1. 引言
在社会伦理和道德观念提升的背景下，越来越多的人开始关注企业在社会和环境方面的责任问题，企业也逐渐意识到自己的社会责任，主动承担起相应的责任和义务。企业社会责任(CSR: Corporate Social Responsibility)议题逐渐受到我国政府、社会团体和消费者重视。一些明智的企业管理者已开始关注、管理、投资并披露CSR。有学者认为企业承担社会责任有利于获得竞争优势，然而也有学者认为企业社会责任只是管理者的自利工具，无法实现利益最大化 [1] 。针对企业社会责任是否能给企业带来正面效应的争议，已有大量实证研究从宏观角度证实了企业的社会责任会行为正向显著影响企业财务绩效、声誉、竞争力和可持续发展 [2] [3] [4] [5] 。另有研究从微观角度关注CSR实践对企业内部员工的态度及行为的影响，比如：CSR活动对员工工作满意度 [6] [7] 、组织承诺 [8] [9] 、组织公民行为 [10] [11] [12] 、创新行为 [13] [14] 的影响。少部分单独关注员工感知的CSR对建言 [15] [16] [17] 、离职意愿 [18] [19] 的影响及作用机制。本文同时考虑离职意愿和建言行为有利于更全面地了解员工感知CSR对其工作的影响，探究积极建言行为和消极离职意愿二者的影响孰大孰小？
本文结合社会认同理论和组织认同理论，从微观角度出发，通过实证研究理清感知CSR对企业内部员工的组织建言和离职意愿的影响机制，为CSR的经济后果研究提供新的微观视角。具体来说，本文将从四个方面展开研究：第一，员工感知的CSR是否会对员工组织建言产生影响？第二，员工感知的CSR是否会对员工的离职行为产生影响？第三，组织认同是否在员工感知的CSR和员工建言行为之间起中介作用？第四，组织认同是否在员工感知的CSR和员工离职行为之间起中介作用？
2. 研究假设
2.1. 感知的企业社会责任与组织建言
在Farrell (1983)的Exit-Voice-Loyalty-Neglet (EVLY)模型里，组织建言是员工在组织内部的积极、建设性反应，是员工角色外行为的重要表现 [20] 。员工在组织内部的积极献言献策行为可以帮助组织及时发现问题，适应外部激烈、多变的动态环境。良好有效的组织建言行为被视为组织保持内部创新能力、外部竞争力及实现可持续发展的重要因素 [21] 。
社会认同理论认为“个体倾向于根据其所从属的社会群体进行自我识别，并通过内群体与相关群体的比较获取优越感，从而建立积极自尊并维持自己的特殊社会地位” [22] 。基于此，企业员工会出于对自己社会身份认同的需求而主动将自己所从属的组织在社会上进行分类、比较和区分。于是，当员工感知到其所属企业因对其对利益相关者履行相应责任而赢得不错的内、外部声誉时，他们便会借此维持积极的社会认同，并期待通过所属企业相应的群体特征赋予他们在社会上特有的情感和价值意义，从而保持一定的自尊。
在本文，CSR是指企业旨在积极影响各利益相关者(员工，消费者，政府及社会及非社会)并超越其经济利益的企业行为。CSR实践显然是企业营造良好内、外部声誉的重要选择。根据组织建构理论，个体的行动是其内部心理氛围的反应，而个体的心理氛围则是个体对外界环境信息判断处理的结果。可见，企业CSR实践所构建的良好内部组织氛围和外部形象特征是影响个体对所在企业的组织文化和价值认同的重要来源。当员工感知到其所在企业具有良好的CSR实践时，他们会更乐意与组织共享相同的信念或文化，从而更积极地向组织献言献策以帮助组织实现目标。目前，国外已有实证研究开始关注企业社会责任对员工建言行为的影响，比如： [5] 发现土耳其乘务员感知到的企业社会责任通过工作投入的中介机制诱导他们在组织中的建言行为。在国内，已有研究证实CSR实践确实会对企业内部员工的态度带来正面影响效应，比如：工作满意度 [6] [7] 和组织承诺 [8] [9] 等，部分研究单独探讨企业社会实践对员工建言行为的影响 [15] [16] [17] 。基于此，本文推断员工感知的企业社会责任将正面影响员工的建言行为。
H1：员工感知的CSR会正面显著影响员工的组织建言
2.2. 感知的企业社会责任与离职意愿
在Farrell (1983)的Exit-Voice-Loyalty-Neglet (EVLY)模型里，离职行为是组织成员在组织内部的积极、破坏性反应，是员工在组织中个人经历的最终结果。频繁的离职行为会增加企业招聘、甄选和培训成本，降低企业产品和服务质量，同时也会影响企业组织文化建设、员工士气和知识资本的发展。在开展实证研究时，鉴于离职行为实际测量的难度，学术界通常用离职意愿代替实际离职行为 [23] 。在离职文献中，学者们普遍认同工作态度(比如，工作满意度，组织承诺)是离职倾向的重要预测值 [24] 。当员工对工作产生不满意情绪或与组织缺乏情感依附时，便会产生离职意向，进而寻找其它工作机会 [25] 。事实上，学者们已指出工作态度对员工离职的解释力(只有4%~5%的方差解释力)是不够的 [26] 。
社会认同理论认为，人们通常会争取获得积极的社会认同。当个体比较自身和内外群体后获得了满意的社会认同和自尊时，会更倾向于留在当前的群体中 [27] 。但如果个体没有得到满意的社会认同，或者其社会认同受到威胁，就会采取各种策略来争取积极的社会认同和维持自尊，比如离开现有群体。据此我们推断，当员工所在组织具有诸如“污染环境，逃税漏税，苛刻员工，欺骗消费者”等不道德企业行为时，组织员工必然会因对本企业与其它企业进行积极区分后，失去满意的社会认同，甚至丢掉自尊，最终离开组织。Cacioppe et al. (2008: p. 689)曾指出：优秀人才更容易被那些能对企业的利益相关者(比如：员工，顾客，政府以及社会和非社会)履行相应责任的企业所吸引。因为，这种组织的价值观与组织中员工的价值观更贴近，更容易维持组织中员工对社会认同感和自尊的需求。由此本文推断，员工感知的企业社会责任越强，其离职意愿会越低。
H2：员工感知的CSR会负面显著影响员工离职意愿
2.3. 组织认同的中介效应
根据社会认同理论，组织认同是组织成员与组织“一体化”的心理感知 [22] 。人们往往会将自己和他人进行各种社会分类，然后在特定的社会背景下完成自我定位和定义，形成独特的个人身份和社会身份特征 [28] 。这种分类和身份认同对于人们的社会互动和行为起着重要的作用。当个人的这种身份特征与其所属群体特征的身份特征进行比较并产生一致性感觉后，组织认同便产生了。因此，组织认同是社会认同的一种具体表现形式，只有个人身份特征和组织身份特征一致时，组织认同才能产生。
那些在行为与观念和个人比较一致并能给个人提供自我价值感的组织往往容易被人们所认同。而那些对组织有强烈认同感的员工也会把组织的目标视为自己的目标，把组织的成功或失败归为自己的成功或失败。组织认同本质上是组织成员与组织在处理与组织相关事务关系的心理与行为表现与过程，是个人希望与特定组织建立或维持一个满意的自我定义关系。一方面，当企业因对外履行社会责任(如：慈善事业，公益活动，按时上缴税收或关注消费者利益)而备受赞扬时，企业员工必然能从企业所获的社会声誉中建立起自己的身份特征和社会身份特征。而且，企业员工通常也会因感知到自己所属企业的CSR行为而感到自豪，并对组织产生认同感，实现个人与组织的“一体化”心理感知 [29] 。另一方面，企业对内履行社会责任(如：雇员)能够让员工感受到组织对他们的支持和帮助。这会促使他们对待组织、对待工作表现出主人翁精神和强烈的使命感，积极参加企业活动，从而增强对组织的认同感。因此提出如下假设。
H3：员工感知的CSR会正面显著影响组织认同
进一步，当员工感知到自己的行为和价值观和组织高度统一时，他们对组织的归属感和共同感也会更强，更能接受组织，把组织当成个人的一部分，把企业的荣誉视为自己的荣誉。而当企业员工对组织具有高度认同感时，他们也会调整自己对组织的态度和行为，从而回报他们对该组织的期待。比如：主动的向企业提出和企业相关的工作流程的改善和创新性建议，对企业未来充满希望，减少离职意愿等。目前，已有实证研究开始关注组织认同对员工组织建言和离职意愿的影响。比如， [6] 对293对上司和下属的双向调查这发现，组织认同正面显著影响组织组织建言。张淑华和刘兆延(2016)关于组织认同与离职意向的元分析发现，组织认同与离职意向呈现高的负相关。由此我们推断，组织认同会正面显著影响组织建言，负面显著影响离职意愿，并且在员工感知的CSR和组织建言、离职意愿中起中介作用。
H4：组织认同正面显著影响组织建言
H5：组织认同负面显著影响离职意愿
H6：组织认同在员工感知的CSR和组织建言中起中介效应
H7：组织认同在员工感知的CSR和离职意愿中起中介效应
3. 研究方法
3.1. 研究样本
为确保研究的适用性和获取员工对企业社会责任的准确感知水平，本研究选择了“2017中国企业社会责任500优”企业作为样本，数据最终来源于7家企业的325名知识型员工，企业类型涵盖制造业、金融业、房地产业和通信信息业。为控制同源偏差的影响，本次调查在两个时间点进行，2017年11月20日首次发放企业社会责任问卷。在2017年12月15日第二次发放关于组织认同、组织建言和离职意愿的问卷。共发出400份问卷，最终收回378份问卷。剔除问题答卷，最终获得325份有效问卷，回收率81.25%。在325个有效被试者中，男性占55.38%，81.54%接受过本科及以上教育，59.34%在现任公司任职3年及以上，35.69%有过两次及以上离职经验。
3.2. 研究工具
本研究的主要变量包括员工感知CSR、组织认同、建言、离职意愿。测量均采用具有较高信度和效度的成熟量表。所有题项均采用李克特5点量表。员工感知企业社会责任采用 [7] 含四维度19题项的量表。组织认同量表采用 [8] 6题项组织认同量表。组织建言采用 [9] 开发的抑制性和促进性两维度10题项的建言行为。结合Cammann，Fichman，Jenkins & Klesh (1984)和Moore (2000)开发的离职意愿量表，最终敲定5题项的离职意愿量表。
4. 数据分析
本研究采集到的数据最终被录入Smart-PLS 3.2.7软件对测量模型的信度和效度及结构方程模型的假设进行评估和检验。采用PLS-SEM是因为本研究中员工感知的CSR和组织建言是反应性——形成性指标(reflective-formative construct)的二阶概念，而PLS-SEM在处理高阶指标比CB-SEM具有较强的优越性 [30] ；不仅如此，PLS-SEM在处理小样本或非正态分布样本的结构方程模型的检验具有较强的预测力。《2017研究前沿》曾把“PLS-SEM在商业研究中的应用”方法列为2017 Top10热点前沿。
4.1. 测量模型检验
4.1.1. 反应性指标测量模型检验
在对反应性指标的内部信度进行检验时，本文对Cronbach’s Alpha值和复合信度CR (Composite Reliability)值进行检验。Cronbach’s Alpha值大于0.7，CR值大于0.6说明测量模型内部信度较好。在考核测量模型的收敛效度方面，本文考核了指标载荷(Indicator Loading)和平均抽取方差(Average Variance Extracted: AVE)。根据 [20] 的建议，标准的指标负荷至少要大于0.708，而平均方差提起(AVE)至少要大于0.50才能说明该测量概念能解释超过一半的指标变化。表1展示了本研究中反应性指标测量模型里各题项的检测结果，由此本发现本研究采用的所有反应性指标全部符合统计标准，说明该反应性测量模型具有较好的内部信度和收敛效度。
Table 1. First-order-reactivity indicator measurement model test results
表1. 一阶-反应性指标测量模型检验结果
说明：CSRS：企业对社会履行的责任；CSRE：企业对员工履行的责任；CSRC：企业对消费者履行的责任；CSRG：企业对政府履行的责任；OID：组织认同；OV1：抑制性建言；OV2：促进性建言；TI：离职意愿。
在评估反应性指标测量模型的外部的区分效度(Discriminant Validity)，本文对Fornell-Larcker，交叉因子载荷(Cross-Loadings)和Heterotrait-Monotrait ratio (HTMT)这三个指标进行了检验 [30] 。通常，当某一个概念的Fornell-Larcker值大于其它任何概念的相关性时，该测量模型就具有较好的外部区分效度。其次，当某一概念对应指标的外部载荷大于与其它概念的任何交叉载荷(即：相关性)时，这个概念与其它概念的区分效度也能建立起来。但是，如果某个测量模型的Heterotrait-Monotrait Ratio (HTMT)值越接近于1，说明该概念缺乏外部区分效度。本研究的测量模型在一阶反应性指标阶段中的Fornell-Larcker值，交叉因子载荷(Crossing Loadings)，和Heterotrait-Monotrait Ratio (HTMT)全部达到统计要求。因此，本研究的所有一阶测量模型都具有较好的信度，收敛效度和区分效度。
4.1.2. 形成性指标测量模型检验
在形成性指标测量模型的检验中，我们对各形成性指标的共线性问题，显著水平和相关性进行了评估。当形成性指标的方差膨胀因子(Variance Inflation Factor, VIF)高于5时，说明该形成性指标存在潜在的共线性问题 [31] 。表2显示的是本研究中形成性指标之间的VIF值，及在各自概念上的权重和载荷。在本研究中，我们发现所有6个形成性指标(CSRC, CSRE, CSRG, CSRS, OV1, OV2)的VIF都达到统计标准，因此不存在共线性问题。其次，本研究还发现这6个形成性指标在各自概念上的权重(Outer Weights)除了CSRC没有达到显著水平(Beta = 0.178，T-value = 1.877，双尾)以外，其它全部达到统计标准。然而，CSRC在CSR概念上的载荷(Outerer Loading = 0.839, T-value = 24.032)远远大于0.5，表明，CSRC与CSR高度相关。因此，我们保留该指标 [17] 。由此可见，本研究的所有形成性指标测量模型全部达到统计标准，进一步的结构方程模型检验可正常开展。
Table 2. Second-order-two steps-formative index measurement model test results
表2. 二阶-两步骤-形成性指标测量模型检验结果(双尾)
说明：CSRS：企业对社会履行的责任；CSRE：企业对员工履行的责任；CSRC：企业对消费者履行的责任；CSRG：企业对政府履行的责任；OV1：抑制性建言；OV2：促进性建言。
4.2. 结构方程模型评估
这部分内容主要包括对模型中各潜在变量多元共线性问题，外生变量对内生变量的决定系数(Coefficient of Determination) R2，效应大小(Effect Size) f2及各潜在变量之间路径系数的检验。
4.2.1. 共线性评估
对潜在变量的共线性问题进行评估是为了规避路径系数潜在偏差的存在。在结构方程模型里，当各潜在变量之间的方差膨胀因子小于5时，说明它们之间不存在共线性问题 [30] 。在本研究中，各潜在变量之间的方差膨胀因子不存在多元共线性问题，进一步的路径系数检验是可行的。
4.2.2. 决定系数(R2)和效应大小(f2)
为了反应本研究模型的解释力，本文对决定系数(R2)进行了评估。决定系数(R2)反应了模型中内生变量的变异中可由外生变量解释部分所占的比例 [30] 。R2值为0.75、0.50或0.25分别代表外生变量对内生变量变异的强、中和弱的解释力 [31] 。与此同时，本文还对决定系数(R2)的效应大小ƒ2 [ƒ2 = (R2 include − R2 exclude)/(1 − R2 include)]进行了评估。ƒ2反应了外生变量对内生变量R2的贡献。ƒ2值为0.02，0.15和0.35分别代表强，中和弱的效应大小。表3具体展示了本研究模型的决定系数(R2)和效应大小(ƒ2)。由此我们发现，本文的外生变量CSR可以解释内生变量OID、OV、TI分别52%、30.8%、18.4%的方差变异。CSR对OID，OV，及TI具有强，弱到中，和弱的方差解释效力，而OID对OV和TI均具有弱到中的方差解释效力。
Table 3. Coefficient of determination (R2) and effect size (ƒ2)
表3. 决定系数(R2)和效应大小(ƒ2)
说明：CSR：企业社会责任；OID：组织认同；OV：组织建言；TI：离职意愿。
4.2.3. 路径系数评估
本研究利用Smart-PLS软件在5%的显著水平上，用自助抽样法(bootstrapping)双尾检验了各路径的Beta值、T值和P值。当T值大于1.96而P < 0.05时，路径中潜在变量之间的关系就会被认为存在显著相关性 [30] 。表4展示了本研究中各潜在变量之间的直接路径系数。在此路径系数下，CSR对OV具有正向显著性影响效应(Beta = 0.271, T = 4.007)，假设1成立。CSR对TI具有负向显著性影响效应(Beta = −0.189, T = 2.574)，假设2成立。CSR对OID具有正向显著性影响效应(Beta = 0.721, T = 20.168)，假设3成立。OID对OV具有正向显著性影响效应(Beta = 0.327, T = 4.848)，假设4成立。OID对TI具有负向显著性影响效应(Beta = −0.272, T = 3.951)，假设5成立。
Table 4. The direct path coefficient between each latent variable
表4. 各潜在变量之间的直接路径系数
说明：CSR：企业社会责任；OID：组织认同；OV：组织建言；TI：离职意愿；****：P < 0.05，**：P < 0.01，*：P < 0.001。
4.2.4. 中介效应检验
在利用Smart-PLS检验中介调解效应时，本文结合了间接效应的自助抽样法和校正后偏差的自助置信区间法(bias-corrected bootstrap confidence interval approach)。当校正偏差后的置信区间不会跨越0并且T值在1.96以上时，中介调解效应就存在。表5显示了本文中介效应检验的结果。由此可见，OID在CSR和OV之间(T = 4.678, P = 0; [LL = 0.137, UL = 0.333])、CSR和TI之间(T = 3.974, P = 0; [LL = −0.296, UL = −0.101])均存在中介调解作用，即：感知的CSR可以通过增强员工的OID促进他们在组织内部的建言行为，或降低他们的离职意愿。因此，本文的假设6和假设7均成立。进一步，通过比较CSR → OID → OV与CSR → OV的Beta值(0.236, 0.271)，及CSR → OID → TI与CSR → TI的Beta值(−0.196, −0.189)，我们发现它们各自都属同一方向(正正，负负)。可见，假设6和假设7的中介调解均属于部分中介里的补充中介调解。
说明：CSR：企业社会责任；OID：组织认同；OV：组织建言；TI：离职意愿；****：P < 0.05，**：P < 0.01，*：P < 0.001。
5. 结论与展望
5.1. 研究结论
5.1.1. 理论意义
第一，从路径系数分析结果可以发现，员工感知的CSR对组织认同的影响力度最大(Beta = 0.721, T = 20.168)，其次为组织建言(Beta = 0.271, T = 4.007)和离职意愿(Beta = −0.189, T = 2.574)。可见，一旦企业实施的社会责任实践被员工感知，必然会促使员工对企业的行为和价值观念的重新审查。当二者的价值和行为高度一致时，员工的自我价值感便可通过其就职企业得到实现。在这个价值、行为评定与审核过程中，员工对组织的“一体化”心理感知便可建立起来，并最终实现了其对组织的身份认同。可见，本研究强化了社会认同理论在CSR管理实践中的作用。进一步的比较，我们发现组织认同对组织建言的影响(Beta = 0.327, T = 4.848)略大于对离职意愿的影响(Beta = −0.272, T = 3.951)。这说明良好的个人–组织身份契合更有助于激发员工在组织内的建言行为。这一结论充实了组织认同和组织建言文献，为企业鼓励员工建言行为提供理论指导。
第二，组织认同正向中介员工感知的CSR与组织建言之间的关系。这表现为：员工感知的CSR通过组织认同产生正向影响作用，进而对员工的组织建言行为产生正向的影响作用。已有研究发现员工感知的CSR通过工作投入或组织信任对员工建言行为的影响 [32] 。然而，这些解释对理解员工感知的CSR为什么会对员工的组织建言产生影响是不够的。因为这些解释仅仅建立在员工与企业之间的交换关系上。事实上员工感知的CSR对其影响除了交换关系外，还存在情感上的依附关系。本研究从社会认同和组织认同的机理，提出并验证了组织认同正向中介员工感知的CSR与员工组织建言之间的关系。这一结论为我们进一步理解员工感知的CSR是如何对员工的建言行为产生影响提供了新的解释。
第三，组织认同负向中介员工感知的CSR与离职意愿之间的关系。这表现为：员工感知的CSR通过组织认同产生正向影响作用，进而对员工的离职意愿产生负向的影响作用。已有研究发现员工感知的CSR是通过工作态度，比如：工作满意度对员工的离职意愿产生影响 [33] 。事实上，在离职问题的研究上，学者已指出工作态度对员工离职的解释力(只有4%~5%的方差解释力)是不够的 [34] 。然而，员工感知的CSR对员工离职意愿的影响除了通过工作态度的影响外，还存在组织认同的内在机制。基于社会认同理论，本研究提出并验证了组织认同向员工感知的CSR与员工离职意愿之间的关系。这一结论为我们进一步理解员工感知的CSR是如何影响员工的离职意愿提供了新的解释。
5.1.2. 实践意义
基于上述理论剖析，本文得到以下管理启示：
首先，CSR实践和组织认同对员工的组织建言行为具有显著促进作用，组织应高度重视。在权威文化和独裁式领导盛行的中国组织中，为了避免与组织或领导发生冲突，中国员工通常保持沉默或回避。事实上，建言行为是个人–组织互动的过程，在关注个体对建言行为的影响因素以外，管理者还应加强企业日常的管理实践，比如企业应兼顾包含员工、消费者、政府和社会各利益群体的利益，帮助组织培育良好的外部声誉和营造和谐的内部工作氛围，从而增进员工的组织认同，让员工与组织形成命运共同体，激发他们的建言行为，从而帮助组织及时发现问题和实施组织变革，保持组织内部创新能力和提升外部竞争能力。其次，CSR实践是留住知识员工的重要途经。优秀的员工更容易被那些能兼顾各利益相关者的企业所吸引。企业在创造利润的同时，应加强与各利益相关者(比如：员工，消费者，政府和社会)的关系管理，与员工培育共同的价值观，提高员工对组织的认同感，从而留住优秀人才。现今，全球竞争已进入“企业公民”新时代，企业社会责任理念的确立已成为国内外企业管理的趋势和潮流。为了在国内外市场上保持竞争力并实现可持续发展，企业必须高度重视履行各利益相关方的责任，包括员工、消费者、政府和社会等，不仅在追求利润的同时，自觉地承担更多的社会责任，还要推动企业、社会、自然的和谐共存和健康发展，为建设和谐社会做出贡献。
5.2. 未来展望
本研究存在一定的局限。首先，仅从个体层面考察员工感知CSR对组织认同、组织建言和离职意愿的影响路径，未来研究可采用跨层或相关调节变量等进一步检验他们之间的作用机制。其次，本研究采用横截面数据。未来可采用纵向研究或时间序列进一步观察变量之间的动态变化。最后，本研究所有问卷都是员工自我汇报。部分变量，比如建言行为，员工单方面的自我评估具有一定的偏差，未来研究可进一步改善建言行为数据的采集质量。比如由上级、下属双向评估员工的建言行为。
基金项目
2023年度贵州省教育厅高校人文社会科学研究项目(基地项目) (23RWJD352)；贵州省教育厅人文社会科学研究项目“国别和区域研究项目”重点项目(2022GB2d001)；贵州大学“学科倍增提升”行动专项国际影响力提升计划(GDXKBZJH-RW-2023-04)；贵州大学社科基金培育项目(GDPY2022019)。