跨層次視角下組織認同形成機制實證研究

殷曉彥

中圖分類號：C93 文獻標識碼：A

內容摘要：本文基于對膠東半島地區多家企事業單位289名員工的問卷調查，分析高績效人力資源實踐與員工組織認同間的關系，探討組織支持感和關懷導向的組織倫理氣氛在其中的作用，進一步揭示社會交換機制在員工組織認同形成過程中的重要作用，揭示組織營造良好的關懷導向的組織倫理氣氛的積極作用。

關鍵詞：組織認同 高績效人力資源實踐 組織支持感 關懷導向的組織倫理氣氛

引言

隨著組織競爭要素由物理要素轉向人力要素，員工的態度行為已經成為組織可持續發展的關鍵因素，尤其是組織認同成為組織凝聚力和成功的重要途徑。組織認同（Organizational Identification，OI）源于社會認同理論的相關概念，它是指組織成員在行為和觀念等諸多方面與其所加入的組織保持一致性傾向的同時，進行組織身份自我定義的一種契約和責任感的狀態。高績效人力資源實踐作為企業的有效“催化劑”，促進員工組織認同的形成。Meyer & Smith（2000）研究指出人力資源實踐極大影響著員工對組織有關人力資源工作過程方式、制度和政策的認知和評價，進而轉變員工的工作態度。為了更好地厘清高績效人力資源實踐對員工態度產生的影響機理，基于社會交換理論，本文將組織支持感作為一個中介變量，關懷導向的組織倫理氣氛在組織支持感和員工組織認同之間起到一定的影響作用。鑒于此，本文主要試圖解答三個關鍵問題：第一，驗證高績效人力資源實踐對員工組織認同的影響效用；第二，探討組織支持感在高績效人力資源實踐和員工組織認同之間的中介機制；第三，檢驗在中國特有文化情境下關懷導向的組織倫理氣氛在組織支持感和員工組織認同之間的調節機制。

文獻回顧和研究假設

（一）高績效人力資源實踐對組織認同的影響作用

Huselid et al.（1997）認為，高績效人力資源實踐（High Performance Human Resource Practices，HPHRP）是以高績效工作系統為最佳實踐基礎，采用一系列影響員工滿意度、組織承諾感以及組織設計的人力資源活動系統的總稱。Delery & John（1996）認為組織一系列人力資源實踐活動締造了良好的制度環境，組織善待自己的員工，協助開展工作建立信任，進而改變了員工的工作態度。基于上述分析，本文從最佳實踐視角將高績效人力資源實踐作為一個契合組織內部的團隊層次變量，提出如下假設：

H1：高績效人力資源實踐對員工組織認同具有正向影響作用。

（二）組織支持感的中介作用

Blau（1961）最先提出了社會交換理論的相關內容，其核心思想在于給予方以物質和精神支持的形式來幫助他人，而接受方有責任和義務進行回報。Eisenberger et al.（1986）將互惠概念引入社會交換理論，將組織支持感（Perceived Organizational Support，POS）定義為員工對組織是否重視其貢獻、關注其福祉程度的一種知覺和信念的總體感知，并進一步研究得出，員工感知到來自組織支持的程度主要受組織政策環境和實際行為的影響。基于上述分析，提出如下假設：

H2：高績效人力資源實踐對組織支持感具有正向影響作用。

根據社會認同理論，當組織成員感受到來自組織的支持時，員工成為組織信息的接收者，不斷將組織的價值觀和制度規范轉化為個體工作態度，個人利益和組織利益的一致性使得個人命運和組織成功緊緊聯系在一起，滿足了員工自我歸類的需求。同時，組織重視員工貢獻也體現在員工對組織或他人的貢獻能得到自我提升需求的組織回報，包括提升工作技能的培訓途徑、滿足工作自主權的激勵方式以及自我價值實現的發展平臺。基于上述分析，提出如下假設：

H3：組織支持感對員工組織認同有正向影響作用。

Setton et al.（1996）研究發現具有信號和記憶效用的高績效人力資源實踐有利于組織和員工保持長久、高質量的利益交換關系，提高員工對來自組織方面的支持產生積極的認知體驗，使其對組織產生正向積極的看法和信念，激發員工的義務回報和組織認同意識。組織通過職業培訓、組織內部發展機會、職業生涯規劃以及工作自主權等一系列途徑來傳達關心和重視員工的理念，在員工感受到這種理念并積極進行歸因后，就會能感知到強烈的組織支持感。基于上述分析，提出如下假設：

H4：高績效人力資源實踐通過組織支持感正向影響員工組織認同。

（三）組織倫理氣氛在組織支持感和組織認同之間的調節作用

關懷導向的組織倫理氣氛（Caring Organizational Ethical Climate，COEC）是組織倫理氣氛的重要類型之一，是指組織在秉承仁愛和關懷的價值取向環境下進行有關倫理問題決策的一種主導型思維模式。在這樣的氛圍中，員工之間傾向于互相關心和體諒，愿意主動付出，并能得到相應的回報。基于上述分析，本文認為員工組織認同受關懷導向的組織倫理氣氛的影響，故提出如下假設：

H5：關懷導向的組織倫理氣氛對員工組織認同具有正向影響作用。

組織支持感是員工對組織支持整體感受的一種形象體現，員工組織認同可能受到組織倫理氣氛的調節作用。關懷導向的組織倫理氣氛作為一種組織文化軟環境，體現了團隊內部的社會倫理規范，反映了團隊內部樂于助人、互相關心的價值觀念。基于心理動力場理論和特征激活理論，關懷的倫理氣氛觸發員工內心的感知，組織支持感對員工組織認同的影響作用增強。基于上述分析，提出如下假設：

H6：關懷導向的組織倫理氣氛在組織支持感和員工組織認同之間起正向調節作用，即當關懷氛圍較強時，組織支持感對員工組織認同之間的影響程度更強。

實證研究

（一）樣本選取和數據收集

本文調查的樣本來自膠東半島地區10家不同性質的企事業單位員工。共發放440份員工問卷，最終回收了346份，回收率為78.6%，篩選后最終有效問卷289份，分別屬于47個團隊，員工問卷有效率為65.7%。

（二）測量工具

本文問卷題項均采用Likert 5級量表進行測量。第一，個體層次變量：包括組織支持感和組織認同。其中，組織支持感的測量借鑒Eisenberger et al.（1997）開發的量表，驗證性因子分析得到一個單維度的因子，累積方差比例為62.657%，KMO為0.865，Cronbachs α值為0.898；組織認同的測量借鑒Ashforth&Mael（1989）開發的量表，KMO為0.889，Cronbachs α值為0.898。

第二，團隊層次變量：包括高績效人力資源實踐和關懷導向的組織倫理氛圍。其中，高績效人力資源實踐的測量借鑒Delery et al.（1996）開發的量表，驗證性因子分析得到高績效人力資源實踐是一個單維度變量，累積方差比例為65.993%，KMO為0.884，Cronbachs α值為0.909；關懷導向的組織倫理氣氛的測量借鑒Victor & Cullen（1988）開發的量表，驗證性因子分析得到一個單維度變量，累積方差比例為68.492%，KMO為0.842，Cronbachs α值為0.880。

第三，控制變量：主要包括性別、年齡以及最高學歷。

（三）區分效度的驗證性因子分析

鑒于Netemeyer et al.（1990）采用的方法，本文將高績效人力資源實踐、組織支持感、關懷導向的組織倫理氣氛和組織認同各題項平均到各維度，并將各維度作為潛變量指標。從表1可以看出，四因素模型比其他嵌套模型（Nest Model）擬合效果更好，且具有良好的匹配指數，變量之間具備很好的區分效度。

假設檢驗

（一）變量的描述性統計分析

本文中涉及關鍵變量的描述性統計和相關分析結果，如表2所示。

（二）團隊層面變量聚合

本文中團隊層面變量聚合的前提條件是：研究借鑒Chan（1988）的參照轉移一致模式，以使調查數據更能體現群體層級各變量間關系的現象；最終調查數據采用團體成員的個體多重評估均值來表示。組內同質性的主要衡量指標是Rwg，來證明個體數據集合成團隊層次數據的有效性。組間差異性的主要衡量指標是ICC（1）和ICC（2），其中，ICC（1）反映變量在團隊間的內部同質性，而ICC（2）反映個體層次數據的平均值，代表團隊層面指標的可信度。本文通過對調查數據進行處理分析可以發現：

個體層面高績效人力資源實踐變量Rwg的47個數值中，中位數和平均值分別是0.91和0.95，這表明了高績效人力資源實踐數據從個體層面集合成團隊層次的有效性。而ICC（1）和ICC（2）分別是0.109和0.840，分別表明了變量組間差異程度較低和群體平均數信度較高。

關懷導向的組織倫理氣氛變量Rwg的47個數值中，中位數和平均值都是0.93，ICC（1）是0.106，ICC（2）為0.836。在此，為了有效控制個體層次變量和減少團隊層次變量間的多重共線性，本文參照Hofmann & Gavin（1998）相關研究對高績效人力資源實踐變量和關懷導向的組織倫理氣氛變量進行總平均數中心化處理。

（三）跨層次模型構建和分析

本文進行跨層次模型構建，并利用HLM軟件對數據進行分析，得到檢驗結果如表3所示。

1.高績效人力資源實踐對組織認同的影響效用檢驗。參照Bryk & Raudenbush（1992）采用的極大似然迭代方法，團隊水平的變異顯著性體現在構建了一個零預測變量模型M1。數據分析結果表明，組間方差τ00=0.215，χ2（46）=111.419，p<0.001；組內方差σ2=0.811，所以ICC（1）=0.210，團隊間變異占團隊成員組織認同總變異的21.0%（0.215/（0.215+0.811）），在此基礎上增加HPHRP來構建模型M2。數據分析結果表明，γ01=0.239，p<0.001，H1得到驗證。同時，τ00從0.215降到了0.172，說明了在不同團隊間的變異有20.0%（（0.215-0.172）/0.215）被HPHRP所解釋。

2.組織支持感的中介效用檢驗。參照Baron & Kenny（1986）中介效應檢驗程序和判斷條件，建立M2、M3、M4模型，且都呈顯著性（見表3），即H2和H3得到了驗證。對比模型M5和模型M2，可以得出HPHRP對POS的主效應（γ01）從0.239減少到0.166，γ10=0.298，p<0.001，說明了POS在HPHRP和OI之間從M2到M5有所減弱，但并未改變其顯著性。因此，POS在HPHRP與OI之間起部分中介作用，同時σ2從0.808降到0.685，說明了POS具有較強的中介效應，HPHRP對OI的變異有15.3%（（0.808-0.685）/0.808）被其所解釋。

3.關懷導向的組織倫理氣氛的調節作用。在M2和M4的基礎上建立M6截距模型：

L1：OIij=β0j+β1j（POS）+rij

L2：β0j=γ00+γ01（COEC）+μ0j

L2：β1j=γ10+μ1j

結果顯示，COEC（γ01=0.172，p<0.01）對OI具有顯著的正向影響，H5得到了驗證。繼而在Level2加入COEC后，有31.2%的OI可以被COEC解釋（（0.057-0.039）/0.057），而且τ11=0.110，p=0.019，這表明POS與OI之間的關系在各團隊間具有顯著的變異。

借鑒Hofmann（1997）的斜率模型來檢驗團隊助人行為在POS和OI之間是否具有調節作用。團隊層次變量COEC加入Level2，并以斜率作為結果變量，構建模型：

L1：OIij=β0j+β1j（POS）+rij

L2：β0j=γ00+γ01（COEC）+μ0j

L2：β1j=γ10+γ11（COEC）+μ1j

結果顯示，γ11=0.151，p=0.013，γ10=0.307，p<0.001，這表明COEC對POS與OI之間具有顯著正向調節作用，驗證了H6。由圖1可知，POS對OI的影響—高COEC比低COEC強。

結論

社會交換機制在員工組織認同形成過程中發揮著重要作用。首先，高績效人力資源實踐能夠塑造和改變員工的工作態度，促進員工從組織中獲得認同和歸屬感。組織通過高績效人力資源實踐向員工提供完善的職業技能培訓、寬闊的職業道路規劃、廣泛的工作自主權以及公平的績效考核，這表明了組織期望能夠與員工建立一種可持續的、互利的投入型雇傭關系的意愿。其次，組織支持感的中介作用印證了交換機制在組織員工關系的重要作用，當員工感知到來自組織較高的重視和關心理念時，內心會產生強烈的尊重和認可，從而滿足員工自我歸類和提升的個人需求。

關懷導向的組織倫理氣氛在組織支持感和員工組織認同之間起正向調節作用。社會交換機制在組織中的影響作用受組織情境限制，特別是關懷導向的組織倫理氣氛。在關懷導向的組織倫理氣氛下，組織成員進行倫理行為決策時的關注點由“僅考慮自身利益”逐漸向“兼顧追求自身、團體以及組織整體利益的平衡”轉變，提高對組織支持的整體感受，進而形成強烈的組織認同。

參考文獻：

1.Ashforth B E，Mael F.Social Identity Theory and the Organization[J].Academy of Management Review，1989，14（1）

2.Meyer J P，Smith C A.HRM Practices and Organizational Commitment：Test of A Mediation Model[J].Canadian Journal of Administrative Sciences，2000，17（4）

3.Delery，John E Doty，D Harold. Modes of theorizing in Strategic human resource management： tests of universalistic，contingency，and configurationally performance predictions[J]. Academy of Management Journal，1996，39（4）