方面的表现，对员工满意度的影响较为显著。张爱卿等（2010）通过对236位不同企业员工进行调查，探讨企业社会责任形象与员工满意度、组织公民行为之间的相互关系，研究发现企业社会责任形象与员工满意度之间有显著正向的相关关系。
综合上述分析，本文提出如下假设：
H1：企业社会责任对员工自我效能有正面影响。
H2：组织认同在企业社会责任与员工自我效能之间起着中介作用。
二、研究方法
1.问卷设计
本文对企业社会责任维度的确定参考Abbott、Monsen（1979）和Hamilton对其维度的定义。企业社会责任量参考Abbott和Monsen （1979）、李立清（2006）和赵杨（2010）的研究并根据需要做了相应的修订；组织认同量表参照 Miller 等（2000）所编制的组织认同量表（OIQ）；员工自我效能的测量采用的是Riggs（1994）所开发的量表。
2.样本和数据
由于本文涉及员工对企业组织的认同感，因此问卷发放对象以普通员工为主，但不排除各级管理者参与。本研究共收回1043份，其中无效问卷172份，有效问卷871份。依据如下四点对无效问卷剔除：第一，问卷有大量的遗漏和空白；第二 ，问卷填写较随意，对于多数问题选择同一水平；第三，问卷填写不在所给选项之内；第四，在问卷反向问题中回答自相矛盾。问卷调查受访者特征如下：在性别方面，男女比例相近；在年龄方面，40岁以下约占68%比例，整体来说员工年龄较年轻；在职位方面，一般员工占47%，相对人数较多，且随着级别的提高，比例逐渐下降；在受教育程度方面，本科学历约有55%的比例，说明整体而言，调查对象的受教育水平较高；在工作时长方面，1-5年占了52%，10年以下的占了94%，这也从另一方面说明了调查对象比较年轻。 三、数据分析
1.信度检验
荣泰生（2010）提出，在进行因子分析时，样本容量与变量数的比例应在5：1以上，总样本容量不得少于100，且理想的样本容量至少应在变量数的10-25倍，本研究符合上述标准。一般认为各测量指标的Cronbach’α系数大于0.7就说明各个测量指标具有较好的内部一致性。企业社会责任的Cronbach’s α系数为0.805，组织认同的Cronbach’s α系数为0.875，员工自我效能的Cronbach’s α系数为0.842，说明本研究量表具有较好的信度。
2.因子分析
本文采纳Kaiser（1974）的观点，即KMO值大于0.7表示尚可进行因子分析，大于0.8说明适合进行因子分析。使用SPSS16.0进行因子分析，结果显示企业社会责任和员工自我效能的KMO统计量均大于0.8、组织认同的KMO统计量在为0.778，比较接近0.8，三者的Bartlett观测值比较大，显著性为0，说明适合进行因子分析。
3.企业社会责任、组织认同与员工自我效能整体路径分析
在结构方程模型要求的基础上，本文构建企业社会责任、组织认同与员工自我效能的研究模型，采用协方差结构模型的极大似然法估计和检验测量模型的参数。卡方与自由度之比（χ2 /df） 为2.332，近似均方根残差（RMSEA） 值为0.073，比较拟合指数（CFI） 为0.932， Tucker-Lewis指数（TCL） 为0.907。从结果可以看出，χ2 /df之比小于3，表示模型可以接受。另外，RMSEA小于0.1，CFI和TCL都接近0.9，说明可以接受该模型结果。
表1 企业社会责任、组织认同和员工自我效能路径系数估计值
注：***P<0.001，**P<0.01，*P<0.05
表2 企业社会责任、组织认同与员工自我效能变量间标准化影响效应值
从表1的结果中可以看出，企业社会责任与组织认同的标准化路径系数为0.82，同时显著性水平为P<0.001，说明企业社会责任对员工组织认同有着直接正向影响，并且这种影响是显著的，因此假设H1得到验证。组织认同与员工自我效能的标准化路径系数为0.74，同时显著性水平为P<0.001，说明组织认同对员工自我效能有着正向的影响，且是显著的，因此H2得到验证。企业社会责任与员工自我效能的标准路径系数为0.089，在P<0.05的水平上显著，并且这种影响是显著的，因此H1得到验证。
表2可以看出，企业社会责任对员工自我效能的影响效应有0.601，其中有0.512为组织认同产生的间接效应，这也表示企业社会责任对员工自我效能的主要影响体现在间接效应上，尽管直接效应存在，但考虑到其数值较小，故忽略不计。因此，组织认同为中介变量，且在企业社会责任和员工自我效能两者关系之间起着中介作用，因此假设H2得到支持。
四、研究启示
虽然国家相关法规制度和学者们都极力倡导企业履行社会责任，但大多数企业仍然观念落后，过于重视眼前短期的利益，认为履行社会责任会增加额外的运营成本，从而影响企业的利润收入。企业积极承担社会责任对组织认同和员工自我效能有显著的正向影响，而工作绩效是员工自我效能的直接体现。这说明通过积极履行社会责任，企业可以为员工提供组织认同感和工作绩效，这对企业具有实际的现实意义。企业履行社会责任的情况会影响员工的组织行为。因此，企业要重视“社会责任文化”对员工的无形影响，透过这些告诉员工企业支持哪些行为，摒弃哪些恶习，进而提高员工对企业的责任感。就此而言，企业必须要重视社会责任决策的公开性，方便员工及时了解企业社会责任的活动进展。只有这样，才可以使企业社会责任活动真正发挥它的实际功效。
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