2.1. 酒店员工企业社会责任归因与反生产工作行为
企业社会责任归因(CSR attributions)是个体对企业参与社会责任实践背后的动机做出的主观推理和解释[5]。基于员工研究样本，Donia等将企业社会归因解析为两个维度：(1) 象征性归因(symbolic attributions)：个体认为企业是出于维护自身利益的目的而开展企业社会责任活动，CSR实践只是组织维护其正面形象的公共关系工具；(2) 实质性归因(substantive attributions)：个体认为企业出于为社会创造利益的目的而开展企业社会责任活动[6]。
自我一致性理论表明，个体对信息、态度的接受能力受与自我形象保持一致认知的强烈影响，为保持态度与行为之间的一致性，个体会积极参与那些能最大化个体认知平衡感知或一致性感知的行为角色[7] [8]。因此，本研究预测当员工对所属酒店参与CSR实践的动机进行象征性归因(实质性归因)时，为避免态度与行为不一致带来的压力，将增加(减少)自己今后在工作场所中的反生产工作行为。具体来说，象征性归因意味着员工认为酒店参与CSR实践是为了符合当前的社会伦理或道德准则，是出于公众舆论压力或形象维护，酒店并不关心除自身以外的其他利益相关者的利益[9]，此时，员工对酒店的CSR行为持负面论断。为避免认知与行为不协调带来的心理困扰，员工会减少他们在工作场所中的积极表现。相应地，当员工对所在酒店实施的CSR实践进行实质性归因时，正面论断会有效促进其在工作场所中的主动性、创造性及知识共享等行为[10]。基于上述推断，研究做出以下假设：
H1：象征性归因会正向影响酒店员工的反生产工作行为。
H2：实质性归因会负向影响酒店员工的反生产工作行为。
2.2. 酒店员工企业社会责任归因与组织认同
组织认同(organization identity)是组织成员将自己与所在组织视为一体的自我认定，体现为个体对组织的信任、归属感和情感依赖[11]。根据社会认同理论，个体通过对社会环境的分类和排序将事物区别开来，在这一过程中，个体会将自我也纳入到某一类别中，以符合该内群体的属性特征作为自我形象[12]，并通过对组织内外的社会比较来建立对所属群体的认同。在企业社会责任归因情境下，员工作为内部利益相关者会将自己所在的酒店与外部群体进行区分比较，当员工对酒店实施的CSR实践做出象征性归因时，较外部群体而言，酒店丧失了比较优势，员工无法从隶属的成员资格中获取积极价值(如声望、自豪感等)，继而逐渐降低对所在酒店的认同甚至产生放弃酒店身份资格和脱离酒店的想法[13]。相反，当员工对酒店的CSR行为做出实质性归因时，员工会认为自己隶属的酒店拥有与其他组织相比独特且具有吸引力的价值观、属性、特质和实践，自我概念得到提升，继而增强对所在酒店的认同。据此，研究做出以下假设：
H3：象征性归因负向影响酒店员工的组织认同。
H4：实质性归因正向影响酒店员工的组织认同。
2.3. 组织认同的中介作用
基于社会认同理论，当个体对所属组织产生较高的社会认同后，个体会倾向于选择与组织目标或利益趋于一致的活动以增强对所在组织的承诺和支持[14]。在企业社会责任归因情景下，当员工意识到所属酒店的CSR行为掺杂了较多商业意图时，会逐渐将自我概念从组织身份中剥离出来，并降低对所属酒店的认同和期望，因为所属酒店的成员身份在社会比较中随着CSR行为真正意图的显露已丧失了比较优势。进一步地，个体会随着组织认同的弱化减少自己的利组织行为，转而寻求对自我利益得失的关注，并引发背离组织的不道德行为[15]。而在实质性归因情境下，独特的比较优势会显著提高员工的组织认同，为持续获得自我提升，员工会表现出更多符合组织利益的行为。基于上述研究，结合假设3、4，研究做出以下假设：
H5：组织认同中介象征性归因对反生产工作行为的影响。
H6：组织认同中介实质性归因对反生产工作行为的影响。
2.4. 企业社会责任内外协调感知的调节作用
企业社会责任内外协调感知(perceived in-out CSR alignment)是指员工对所属组织针对内部和外部利益相关者的企业责任实践之间一致或协调程度的感知[16]，组织以对待外部利益相关者所倡导的道德方式对待员工，这是员工判断企业社会责任是否具有真实性的一个重要标准[17]。
线索一致性理论认为个体在判断、决策过程中会同时面对多个来源的线索，当线索之间可以相互印证时，这些线索信息在解释个体构建的认知和决策方面所占的权重不相上下，相对地，当线索指向不一致甚至存在冲突时，个体在判断、决策过程中会更倾向于关注负面线索信息[18] [19]。根据这一理论，本研究预计员工对企业社会责任内外协调的感知会调节企业社会责任归因对员工反生产工作行为的影响。具体而言，在低企业社会责任内外协调感知水平下，尽管酒店通过参与CSR实践向员工展示了对可持续经营的承诺，但作为内部利益相关者，员工的福祉并未得到满足，在这种情况下，员工会将观察到的外部企业责任活动视为一种欺骗行为[20]，并与此前将酒店的CSR行为视为商业手段的线索信息相互印证，进一步强化了员工在工作场所中施行反生产工作行为的可能。在高企业社会责任内外协调感知水平下，尽管象征性归因作为负向线索对员工的最终判断影响较大，但研究发现，个体对他人所受待遇做出的行为反应—被称为第三方公平感知(third-party justice perception)会受到第一方公平感知(first-party justice perception)的影响，个体积极的第一方公平感知会削弱观察到的第三方不公平的影响[21]。根据这一原理，员工的高企业社会责任内外协调感知水平会削弱象征性归因对反生产工作行为的正向影响。据此，研究做出以下假设，并构建了如图1所示的理论模型。
H7：酒店员工企业社会责任内外协调感知在象征性归因对反生产工作行为的正向影响过程中起调节作用。
H8：酒店员工企业社会责任内外协调感知在实质性归因对反生产工作行为的负向影响过程中起调节作用。
Figure 1. A research model of the effect of employees’ CSR attributions on their counterproductive work behavior
图1. 员工企业社会责任归因对其反生产工作行为的影响研究模型
3. 研究设计
3.1. 数据来源
研究采用问卷调查的方式进行数据收集，为减少共同方法偏差的影响，研究人员采取了如下预防措施。第一，测量变量的所选题项均来自己有的成熟量表，鉴于量表由英文翻译而来，研究人员在译制过程中遵循了标准的翻译和回译程序。第二，为提高量表内容在中文语境下的准确性和适用性，研究结合本土文化和实际情境对题项进行了适当的调整和修改。在问卷发放过程中，研究组织了以学生为主的调查团队，团队成员组成涵盖江苏、湖北、湖南等省份，并对他们开展了相关的技能培训。调研团队于2024年寒假返乡期间随机拜访其所在省市的酒店，并向该酒店的正式员工发放问卷(即不参与酒店业务政策制定的非管理人员[22])，被试既有在连锁酒店工作的人员，亦有单体酒店从业人员。问卷以匿名形式填写，并设有报酬激励，同时问卷还设定了检测题项。最终，本次研究共发放400份问卷，筛选得有效问卷259份，有效率为64.75%。
3.2. 测量工具
研究采用由Donia等(2017)开发的二维衡量标准来测量企业社会责任归因，包含象征性归因和实质性归因两个测量维度[6]。组织认同的测量采用由Mael和Ashforth (1992)开发的六个题项[23]，该量表的信效度已在相关实证研究中得到了广泛验证[15] [24]。员工企业社会责任内外协调感知的测量题项改编自由Boğan等(2020)开发的量表，例如“我所属的酒店在践行企业社会责任实践时，既关注内部员工利益，也考虑外部利益相关者福祉”[16]。在本研究中，反生产工作行为构念被划分为三个维度，针对组织、组织内部人际以及组织外部消费者的反生产工作行为，其中，前两个维度的测量参考由Yang和Diefendorff (2009)基于中国情境编制的量表，共计14个题项[25]；酒店员工针对消费者实施的反生产工作行为的测量采用由Hunter和Penny (2014)开发的量表，并借鉴Mignonac等[26]学者的做法，选用其中的7个题项来测量，所选题项为Hunter和Penny的研究报告中频率最高的七种行为[27]。问卷设计采用李克特五级量表。控制变量包括性别、年龄、教育水平、工作年限、工作酒店类型等。此外，为更好地适配研究对象，反映调查背景，参考Su等[28]学者的做法，对所借鉴的成熟量表测量题项中凡是涉及“公司”一词的地方，均将其替换为“酒店”。为评估本研究情境下的问卷质量，在正式开展数据收集之前，研究进行了预调研，有效问卷共回收57份。预调研结果显示，在本研究情境下，测量变量象征性归因、实质性归因、组织认同、企业社会责任内外协调感知与反生产工作行为的Cronbach’s α值分别为0.841、0.894、0.899、0.823、0.940，变量总体KMO值为0.817，Bartlett球形度检验的显著性为0.000，均符合统计检验标准。据此，研究展开正式调研。
4. 实证结果与分析
4.1. 描述性统计分析与信效度检验
借用数据分析软件SPSS25.0，研究首先对反向计分题进行了重新编码与赋值，并根据3σ原则，剔除了位于均值 ± 3个标准差区间外的异常值数据，获取有效样本259份，被试的基本情况显示，样本结构中女性员工占比较多，为63.3%，年龄主要分布在18至50岁，学历以专科和本科为主，工作年限多为1~5年，被试多为单体酒店从业人员，占57.5%。进一步地，研究开始对各构念的内部一致性进行检验。信度分析结果显示，各潜变量的Cronbach’s α分别为0.816、0.852、0.891、0.866、0.939，大于检验标准0.7，变量总体KMO值为0.914，Bartlett球形度检验的显著性为0.000，适合进行后续的验证性因子分析。考虑到反生产工作行为构念的测量题项较多，为减少模型参数估计偏差，研究参照了吴艳与温忠麟(2011)两位学者的做法，在其子量表内部实施项目打包(item parceling)，其原理是将同一量表内部的两个或以上题项根据一定策略打包成一个新指标[29]。在本研究情境下，本文将构成二阶构念员工反生产工作行为的三个一阶维度分别打包成三个新指标，并依次计算三个一阶维度下原有题项的均值，为新指标赋值。基于合成的新指标，经打包处理后的聚合效度和区分效度检验结果如表1所示，根据检验结果，各变量的平均方差萃取量(AVE)均大于0.5 (SYC除外，但仍符合大于0.36的门槛)，聚合效度检验通过。另根据表1中各构念之间的相关系数小于该构念的AVE的平方根值，可判别各变量之间具有良好的区分效度。其后，研究对量表的结构效度进行了检验，分析结果显示，χ2/df = 1.616，RMSEA = 0.049，GFI = 0.905，CFI = 0.965，TLI = 0.959。综上，各检验指标均达到适配标准，适合进行后续的路径检验。
Table 1. Convergent validity and discriminant validity
表1. 聚合效度与区分效度
构念 |
CR |
AVE |
SYC |
SUC |
ORI |
IOC |
CWB |
SYC |
0.816 |
0.472 |
0.687 |
|
|
|
|
SUC |
0.854 |
0.596 |
−0.352*** |
0.772 |
|
|
|
ORI |
0.890 |
0.576 |
−0.428*** |
0.514*** |
0.759 |
|
|
IOC |
0.867 |
0.685 |
−0.346*** |
0.325*** |
0.607*** |
0.828 |
|
CWB |
0.945 |
0.851 |
0.408*** |
−0.519*** |
−0.668*** |
−0.553*** |
0.992 |
注：N = 259，*表示p < 0.05，**表示p < 0.01，***表示p < 0.001。SYC表示象征性归因；SUC表示实质性归因；ORI表示组织认同；IOC表示企业社会责任内外协调感知；CWB表示反生产工作行为，下同。
4.2. 共同方法偏差检验
鉴于本研究回收的数据由员工自我报告，为验证数据是否可靠，研究对样本数据采取了Harman单因素检验，数据显示，第一公因子在未旋转条件下的累积方差解释率为38.49%，小于40%的临界值，故可以认为样本数据中不存在严重的共同方法偏差问题。
4.3. 假设检验
4.3.1. 中介效应检验
借助SPSS、AMOS统计软件，研究构建了“企业社会责任归因→组织认同→反生产工作行为”的路径分析模型，并采用最大似然法对模型进行估计。部分模型拟合指标结果如下，χ2/df = 2.022，RMSEA = 0.063，GFI = 0.900，CFI = 0.950，TLI = 0.941，拟合效果良好。路径分析结果显示，象征性归因与实质性归因对反生产工作行为的标准化路径系数分别为0.129 (p < 0.05)、−0.230 (p < 0.001)，对组织认同的标准化路径系数分别为−0.306 (p < 0.001)、0.444 (p < 0.001)，此外，组织认同对反生产工作行为亦有显著的直接效应(β = −0.506, p < 0.001)。基于已有的模型和路径分析结果，研究采用Bootstrap方法，重复抽样2000次对数据展开中介效应检验，检验结果如表2所示。由该表可得，象征性归因通过组织认同作用于反生产工作行为的间接效应值为0.135 (标准化系数为0.155)，95%置信区间不包含0，表明中介效应具有统计学意义，假设3、5得到验证；实质性归因通过组织认同作用于反生产工作行为的间接效应值−0.178 (标准化系数为−0.225)，95%置信区间不包含0，表明中介效应显著存在，假设4、6通过检验。标准化总效应值分别为0.284 (p < 0.001)、−0.455 (p < 0.001)，自变量通过中介变量影响因变量的效应占比分别为54.6%和49.4%。
Table 2. Results of the mediating effect test for organization identity
表2. 组织认同的中介效应检验结果
路径 |
效应值 |
SE |
Bias-corrected 95%CI |
Percentile 95%CI |
Lower |
Upper |
p |
Lower |
Upper |
p |
ind1 |
0.135 |
0.045 |
0.062 |
0.242 |
0.000 |
0.056 |
0.233 |
0.001 |
ind2 |
−0.178 |
0.045 |
−0.286 |
−0.105 |
0.000 |
−0.279 |
−0.102 |
0.000 |
stdind1 |
0.155 |
0.045 |
0.074 |
0.254 |
0.000 |
0.067 |
0.245 |
0.001 |
stdind2 |
−0.225 |
0.047 |
−0.328 |
−0.145 |
0.000 |
−0.322 |
−0.139 |
0.000 |
注：ind1：SYC → ORI → CWB (非标准化)；ind2：SUC → ORI → CWB (非标准化)；stdind1与stdind2分别表示标准化的中介效应路径。
4.3.2. 调节效应检验
根据数据特性，研究在控制性别、年龄、教育水平、酒店类型以及工作年限的条件后，采用分层回归对企业社会责任内外协调感知的调节效应进行检验，为使核心解释变量的系数更为直观，研究对用于构建交互项的自变量和调节变量进行了中心化处理，检验结果如表3所示。分层回归结果显示，企业社会责任归因与反生产工作行为的关系显著受到调节变量企业社会责任内外协调感知的影响，其中，象征性归因与企业社会责任内外协调感知的交互项系数为−0.318 (p < 0.001)，实质性归因与企业社会责任内外协调感知的交互项系数为0.351 (p < 0.001)，由此，假设7、8通过检验。基于回归结果，研究采用选点法(M ± 1SD)进一步考察了不同企业社会责任内外协调感知水平条件下企业社会责任归因对反生产工作
Table 3. Results of the moderating effect test of perceived in-out CSR alignment
表3. 企业社会责任内外协调感知的调节效应检验结果
变量 |
CWB |
模型一 |
模型二 |
模型三 |
模型四 |
模型五 |
β |
t |
β |
t |
β |
t |
β |
t |
β |
t |
Gender |
0.041 |
0.663 |
0.018 |
0.332 |
0.006 |
0.124 |
0.021 |
0.417 |
0.017 |
0.381 |
Age |
0.101 |
1.406 |
0.076 |
1.242 |
0.045 |
0.773 |
0.013 |
0.227 |
0.051 |
0.962 |
Education |
−0.108 |
−1.528 |
−0.040 |
−0.671 |
−0.026 |
−0.457 |
0.016 |
0.271 |
0.041 |
0.788 |
Length |
0.031 |
0.470 |
0.030 |
0.534 |
0.040 |
0.753 |
0.067 |
1.251 |
0.037 |
0.754 |
Type |
−0.008 |
−0.125 |
0.028 |
0.503 |
0.030 |
0.566 |
0.049 |
0.923 |
0.066 |
1.380 |
SYC |
|
|
0.235*** |
4.252 |
0.147** |
2.726 |
|
|
|
|
SUC |
|
|
|
|
|
|
−0.374*** |
−6.880 |
−0.374*** |
−7.636 |
IOC |
|
|
−0.417*** |
−7.511 |
−0.357*** |
−6.733 |
−0.389*** |
−7.424 |
−0.318*** |
−6.595 |
SYC*IOC |
|
|
|
|
−0.318*** |
−5.908 |
|
|
|
|
SUC*IOC |
|
|
|
|
|
|
|
|
0.351*** |
7.606 |
R2 |
0.033 |
0.312 |
0.396 |
0.379 |
0.496 |
ΔR2 |
− |
0.278 |
0.084 |
0.346 |
0.117 |
F |
1.748 (p = 0.124) |
16.252*** |
20.505*** |
21.917*** |
30.753*** |
注：所有系数均为标准化系数。
Figure 2. Simple slope plots of the moderating effects
图2. 调节效应的简单斜率图
行为的影响大小，如图2所示。从该图可知，随着员工的企业社会责任内外协调感知水平逐渐提升，象征性归因对反生产工作行为的预测效果逐渐明显减弱(低水平简单斜率 = 0.379；高水平简单斜率 = −0.122)，与前文企业社会责任内外协调感知负向调节象征性归因对反生产工作行为的影响的结论一致。同时，实质性归因对反生产工作行为的预测效果也随着调节变量水平的提升逐渐减弱(低水平简单斜率 = −0.547；高水平简单斜率 = −0.042)，进一步验证了假设8。
5. 研究结论与展望
5.1. 研究结论与研究贡献
本文从归因视角出发，通过考察酒店情境下员工对所属组织CSR实践的归因推断来展开研究，本文的边际贡献主要包含三个方面，第一，从归因而非感知视角探讨酒店企业社会责任与员工反生产工作行为之间的关系，捕捉到了员工作为内部利益相关者的特有属性。与外部利益相关者相比，员工了解的信息更为丰富，与酒店的接触更为密切，因此，比起单一地关注所属组织是否会履行社会责任，员工更有可能对酒店参与CSR实践的动机进行归因推断。本文基于259名酒店正式员工的一手调研数据，证实了员工企业社会责任归因对其反生产工作行为具有显著影响。具体而言，当员工对酒店企业的CSR实践做出象征性归因时，会增加其在工作场所中的反生产工作行为；而当员工做出实质性归因时，会相应地减少该行为的出现。进一步地，研究还考察了酒店情境下员工企业社会责任归因与其反生产工作行为之间发生关系的过程机制与边界条件，检验结果显示，组织认同和企业社会责任内外协调感知分别起到中介作用与调节作用。
第二，研究将员工针对顾客的反生产工作行为纳入了考察范围，有助于补充和深化对员工反生产工作行为的研究。在既有的受企业社会责任认知影响的各种员工行为中，大量研究探讨了针对组织和组织内部人际的反生产工作行为的驱动因素，针对组织外部群体的前因还相对匮乏，但在服务行业背景下，考察针对顾客的员工行为具有重要实际意义。本文将顾客导向型反生产工作行为同组织导向型、人际导向型反生产工作行为共同纳入研究范围，增加了研究的细致性。
此外，研究结论对改善酒店企业管理模式亦具有一定实践意义。研究结果表明，酒店员工对所属组织CSR实践的实质性归因有助于抑制其反生产工作行为，且组织认同在其间起中介作用，因此，酒店管理者应该意识到CSR实践不仅具有外部效益，也是激励内部员工的重要前置因素，有助于为酒店企业管理者更好地理解员工反生产工作行为发生的诱因和条件，从而更好地引导员工在工作场所中表现出更多更积极的角色外行为提供参考。此外，企业社会责任归因是员工做出的主观推理，并非实际，因此酒店管理者应及时对内进行企业社会责任沟通(CSR communication)，以提高员工对酒店相关决策的认同和支持，进而提升员工的工作表现。
5.2. 局限性与展望
尽管研究验证了企业社会责任归因对酒店员工反生产工作行为的异质性作用，并进一步检验了组织认同的中介作用和企业社会责任内外协调感知的调节作用，但仍存在如下局限性，在未来研究中可予以改进：(1) 单体酒店在我国酒店业市场占比高达80%，且主要为中小企业，这类酒店企业可能在社会责任承担方面“有心无力”，或缺乏社会责任意识，导致回收的单体酒店从业人员数据存在一定误差，值得后续进一步完善研究设计。(2) 研究验证了企业社会责任内外协调感知在研究模型中的边界作用，但根据信息处理理论，员工会倾向于接受更易于获取的信息，换言之，员工在对企业社会责任进行归因的过程中可能会受到领导者个人特质的影响，即领导者个人特质在企业社会责任归因作用反生产工作行为过程中也可能存在边界效应，有待后续研究进一步展开探讨。(3) 研究以酒店企业中的正式员工为研究对象，但当前，服务行业为了在市场竞争中获取更多的利益，多采用灵活用工的方式以节约人力成本，未来可就兼职员工作为研究对象进行比较研究。
基金项目
本文系扬州大学商学院研究生创新项目(项目编号：SXYYJSKC202328)阶段性成果。