面对资源有限约束和生态环境破坏,企业组织密切关注自身环保行为,意识到对环境规制的被动性组织响应无法在绿色发展浪潮下获得竞争优势,必须积极采取具有前瞻性的绿色发展战略。在此背景下,绿色人力资源管理成为企业落实环境管理策略或绿色管理的主动性行为[1]。鉴于此,学者和企业家们开始主动关注微观实践层,聚焦于具体环境实践。绿色人力资源管理实践作为可持续发展理念在企业微观层面的具体体现之一,逐渐成为企业重要的战略选择。理论研究方面,国内对于绿色人力资源管理主题的关注相对较少,即使有部分企业正在实施绿色人力资源管理,但缺乏相应的理论指导,并未形成体系化的绿色理念。因此,对绿色人力资源管理展开系统研究有其必要性。
目前国外绿色人力资源管理实践研究成果颇丰,为国内研究提供了借鉴。国外绿色人力资源管理实践研究主要基于资源基础观、AMO理论等视角,针对实施绿色人力资源管理实践的外部压力、影响结果及不同路径展开。例如,顾客压力、监管压力对绿色人力资源管理实践的影响程度[2];绿色人力资源管理具体实践的有效性;绿色人力资源管理的环境业绩和财务绩效[3];员工满意度、员工环境知识、员工组织承诺在绿色人力资源管理实践和员工绿色行为或积极环境行为之间的作用[4-5]。其中,绿色人力资源管理实践与员工绿色行为的关系重要且复杂,是影响组织环境业绩的关键。员工绿色行为不仅受到组织实施绿色人力资源管理的制度性影响,员工自身知识、能力、价值观及个人生活方式也会影响二者间的关系。从已有研究看,绿色人力资源管理实践与员工绿色行为的关系可归为两类,一是绿色人力资源管理通过制度规定直接促发员工绿色行为;二是绿色人力资源管理影响员工满意度、参与、绿色心理等因素,诱发员工产生积极的环境行为,后者更受学者青睐。
以上研究均从企业角度探讨绿色人力资源管理实践的作用效果,均预示了企业绿色人力资源管理实践需通过员工个体行为,方可达成其环境管理目标。员工绿色行为更多表现为员工的自我控制行为,且员工个体对绿色人力资源管理实践的感知和理解影响行为效果。员工资质感知作为其对自我能力的认知,可能对二者关系存在影响。有研究发现,当员工资质过高感处于中低水平时,即员工对自身教育、能力、经验水平等有较为客观的评估,与组织要求基本符合,员工会主动实施组织既定的绿色行为;当员工资质过高感超过一定限度时,员工自我感知与实际表现失衡[6],负向影响员工积极工作行为[7]。由此可知,资质过高感会影响绿色人力资源管理实践感知与员工绿色行为的关系。
综上所述,本研究基于员工感知视角,研究员工资质感对员工绿色人力资源管理实践感知与员工绿色行为关系的调节作用,以期为组织有效实施绿色人力资源管理提供实践指导。
绿色人力资源管理是指,利用人力资源管理方法促进组织内资源的可持续利用,实现环境可持续发展,目的是培养理解、重视、践行绿色行为的绿色劳动力,在招聘、培训、薪酬、开发等环节的人力资源管理全过程中坚持绿色发展理念[8]。绿色人力资源管理体现了人力资源管理职能在组织环境管理方面的具体实践和作用,通过实施管理操作程序,实现环境保护的目的[9]。具体实践内容包含:绿色招聘和筛选(如面试中关于环保知识的问题)、绿色培训(如环保知识的普及和环保技能的培养)、绿色绩效管理(如环保绩效的识别和认可)、绿色报酬和奖励(如环保结果的奖励)、绿色参与和授权(如鼓励员工积极参与绿色管理项目)[10]。魏锦秀等[11]认为,绿色不应仅局限于生态的范围,民主、人本等的和谐可持续,都是“绿色”的应有之义,人力资源管理也应有新的价值追求。绿色人力资源管理应关注人本,目的是“三态”和谐,即生态和谐(人与自然的和谐相处)、心态和谐(员工自身的和谐,包括良好的思想品质和职业道德、较高的科学文化素质、良好的自我调节能力等)、人态和谐(人企和谐和人际和谐)。在参阅大量文献基础上,结合员工绿色行为的含义,本文将绿色人力资源管理聚焦在环境管理层面进行研究。
员工绿色行为是指员工在工作中实施的、有利于环境可持续性的行为,具体表现有离开办公室时关灯节能、远程会议避免出差等[12]。员工绿色行为不仅受到组织环境影响,也受到个体自身认知、态度和价值观等因素影响。根据影响因素来源,员工绿色行为可分为任务相关绿色行为和自愿绿色行为[13]。任务相关绿色行为又称为角色内绿色行为,即由工作任务要求的绿色行为,如选择可循环利用材料等;自愿绿色行为是个体自愿、主动实施的绿色行为,又称为角色外行为[14],如闲时关闭计算机、尽可能使用网络传输文件避免纸张的使用等。由此可知,角色外绿色行为是员工自愿实施的,受个体自身因素影响,从语意上看,属于组织公民行为[13]。
资质过高是员工的教育程度、技能水平和能力水平超过组织职位实际需求 [7],而资质过高感是员工对自身当前雇佣状态的一种主观评价,不论主观感知是否属实,员工个体倾向于按照主观感知采取行动 [6],员工绿色行为尤其是角色外绿色行为受员工自我资质感知的影响更甚。
学界关于绿色人力资源管理具体实践与员工绿色行为关系的结果基本一致,即绿色人力资源管理实践促进员工绿色行为。例如,已有研究表明绿色人力资源管理实践对任务相关绿色行为和自愿绿色行为均有显著影响[11],绿色人力资源管理实践正向影响员工环保行为[15]。同时,还有研究表明,组织实施绿色人力资源管理不仅有助于实现工作中的绿色行为,而且工作中的绿色行为会延伸至生活中,即工作和生活中的绿色行为存在相互影响的关系。绿色人力资源管理实践隶属组织层面,而员工绿色行为则属于个体层面,跨层关系使得员工绿色行为不仅受到组织层面因素影响,还受到员工绿色心理氛围等个人因素影响[12]。国内倡导员工绿色行为,如打印纸张的双面使用大多是出自于企业成本的考量,企业是否形成绿色管理氛围并成为企业常态是未知的。鉴于此,本文从员工个体感知角度,认为当员工感知到企业绿色人力资源管理实践时,无论是主动还是被动,皆会促进员工绿色行为。因此,提出如下假设:
H1:绿色人力资源管理实践感知与员工绿色行为显著正相关。
在研究绿色人力资源管理实践5维度与组织绿色行为或绿色业绩关系时,学者们对绿色招聘作用的结论存在不一致性。例如,Guerci等[2]分析组织外部压力与组织环境业绩关系时,发现绿色人力资源管理实践中的绿色招聘与组织环境业绩并不存在显著关系。但Wagner[16]研究发现,环境业绩与员工绿色招聘显著正相关。鉴于研究结论的不一致性,本文认为企业在招聘阶段,利用一系列绿色指标进行考察,录用具备绿色知识、思想或能力的候选人。具备绿色知识和技能的员工对环境问题比较敏感,同时会积极参与环境实践,无论是其潜在认知或既成理念均会促进其在工作中实施绿色行为,进而产生相应的环境业绩(如使用可回收材料)。因此,绿色招聘过程中通过对候选人员绿色或环保知识、技能加以考核、筛选,员工入职后发生绿色行为的几率更高。基于以上分析,提出如下研究假设:
H2:绿色招聘与员工绿色行为显著正相关。
既有研究指出员工资质是员工具备的教育程度、知识水平、工作经验等。对于员工资质的测量有主观和客观两种方式,而资质过高普遍采用个体主观感知这一测量方式[17]。有研究表明,员工工作态度和行为受到自我资质感影响。如赵申苒等[18]认为员工资质感过高对其创新行为和工作满意度均具有显著负向预测作用;谢文心等[19]发现员工资质过剩(即资质过高)负向影响员工组织公民行为。由此可以推断,员工自愿绿色行为作为员工环保组织公民行为的表现,会受到员工资质过高的影响;刘金菊等[7]发现,资质过高的员工由于没有机会发挥他们的才能,会产生挫败感,进而减少工作投入,甚至表现出工作退缩行为,逃避工作任务。可认为,资质过高的员工会回避任务相关的绿色行为;王朝晖[17]指出,资质过剩感(资质过高感)对个体创造力有正向影响,工作愤怒和创造自我效能起中介作用。还有研究揭示出资质过高感与员工创造力之间呈U型关系,即资质过高感处于中低水平时,能力、面子压力降低,员工创造力下降;当资质过高感超过一定界限后,能力、面子压力增加,员工创造力提高[6]。
员工绿色行为是指员工为了保护环境、减少环境污染而实施的一系列行为,无论是任务相关的绿色行为还是员工自愿绿色行为,都需要员工发挥创造力。综上可知,员工资质过高感与员工绿色行为并非简单的线性关系,员工资质感与员工行为表现为复杂的认知和情绪变化过程,如员工资质过高感负向影响情绪劳动中的深层扮演行为,会带来负面情绪,影响其对工作的正面认知[20]。不同水平的员工资质感会引起不同的行为方式,因此在绿色人力资源管理实践感知与员工绿色行为的关系必然受到员工资质感的影响。
基于以上分析,本研究从人岗匹配和激发员工创造力角度提出如下假设:
H3:员工资质过高感在绿色人力资源管理实践感知和员工绿色行为的关系中起U型调节作用。
本文采用问卷调查法与访谈法收集研究数据。具体操作为,线上收集问卷,线下访谈并结合问卷展开调查,以个体为单位进行数据收集。对回收问卷进行筛选,剔除数据空缺项太多(漏答1/2及以上)、选项结果相同、选项具有规律性、前后选项矛盾等无效问卷后,最终获得有效问卷197份。问卷调研样本特征分布均衡,涵盖了不同的年龄段、不同的从业年限、不同的受教育水平。其中,男性占比48.22%,女性占比51.78%;本科及以上学历占83.24%,被调查者学历程度相对较高;40岁以下的员工占绝大多数。具体如表1 所示。
表1 样本描述性统计特征
变量样本特征样本数百分比(%)变量样本特征样本数百分比(%)性别男9548.22年龄18~257538.07女10251.7826~306231.47学历水平高中及以下73.5531~405125.89大专2613.241~5073.55本科12060.9150以上21.02硕士3718.78工作年限小于3年6633.50博士73.553~5年5929.956~10年4824.3711~20年189.1420年以上63.04
本研究量表均采用李克特5级量表进行打分,1表示“非常不符合”,5表示“非常符合”。绿色人力资源管理实践感知量表采用Saeed等 [5]的量表,分别为绿色招聘(GR),包括“面试时提问有关环境保护的问题”;绿色绩效(GP),包括“绩效评估指标中包含对环境保护行为和对环境保护贡献的评估”;绿色培训(GT),包括“培训中注重环保工作实践的养成”;绿色薪酬(GC),包括“组织奖励创新性的环保措施”;绿色参与(GI),包括“组织让员工参与制定环保计划”。员工绿色行为量表来自Kim等 [13]和Saeed 等[5]的研究,资质过高感测量借鉴Maynard等[21]的方法。为保证研究结果的准确性,将接受调查人员的性别、年龄、学历水平、从业年限作为控制变量。
本文使用SPSS22.0软件对研究变量进行信度检验,结果如表2所示。绿色人资源管理实践的Cronbach's α系数为0.980,员工绿色行为的Cronbach's α系数为0.877,资质过高感知的Cronbach's α系数为0.818,均高于研究标准,说明样本数据具有较高的内部一致性。因子分析按照特征值大于1的标准进行提取,结果显示各变量的KMO值和Bartlett检验均符合要求。
在效度方面,由于本研究使用的问卷量表均为国外成熟量表,并邀请英文专业学者进行翻译、校对并完善问项表述,使之更适合中国人习惯。在正式发放前,对量表进行预测试。因此,本研究所用量表具有较好的内容效度。关于建构效度,本研究通过验证性因子分析进行检验,表3结果显示,七因子模型对实际数据的拟合效果最好,说明本文选用的变量具有较好的区分效度,可以作进一步分析。
表2 因子分析结果
变量测量条目载荷α值KMO和Bartlett累积方差解释(%)绿色HRM实践感知GR10.8330.9160.87275.034GR20.894681.431GR30.877(df=10,p<0.01)GR40.888GR50.837GP10.8810.9340.84083.617GP20.944694.733GP30.940(df=6,p<0.01)GP40.892GT10.8740.9110.85674.192GT20.704742.618GT30.911(df=10,p<0.01)GT40.892GT50.908GC10.9310.9570.85688.616GC20.954873.684GC30.942(df=6,p<0.01)GP40.939GI10.9640.9590.77492.451GI20.962649.515GI30.958(df=3,p<0.01员工绿色行为GB10.7690.8770.85358.547GB20.843704.237GB30.794(df=21,p<0.01)GB40.796GB50.732GB60.819GB70.517资质过高感PO10.6560.8180.79858.664PO20.572495.233PO30.619(df=28,p<0.01)PO40.696PO50.792PO60.803PO70.651PO80.687
注:鉴于表中篇幅有限,将表中“绿色人力资源管理实践感知”简写为“绿色HRM实践感知”
表3 各变量间验证性因子分析结果
指标 模型1七因子模型模型2:六因子模型模型3:五因子模型模型4:四因子模型模型5:三因子模型模型6:二因子模型模型7:单因子模型χ21 325.6941 718.6311 803.4881 866.8232 061.9792 314.1412 634.627df573579584588591593594χ2/df2.3142.9683.0883.1753.4893.55940435CFI0.8980.8300.8180.8090.780.7700.695IFI0.8880.8310.8190.8100.7810.7710.697SRMR0.08050.1050.1060.1070.1080.1080.121RMSEA0.0820.10.1030.1050.1130.1150.132
注:七因子模型:GR、GP、GT、GC、GI、PO、GB;六因子模型:GR+GP、GT、GC、GI、PO、GB;五因子模型:GR+GP+GT、GC、GI、PO、GB; 四因子模型:GR+GP+GT+GC、GI、PO、GB;三因子模型:GR+GP+GT+GC+GI、PO、GB;二因子模型:GR+GP+GT+GC+GI+PO、GB;单因子模型:GR+GP+GT+GC+GI+PO+GB
各变量相关性分析结果如表4所示,绿色人力资源管理实践感知与员工绿色行为显著正相关关系(r=0.442,p<0.05),说明组织中绿色人力资源管理实践感知有助于员工绿色行为发生,初步验证了H1。
为了避免回归分析中的多重共线性问题,先对相关变量进行中心化处理。结果表明,最大方差膨胀因子VIF值小于5,此时模型不存在严重的多重共线性。
表5中,模型1检验了控制变量(性别、年龄、学历和从业年限)对员工绿色行为的影响。模型2在模型1基础上增加了绿色人力资源管理实践感知的效应分析。与模型1相比,模型2对员工绿色行为的方差变异解释程度增加了23.6%。回归结果表明,绿色人力资源管理实践感知与员工绿色行为显著正相关(β=0.417,p<0.01),H1得到验证。
表4 相关性分析结果
变量123456789101112性别1年龄0.0681学历0.0830.0441从业年限0.0550.823**0.0141绿色HRM实践感知-0.098-0.102-0.207**-0.0811绿色招聘-0.125-0.076-0.209**-0.0480.907**1绿色绩效-0.084-0.088-0.203**-0.0750.940**0.844**1绿色培训-0.099-0.120-0.227**-0.0920.955**0.809**0.890**1绿色薪酬-0.063-0.114-0.150*-0.1070.946**0.783**0.839**0.890**1绿色参与-0.078-0.073-0.170*-0.0500.936**0.787**0.824**0.875**0.935**1资质过高感知0.013-0.096-0.065-0.1540.1250.172*0.1130.1080.0930.0851绿色行为0.0610.0850.0890.1270.442**0.371*0.421**0.421**0.421**0.450**0.1131
注:*、**、分别表示在0.1和0.05的水平上显著
表5 绿色人力资源管理实践感知对员工绿色行为回归分析结果
变量因变量(绿色行为)M1M2M3M4M5M6M7性别0.0820.1450.1400.1400.1570.1570.156年龄-0.062-0.025-0.034-0.033-0.015-0.015-0.031学历0.0900.193***0.198**0.201***0.186***0.185***0.177*从业年限0.1160.117*0.130*0.130*0.1130.1120.107绿色HRM实践感知0.417***0.408***0.407***0.345***0.345***资质过高感0.10.1010.0570.056绿色HRM实践感知*资质过高感0.019-0.004绿色HRM实践感知*资质过高感20.066*0.067*绿色招聘0.352***R20.0280.2640.2720.2720.2830.2830.196调整的R20.0070.2450.2490.2450.2570.2530.175F1.36213.705***11.825***10.109***10.664***9.282***9.325***
注:*、**、***分别表示在0.1、0.05、0.01水平上显著
出于分析的延续性考虑,本文先对H3进行验证。表5中,模型4和模型5分别对绿色人力资源管理实践感知与员工资质过高感的一次和二次项的交互项进行了显著性检验。模型4在模型3的基础上加入绿色人力资源管理实践感知与资质过高感一次项的交互项后,R2没有发生变化(R2=0.272),绿色人力资源管理实践感知对员工绿色行为的正向影响依然显著(β=0.407,p<0.01),且与模型3相比变化较小。解释变量和调节变量的一次交互项不显著(β=0.019),说明资质过高感对绿色人力资源管理实践感知与员工绿色行为关系的线性调节作用不显著。
为了检验资质过高感知的U型调节作用,在回归模型中引入资质过高感的二次交互项,R2增加到0.283,说明模型整体解释力有所提升。绿色人力资源管理实践感知对员工绿色行为的正向影响关系仍然显著(β=0.345,p<0.01),但β值较模型4数值有所减小,说明资质过高感的二次交互项对绿色人力资源管理实践感知与员工绿色行为关系具有调节作用。从回归结果看,资质过高感的一次交互项不显著且符号为负(β=-0.004),资质过高感的二次交互项显著且符号为正(β=0.067,p<0.1),说明资质过高感在绿色人力资源管理实践感知与员工绿色行为关系中起U型调节作用,H3得到验证。
由于已有文献对企业绿色招聘与员工绿色行为关系的研究结论存在分歧,本研究对二者关系进行实证分析,结果如表5所示。模型7在模型1的基础上加入绿色招聘这一解释变量,发现绿色招聘与员工绿色行为显著正相关(β=0.352,p<0.01),H2得到验证。
可持续发展理念下,环境管理无论是企业被动实施还是主动实施,皆成为现代组织不可避免的选择,而环境管理和人力资源管理衍生出绿色人力资源管理。员工绿色行为是组织目标实现的保障,对企业和社会可持续发展具有重要的现实意义。因此,对组织而言,要想通过人力资源管理达到组织绿色管理的目的,必须重视组织内具有能动性的员工个体。随着员工教育水平不断提高,知识、经验持续积累,组织中普遍存在员工资质过高感现象。本文基于个体感知视角,研究员工资质感在绿色人力资源管理实践感知与员工绿色行为关系中的作用,拓展了绿色管理实践与个体行为关系的理论研究。
(1)调查发现,员工感知到的绿色人力资源管理实践程度有限,但员工却表现出较强的绿色行为,说明员工个体能力和知识对绿色行为有效实施发挥着重要作用。因此,在环境保护过程中,增加员工环保知识储备和技能积累,可以从个体层面促进环境可持续性。
(2)实证研究发现,绿色人力资源管理实践感知与员工绿色行为显著正相关。结果表明,要使组织员工表现出绿色行为应注重组织内人力资源管理实践的环保或绿色导向。从人力资源管理角度看,应形成支持员工环保知识学习和行动的系统性机制。要想长期保持员工的绿色行为,在人才选聘标准制定、员工绿色技能培训和绿色组织文化构建、组织绩效考核中绿色指标的考核和反馈、薪酬奖励系统中绿色薪酬的重视,以及授权员工参与组织的绿色工作等方面,需要始终贯彻绿色思想,任何一个环节的脱节都会导致员工绿色行为受阻或难以持续。因此,组织应强调对员工绿色行为的认可和重视,通过组织制度对员工绿色行为提供奖励和激励,此结论与Shen等[22]的结论一致,即员工对感知到的绿色人力资源管理实践的积极响应取决于组织对员工的重视程度。因此组织应从制度与环境氛围角度加强对员工绿色行为的保障和激励。
(3)员工资质过高感在绿色人力资源管理实践感知与员工绿色行为关系中发挥U型调节作用。具体而言,当员工资质过高感较低时,员工认为自身能力、经验、知识等与组织岗位要求较一致,会严格按照企业流程标准完成绿色任务,此时组织绿色人力资源管理会促进员工绿色行为;随着员工资质过高感提升,资质感知会抑制绿色人力资管理实践感知与员工绿色行为的正向关系;当员工资质过高感突破U型调节临界点且进一步提升,即员工自评的能力、经验等大幅度超过岗位要求时,员工出于对自我形象的维护或面子压力或自我激励,会表现出更加积极的绿色行为,强化绿色人力资源管理实践感知与员工绿色行为的正向关系。因此,员工资质感究竟是促进还是抑制员工绿色行为,取决于资质过高感的强度。较低或较高的资质感知均有利于员工绿色行为,在接近U型临界点的过程中,资质过高感的抑制作用逐渐显现。对于组织而言,把握员工资质过高感的“度”至关重要。首先,资质过高感是员工对自身能力、经验等的过高评价,主观性较强。组织要想了解员工资质感,应营造开放、自由的沟通氛围,鼓励资质感较高的员工客观地认知自身能力水平;其次,组织应对岗位要求和员工业绩进行科学评估;再次,及时对员工分类进行岗位调整。针对工作经验丰富、技能水平较高,确实有助于组织绿色管理推行的员工,实时进行岗位调整,使员工资质与岗位相匹配,此时资质过高感有助于绿色行为发生。对于工作经验或知识水平远远超过岗位要求的员工,让其从事灵活性和创造性要求较高的工作,并给予一定的外部压力,使之充分发挥资质过高感的优势。对于新进员工,尤其是90后青年员工,企业在招聘阶段就应明确组织绿色管理的目标和要求,避免新员工不切实际的自视过高,产生“大材小用”的挫败感。
(4)本研究对存在争议的绿色招聘与员工绿色行为的关系进行了实证分析,结果显示绿色招聘与员工绿色行为显著正相关。组织在招聘环节对候选人环保知识、技能、态度的考查可在一定程度上预测员工绿色行为,同时也为组织层面绿色管理顺利开展奠定了人才基础。因此,在可持续发展和环境管理实践中,企业应重视对环保型人才的招聘和任用。
绿色行为是可持续发展理念下的一种积极环保行为。企业作为社会微观主体在经济运行及可持续发展中起着重要作用。企业的一切规则、理念都需要通过员工个体的具体行为实现。因此,企业主体在推动绿色经济发展时,员工的绿色行为是关键。本研究认可员工绿色行为的重要性,但员工是复杂的个体,导致本文结论存在一定局限性。
(1)数据来源上,采用员工自评截面数据,实际上员工个体所处的组织绿色管理程度存在差异且在不断变化过程中。后续研究可进一步开展纵向跟踪性调查研究。
(2)员工绿色行为受多重因素影响,组织、领导、个人都影响员工绿色行为的产生。本研究仅聚焦员工资质感知视角,未来可通过扩大样本量,将组织和个人等多重因素纳入研究模型,对影响因素的重要程度进行权重分析,为企业实践提供指导。
[1] JABBOUR C J C, JABBOUR A B L D S, GOVINDAN K, et al. Environmental management and operational performance in automotive companies in Brazil: the role of human resource management and lean manufacturing[J]. Journal of Cleaner Production, 2013, 47:129-140.
[2] GUERCI M, LONGONI A, LUZZINI D. Translating stakeholder pressures into environmental performance - the mediating role of green HRM practices [J]. The International Journal of Human Resource Management, 2016, 27(2):1-28.
[3] O'DONOHUE W, TORUGSA N. The moderating effect of Green HRM on the association between proactive environmental management and financial performance in small firms[J]. International Journal of Human Resource Management, 2016(2):1-23.
[4] RAGAS S F P, TANTAY F M A, CHUN L JC, et al. Green lifestyle moderates GHRM`s impact on job performance [J]. International Journal of Productivity and Performance Management,2017,66(7):857-872.
[5] SAEED B B, AFSAR B, HAFEEZ S, et al. Promoting employee's proenvironmental behavior through green human resource management practices[J]. Corporate Social Responsibility and Environmental Management, 2018:1-15.
[6] 马蓓,胡蓓,侯宇.资质过高感对员工创造力的U型影响——能力面子压力的中介作用[J].南开管理评论,2018,21(5):150-161.
[7] 刘金菊,席燕平.员工资质过高感与工作退缩行为的关系:心理授权的调节作用[J].中国人力资源开发,2016(15):73-78+96.
[8] AHMAD S , NISAR T . Green human resource management: policies and practices [J]. Cogent Business & Management, 2015, 2(1):1-13.
[9] RENWICK D, REDMAN T, MAGUIRE S . Green human resource management: a review and research agenda.[J]. International Journal of Management Reviews, 2013, 15(1):1-14.
[10] TANG G, CHEN Y, JIANG Y, et al. Green human resource management practices: scale development and validity[J]. Asia Pacific Journal of Human Resources, 2017.
[11] 魏锦秀,李岫.绿色人力资源管理:一种新的管理理念[J].甘肃科技纵横,2006(2):113-114.
[12] NORTON T A , ZACHER H , PARKER S L , et al. Bridging the gap between green behavioral intentions and employee green behavior: The role of green psychological climate[J]. Journal of Organizational Behavior, 2017(38):996-1015.
[13] 周金帆,张光磊.绿色人力资源管理实践对员工绿色行为的影响机制研究——基于自我决定理论的视角[J].中国人力资源开发,2018,35(7):20-30.
[14] DUMONT J, SHEN J , DENG X . Effects of 'Green' HRM practices on employee workplace green behavior: the role of psychological green climate and employee green values[J]. Human Resource Management, 2017, 56(4):613-627.
[15] KIM Y J , KIM W G , CHOI H M, et al. The effect of green human resource management on hotel employees’ eco-friendly behavior and environmental performance[J]. International Journal of Hospitality Management, 2019, 76:83-93.
[16] WAGNER M. 'Green' human resource benefits: do they matter as determinants of environmental management system implementation? [J].Journal of Business Ethics, 2013, 114(3):443-456.
[17] 王朝晖.大材小用的员工如何发挥创造力?——愤怒、创造自我效能和调节定向的作用[J].研究与发展管理,2018,30(5):92-103.
[18] 赵申苒,高冬东,唐铮,等.员工资质过高感知对其创新行为和工作满意度的影响机制[J].心理科学,2015,38(2):433-438.
[19] 谢文心,杨纯,周帆.资质过剩对员工工作形塑行为关系的研究——工作疏离感与心理弹性的作用[J].科学学与科学技术管理,2015,36(2):149-160.
[20] 赵琛徽,陈兰兰,陶敏.服务行业员工资质过剩感知对情绪劳动的影响——组织自尊的中介与心理授权的调节[J].经济管理,2019,41(1):89-105.
[21] MAYNARD D C, JOSEPH T A. MAYNAND A M. Underemployment, job attitudes, and turnover intentions[J]. Journal of Organizational Behavior, 2006, 27(4):509-536.
[22] SHEN J, DUMONT J, DENG X. Employees` perceptions of green HRM and non-green employee work outcomes: the social identity and stakeholder perspectives [J].Group &Organization Management,2018,43(4):594-622.