企业伪社会责任对员工反生产行为的影响 ——组织资源和道德认同的交互作用
发布时间：2021-03-03 10:15
随着社会的快速发展和大众素质的日益提高,企业社会责任越来越受到各界的关注和重视,甚至已被部分企业提到了战略高度。然而,在市场经济的迅猛发展进程中,也出现了很多矛盾和问题,一些企业为了追求眼前经济利益采取了“说一套做一套”的伪社会责任策略。这种企业不道德行为已成为学术界的研究新热点。然而现有研究多关注企业的伪社会责任行为表现及形成机制等层面,关于其后果及对策的研究很少。企业伪社会责任会导致很多影响恶劣的负面结果,其中员工的反生产行为就是严重的后果之一,而这会直接影响企业的可持续发展。国内目前关于企业伪社会责任对员工的影响研究极少,实证研究尤其匮乏。本文将用实证的方法,探究企业伪社会责任对员工反生产行为的关系,并从组织资源的个人角度和工作角度,分别验证其在企业伪社会责任和员工反生产行为中的作用机制,同时探究了道德认同在组织资源和反生产行为中可能的调节作用,并得出以下结论:（1）企业伪社会责任对员工反生产行为有正向预测作用;（2）企业伪社会责任负向影响组织资源;（3）组织资源对员工反生产行为存在负向预测作用;（4）组织资源中的个人资源在企业伪社会责任与反生产行为之间起到部分中介作用;组织资源...
【文章来源】：浙江工业大学浙江省
【文章页数】：86 页
【学位级别】：硕士
【部分图文】：
研究构思图
企业伪社会责任对员工反生产行为的影响——组织资源和道德认同的交互作用253.3研究模型的建立在通过大量的文献梳理和分析后，本文的研究模型如图：图3-1研究模型图Figure3-1.Researchmodeldiagram3.4研究设计3.4.1问卷设计本研究主要采用问卷调查的方式进行数据收集。在测量过程中涉及以下几个主要变量，分别是企业伪社会责任、组织资源（分工作资源和个人资源）、道德认同和反生产行为。我们的调查问卷设计围绕这四个变量的相关测量展开，具体主要分为以下三个步骤：首先，广泛阅读相关文献，明确了各变量的概念、内涵和维度等；其次，根据德维利斯（2010）的建议，即研究中应优先使用现有成熟量表，尽量不要自行设计。因此，为保证调研质量，本研究所用的量表均是国内外相关研究已有的成熟量表，并与导师及相关专家反复讨论。为提高研究的严谨性、科学性，外文量表均采用双向翻译来处理，使题项更容易被读懂，确保量表的信度和效度；最后，考虑中西文化差异，结合中国语境对问卷做了适当删改。同时在问卷开头设置了标题和引导语，强调了调研结果的保密性，以此增加被调研者接受程度和坦诚程度。相关控制变量均采用选择的形式，降低被试排斥心理。此外，为了防止被试按惯性思维作答，专门在问卷中设置了测谎项和反向题，并且把所有量表及其中的测项打乱编排。本研究涉及的主要变量均采用李克特5级量表进行测量，要求问卷填写人根据自身与企业实际情况进行选择，使用“1-5”
浙江工业大学硕士学位论文48图4-1道德认同在乐观维度与指向人际的反生产行为之间的调节作用Figure3-1TheroleofmoralidentityintheoptimisticdimensionandCWB-I②道德认同在工作资源与员工反生产行为之间的调节作用表4-18是工作资源、反生产行为、道德认同以及工作资源与道德认同交互项的回归结果。模型1的判定系数R2值为0.063，表示控制变量可以解释员工反生产行为的6.3%，调整后R2值为0.036，整体回归有效（F=2.231,p<0.05）。模型2引入工作资源和道德认同，判定系数R2提高到0.269，表明可以解释组织公民行为的26.9%，调整后R2值为0.243，整体回归有效（F=10.359,p<0.001）。模型3引入工作资源与道德认同的交互项后，判定系数R2值为0.270，解释力无明显增加，调整后的R2为0.241，整体回归有效（F=9.502,p<0.001），但交互项的影响不显著（β=0.030,p=0.567）。接下来将工作资源分维度进行进一步探索。表4-18道德认同在工作资源对员工反生产行为中的调节效应分析Table4-18AnalysisoftheRegulatingEffectofMoralIdentityonWorkingResourcesinEmployees"CWB模型1模型2模型3βPβPβP(常量)0.0000.0000.000性别-0.124*0.031-0.161**0.002-0.162**0.002年龄-0.0830.300-0.0300.675-0.0300.675受教育水平0.159**0.0070.203**0.0000.207**0.000企业性质0.0300.5980.0200.6930.0190.706工作年限0.0910.2660.1040.1530.1060.145企业建立时间-0.141*0.044-0.1030.097-0.1010.105
【参考文献】：
期刊论文
[1]组织支持感对新生代员工反生产行为的影响研究[J]. 葛筱,陈伟民. 中国集体经济. 2019(15)
[2]真实型领导对员工知识共享行为的影响机制——基于道德认同的中介作用[J]. 刘明霞,徐心吾. 中国软科学. 2019(02)
[3]工作资源对员工离职意向的影响——工作—家庭冲突的中介作用与主动性人格的调节作用[J]. 江红艳,杨军,孙配贞,陈洋. 软科学. 2018(10)
[4]辱虐管理与公务员反生产行为关系研究——以组织公平感为调节变量[J]. 徐双敏,王科. 安徽大学学报(哲学社会科学版). 2018(03)
[5]大学生道德认同与网络利他行为的关系:乐观主义的中介作用[J]. 陈妮娅,钟静弘,周冰冰,洪清玉,樊孟婷. 南京中医药大学学报(社会科学版). 2017(04)
[6]鼓励员工归属真的是好事吗?——集体主义人力资源管理、内部人身份与被道德认同调节的怠惰行为[J]. 郭晟豪,萧鸣政. 外国经济与管理. 2017(08)
[7]企业社会责任、道德认同与员工组织公民行为关系研究[J]. 刘凤军,李敬强,杨丽丹. 中国软科学. 2017(06)
[8]消费者对企业社会责任伪善感知形成机制研究[J]. 樊帅,田志龙. 中南财经政法大学学报. 2017(02)
[9]国外企业伪社会责任研究述评与展望[J]. 赵红丹,周君. 首都经济贸易大学学报. 2017(01)
[10]企业伪善行为及其动因研究[J]. 陈华. 江苏社会科学. 2016(06)
博士论文
[1]工作特征对员工反生产行为影响的实证研究[D]. 王立君.辽宁大学 2015
[2]人格与情境启动对亲社会行为的影响[D]. 迟毓凯.华东师范大学 2005
硕士论文
[1]多重生态系统视角下大学生利他行为影响因素和作用机制探究[D]. 郑清.江西师范大学 2017
[2]新疆青少年道德认同与亲社会行为现状及关系研究[D]. 任素洁.石河子大学 2017
[3]道德认同对自我损耗下亲社会行为的影响[D]. 王瑶瑶.陕西师范大学 2017
[4]初中生道德认同、道德推脱与亲社会行为的特点及关系研究[D]. 张玉雪.安徽师范大学 2017
[5]基于道德推脱中介的道德认同与员工反生产行为关系研究[D]. 张琪.南京理工大学 2017
[6]员工感知的企业社会责任对其组织公民行为影响的实证研究[D]. 余建伟.东北师范大学 2016
[7]伦理型领导对团队公民行为的影响机制研究[D]. 赵轶.浙江大学 2013
[8]基于工作要求—资源模型的商业银行员工工作倦怠研究[D]. 汤雪莲.南开大学 2012
[9]知识型员工自我领导、自我效能感与工作幸福感的关系研究[D]. 许娟.西南财经大学 2012
[10]工作资源、个人资源与工作投入的关系研究[D]. 段陆生.河南大学 2008
本文编号：3061094
【文章来源】：浙江工业大学浙江省
【文章页数】：86 页
【学位级别】：硕士
【部分图文】：
研究构思图
企业伪社会责任对员工反生产行为的影响——组织资源和道德认同的交互作用253.3研究模型的建立在通过大量的文献梳理和分析后，本文的研究模型如图：图3-1研究模型图Figure3-1.Researchmodeldiagram3.4研究设计3.4.1问卷设计本研究主要采用问卷调查的方式进行数据收集。在测量过程中涉及以下几个主要变量，分别是企业伪社会责任、组织资源（分工作资源和个人资源）、道德认同和反生产行为。我们的调查问卷设计围绕这四个变量的相关测量展开，具体主要分为以下三个步骤：首先，广泛阅读相关文献，明确了各变量的概念、内涵和维度等；其次，根据德维利斯（2010）的建议，即研究中应优先使用现有成熟量表，尽量不要自行设计。因此，为保证调研质量，本研究所用的量表均是国内外相关研究已有的成熟量表，并与导师及相关专家反复讨论。为提高研究的严谨性、科学性，外文量表均采用双向翻译来处理，使题项更容易被读懂，确保量表的信度和效度；最后，考虑中西文化差异，结合中国语境对问卷做了适当删改。同时在问卷开头设置了标题和引导语，强调了调研结果的保密性，以此增加被调研者接受程度和坦诚程度。相关控制变量均采用选择的形式，降低被试排斥心理。此外，为了防止被试按惯性思维作答，专门在问卷中设置了测谎项和反向题，并且把所有量表及其中的测项打乱编排。本研究涉及的主要变量均采用李克特5级量表进行测量，要求问卷填写人根据自身与企业实际情况进行选择，使用“1-5”
浙江工业大学硕士学位论文48图4-1道德认同在乐观维度与指向人际的反生产行为之间的调节作用Figure3-1TheroleofmoralidentityintheoptimisticdimensionandCWB-I②道德认同在工作资源与员工反生产行为之间的调节作用表4-18是工作资源、反生产行为、道德认同以及工作资源与道德认同交互项的回归结果。模型1的判定系数R2值为0.063，表示控制变量可以解释员工反生产行为的6.3%，调整后R2值为0.036，整体回归有效（F=2.231,p<0.05）。模型2引入工作资源和道德认同，判定系数R2提高到0.269，表明可以解释组织公民行为的26.9%，调整后R2值为0.243，整体回归有效（F=10.359,p<0.001）。模型3引入工作资源与道德认同的交互项后，判定系数R2值为0.270，解释力无明显增加，调整后的R2为0.241，整体回归有效（F=9.502,p<0.001），但交互项的影响不显著（β=0.030,p=0.567）。接下来将工作资源分维度进行进一步探索。表4-18道德认同在工作资源对员工反生产行为中的调节效应分析Table4-18AnalysisoftheRegulatingEffectofMoralIdentityonWorkingResourcesinEmployees"CWB模型1模型2模型3βPβPβP(常量)0.0000.0000.000性别-0.124*0.031-0.161**0.002-0.162**0.002年龄-0.0830.300-0.0300.675-0.0300.675受教育水平0.159**0.0070.203**0.0000.207**0.000企业性质0.0300.5980.0200.6930.0190.706工作年限0.0910.2660.1040.1530.1060.145企业建立时间-0.141*0.044-0.1030.097-0.1010.105
【参考文献】：
期刊论文
[1]组织支持感对新生代员工反生产行为的影响研究[J]. 葛筱,陈伟民. 中国集体经济. 2019(15)
[2]真实型领导对员工知识共享行为的影响机制——基于道德认同的中介作用[J]. 刘明霞,徐心吾. 中国软科学. 2019(02)
[3]工作资源对员工离职意向的影响——工作—家庭冲突的中介作用与主动性人格的调节作用[J]. 江红艳,杨军,孙配贞,陈洋. 软科学. 2018(10)
[4]辱虐管理与公务员反生产行为关系研究——以组织公平感为调节变量[J]. 徐双敏,王科. 安徽大学学报(哲学社会科学版). 2018(03)
[5]大学生道德认同与网络利他行为的关系:乐观主义的中介作用[J]. 陈妮娅,钟静弘,周冰冰,洪清玉,樊孟婷. 南京中医药大学学报(社会科学版). 2017(04)
[6]鼓励员工归属真的是好事吗?——集体主义人力资源管理、内部人身份与被道德认同调节的怠惰行为[J]. 郭晟豪,萧鸣政. 外国经济与管理. 2017(08)
[7]企业社会责任、道德认同与员工组织公民行为关系研究[J]. 刘凤军,李敬强,杨丽丹. 中国软科学. 2017(06)
[8]消费者对企业社会责任伪善感知形成机制研究[J]. 樊帅,田志龙. 中南财经政法大学学报. 2017(02)
[9]国外企业伪社会责任研究述评与展望[J]. 赵红丹,周君. 首都经济贸易大学学报. 2017(01)
[10]企业伪善行为及其动因研究[J]. 陈华. 江苏社会科学. 2016(06)
博士论文
[1]工作特征对员工反生产行为影响的实证研究[D]. 王立君.辽宁大学 2015
[2]人格与情境启动对亲社会行为的影响[D]. 迟毓凯.华东师范大学 2005
硕士论文
[1]多重生态系统视角下大学生利他行为影响因素和作用机制探究[D]. 郑清.江西师范大学 2017
[2]新疆青少年道德认同与亲社会行为现状及关系研究[D]. 任素洁.石河子大学 2017
[3]道德认同对自我损耗下亲社会行为的影响[D]. 王瑶瑶.陕西师范大学 2017
[4]初中生道德认同、道德推脱与亲社会行为的特点及关系研究[D]. 张玉雪.安徽师范大学 2017
[5]基于道德推脱中介的道德认同与员工反生产行为关系研究[D]. 张琪.南京理工大学 2017
[6]员工感知的企业社会责任对其组织公民行为影响的实证研究[D]. 余建伟.东北师范大学 2016
[7]伦理型领导对团队公民行为的影响机制研究[D]. 赵轶.浙江大学 2013
[8]基于工作要求—资源模型的商业银行员工工作倦怠研究[D]. 汤雪莲.南开大学 2012
[9]知识型员工自我领导、自我效能感与工作幸福感的关系研究[D]. 许娟.西南财经大学 2012
[10]工作资源、个人资源与工作投入的关系研究[D]. 段陆生.河南大学 2008
本文编号：3061094
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