人力資源管理視角下先進制造技術應用與創新能力關系的實證研究

摘要:先進制造技術(Advanced Manufacturing Technology，AMT)的應用正逐漸成為一種戰略行為，而其戰略意義在于提升企業的創新能力。文章通過理論和文獻回顧，認為人力資源管理在AMT應用對創新能力提升的作用不可或缺，并通過實證對人力資源管理實踐的調節作用進行研究，得到了一些推進AMT應用和提升創新能力的有意義的結論。

關鍵詞:先進制造技術;創新能力;人力資源管理

一、 問題的提出

在此背景下，AMT的應用如何或者怎樣影響企業的創新能力正逐漸成為AMT理論研究的重要問題。根據E. L. Trist等人提出的社會技術系統理論(Sociotechnical Systems Approach)，AMT作為一種旨在提高企業效益、增強企業競爭力的技術系統，它不但要改造企業的技術基礎，還要在信息集成的基礎上，改造企業的組織和人力資源管理，把技術、組織和人集成在一個系統中，以期系統能發揮最大的效力。因此，先進制造技術的成功必須與組織情境和管理實踐等相結合，要與人力資源管理相匹配(Heijltes，2000;Snell Dean，1996)，特別是與組織行為的相融合。

本文基于社會技術系統理，試圖闡述人力資源管理在AMT應用水平和企業創新能力之間存在調節作用，并鑒于國內研究仍然很少從人力資源管理視角進行實證研究，本研究將通過調查數據進行實證檢驗。

二、 文獻回顧與理論假設

1. AMT的引入和應用與創新能力。所謂先進制造技術，是指傳統制造技術不斷汲取計算機、信息、自動化、新材料和現代系統管理技術，并將其綜合應用于產品的研究與開發、設計、生產、管理和市場開拓、銷售服務，并取得社會經濟效益的綜合技術(郭重慶，1999)。

先進制造技術作為技術創新，不是一個純粹的技術概念，它是從一個技術構想到設計、生產、直至成功的市場銷售的一個完整的技術經濟活動。因此，先進制造技術的引入與實施對企業創新能力有著多維度的促進作用。

國內學者張伯鵬(1997)，郭重慶(1999)，楊叔子等(2004)的研究也表明，AMT的應用能夠使企業快速響應市場需求的變化，在提高產品質量、改進產品性能的同時，不斷引入新產品，從而增強企業的市場競爭力。

因此，本文得到如下假設:

假設1a:AMT應用水平影響著企業的技術創新能力，并且AMT應用水平越高，企業的技術創新能力越好。

假設1b:AMT應用水平影響著企業的管理創新能力，并且AMT應用水平越高，企業的管理創新能力越好。

2. 人力資源管理與創新能力。創新能力是知識經濟時代競爭優勢培育的核心問題，是能夠比競爭者更好地掌握某些資源或能力，并且能夠比競爭者更好地運用這些能力，把它與行業中取勝的能力結合起來。人力資源管理在促進企業創新活動的過程中扮演著不可或缺的角色，而創新活動也需要搭配人力資源管理實踐措施的實施，才能為企業創造競爭優勢。(劉善仕，劉婷婷，劉向陽，2007)。

不論是單一人力資源管理實踐，還是人力資源管理系統都對創新具有重要的影響。一些學者探討了人力資源管理系統對創新的作用，如臺灣學者楊朝旭、蔡柳卿發現，企業的人力資源管理系統越接近智慧資本提升系統，企業的創新水平越高。對人力資源管理實踐與創新關系的研究，許多學者認為，單一人力資源實踐對創新具有促進作用。如Gupta Singhal論述了人力資源規劃、績效考評、獎勵系統和職業生涯管理4種實踐對創新的作用等。

因此，本文得到如下假設:

假設2a:人力資源管理系統與企業技術創新能力存在正相關。

假設2b:人力資源管理系統與企業管理創新能力存在正相關。

3. 人力資源管理系統在AMT與創新能力關系中的調節作用。社會技術系統理論認為，組織中存在著一個聯合系統，即社會技術系統;必須把技術系統作為一個完整的系統進行考察，并且要把企業的技術系統與社會系統結合起來考察;只要滿足社會系統的需要的組織，又滿足技術系統的需要的組織，才是最好的組織。

AMT作為企業重要的技術系統組成部分，其應用效果必須與企業的社會系統達成一致。由于AMT的引入改變了期望從員工處獲取的貢獻的性質，這些員工創造新知識和獲取新技能的能力也成為關鍵的成功因素(Jelinek Goldhar 1984;Leonard-Barton 1992;Snell Dean 1992;Nonaka 1994)。這意味著要實現AMT的潛能，人力資源管理和人力資源制度的設計必須隨著制造技術的變化而調整(Ettlie 1986;Adler 1988)。

Ranta J等認為，通過培訓，讓員工無論從技術上，還是從心理上自愿加入到AMT系統的應用中去，是該系統成功的關鍵。Womack等則解釋日本企業成功實施AMT應歸功于鼓勵員工參與，強調技術培訓發展、團隊合作以及高效率的溝通。Small M H等通過125家AMT應用企業的實證研究發現，在AMT應用過程中，強化員工培訓的企業獲得了更高的績效，堅持以團隊為基礎的管理方針的企業獲得了高績效。

因此，本文得到如下假設:

假設3a:人力資源管理系統在AMT和技術創新關系中起正向調節作用。

假設3b:人力資源管理系統在AMT和管理創新關系中起正向調節作用。

三、 研究設計

1. 變量測量。本項研究采取了李克特5點量表法測量論文中各項變量，其中5代表“非常同意”，1表示“非常不同意”。

(1)自變量。AMT應用水平量表(該變量標識為:AMTA)。本文采用了Heijltes AMT應用水平量表，分別分為如下幾組:設計方法，比如CAD，CAE，CAPP;靈活制造方法，比如CAM，CNC機器，CPS，機器人技術和FMS;計算機設計和控制方法，比如MRP(Vonderembse White，1991)。

(2)調節變量。人力資源管理系統量表(該變量標識為:HCWS)。本文采用肖知興和Bj?觟rkman(2006)利用國外文獻總結而提出的高承諾工作實現，根據這些實踐在企業實際應用程度進行因子分析，得出來一個由9項實踐組成的高承諾工作系統的量表。但該研究沒有做人力資源管理系統與企業績效或創新能力的相關性分析。

(3)因變量。創新能力量表，包括技術創新量表(該變量標識為:INOVt)和管理創新量表(該變量標識為:INOVm)。本研究運用Daft在1978年對組織創新能力的分類方法，將其分成技術創新能力和管理創新能力兩個方面。

2. 樣本與數據收集。本研究以江蘇、上海、安徽、江西四個省份的企業為樣本，調查企業來自包括水泥制造、軟件開發、食品加工等多種類型。問卷發放采用了電子郵件和紙質郵寄兩種方式，共發放問卷752份，回收637份，回收率為84.71%，通過剔除無效問卷135份后，共獲得502份有效問卷，有效回收率為66.76%。

3. 數據分析工具。本研究主要利用spss13.0和lisrel8.7進行數據統計與分析。

四、 數據統計與分析結果

1. 描述性統計。首先，運用lisrel8.7對所獲得數據中的缺失值進行處理，以均值代替缺失值，然后運用spss13.0對自變量、調節變量、因變量進行描述性統計，見表1，各變量之間的相關性分析，見表2。

2. 量表的信度與效度分析。研究采用Cronbach's α系數來測量信度，并用lisrel進行驗證性因子分析，結果如下:

(1)自變量-AMTA，Cronbach's α為0.932，KMO值為0.905，Bartlett's Test of Sphericity顯著，通過驗證性因子分析該該變量為單因子結構(Chi-Square=195.88，df=27， RMSEA=0.078)。

(2)調節變量-HCWS，Cronbach's α為0.735，KMO值0.751，Bartlett's Test of Sphericity顯著，通過驗證性因子分析該該變量為單因子結構(Chi-Square=124.90，df=27，RMSEA=0.072)。

(3)因變量-INOV，Cronbach's α為0.897，KMO值0.903，Bartlett's Test of Sphericity顯著，通過驗證性因子分析該該變量為雙因子結構(Chi-Square=345.17，df=64，RMSEA=0.079)。

3. 模型驗證。本研究主要采用Marsh、Wen和Hau的無約束模型進行驗證，同時借鑒羅勝強、姜嬿(2006)所建議的調節作用模式驗證方法進行調節作用分析。

(1)加入乘積項的無約束結構方程驗證。本研究在自變量和調節變量均值化的前提下，選取9對指標乘積(如AMAT1-HCWS1、AMAT2-HCWS2，如此類推)作為調節效應隱變量(HA)的指標，建立結構方程。通過lisrel8.7編程，其路徑系數結果如圖1，T值檢驗結果如圖2。

根據圖1和圖2，該模型擬合指數為(Chi-Square=3790.38，df=730，RMSEA=0.08，NFI= 0.90，CFI = 0.92，IFI = 0.92，SRMR = 0.077，GFI = 0.94，AGFI=0.91)，因此，根據Hu和Bentler(1998)，以及Steiger(1980)提出的擬合指數標準來看，模型基本可以接受。根據圖4的標準化路徑系數，AMTA與INOVt、以及INOVm標準化系數為0.21、0.23(T檢驗顯著)，因此假設1a、1b得到驗證;HCWS與INOVt、INOVm標準化系數為0.69、0.71(T檢驗顯著)，因此假設2a、2b得到驗證;HA與INOVm標準化系數為0.09(T檢驗顯著)，而HA與INOVt的標準化系數未通過T檢驗，因此假設3a未得到驗證，假設3b中的調節效應驗證。

(2)調節作用機制驗證。羅勝強、姜嬿(2008)認為在調節效應驗證之后，還要對調節效應的作用模式進行分析，并建議對于調節變量為連續變量的，找到調節變量的均值，然后在均值左右各一個標準差的區域之外各做一組，在兩組中分別回歸。據此，本研究分別依據HCWS均值進行分組回歸，回歸結果如下表3，表4。從表3、表4的回歸系數來看，高分組斜率大于低分組，所以假設3b的正向調節作用得到驗證。

五、 結論與討論

本研究對一直備受關注的AMT應用與企業創新能力之間的關系進行實證研究，通過理論回顧和實證分析，在社會技術系統理論的基礎上，從人力資源管理系統的視角探索AMT應用水平與企業創新能力之間的關系，試圖尋找到能夠解釋AMT在實際應用中如何才能促進企業創新能力的關鍵因素，并運用SEM對人力資源管理系統的調節作用進行驗證，并得到如下結論:

1. AMT的應用水平與企業技術創新能力、管理創新能力都有正向的關系。這說明AMT的引入、實施，可能在技術、管理方面對企業創新行為產生直接或者間接的影響。

2. 但AMT的實施效益，尤其是對企業創新能力提升方面，影響效果不一，其與企業管理創新能力之間的關系受到企業人力資源管理系統的正向調節作用，但人力資源管理系統對AMT應用水平與技術創新能力之間的調節效應并未得到驗證。這說明，對于企業創新行為來看，相對于管理創新能力，技術創新能力的提高需要更多的影響變量。

3. 本文也對肖知興和Bj?觟rkman(2006)提出的9項實踐組成的高承諾工作系統的量表，進行了與企業創新能力正相關關系的實證研究，結果表明該項量表可以對企業創新能力有較好的預測效果。

六、 限制與展望

本研究存在的限制，包括兩個:一是樣本地區的選擇;二是橫截面數據。樣本地區選擇的限制，使得結果不能得到更好的普適性。而由于橫截面數據的限制，可能不能很好地反應各變量之間的因果關系。

今后可能的進一步研究方向，可以進一步分析不同類型的AMT應用水平的影響，或者可以通過縱向數據深入探討各變量之間的關系，或者AMT應用水平與創新能力之間的解釋變量的探索，這樣研究的結果以及實際意義可能會更好。

參考文獻:

1. 李曉明，孫林巖，汪應洛，高杰.先進制造技術(AMT)應用水平與制造業企業市場競爭力關系研究.管理工程學報，2004，18(4).

2. Heijltes， M.G.Advanced Manufacturing Tec- hnologies and HRM Policies: Findings from Chem- ical and Food and Drink Companies in the Neth- erlands and Great Britain，Organization Studies，2000:21.

3. 曹亞東，楊東濤，楊晶照.先進制造技術與創新能力:組織學習的視角.現代管理科學，2008，(7):21-22.

基金項目:國家自然科學基金主任項目基金(編號:70740005);國家自然科學基金面上項目(編號:70972037);教育部人文社會科學研究項目(編號:08JA630037)。

作者簡介:楊東濤，南京大學商學院教授、博士生導師;曹亞東，南京大學商學院博士生，南京郵電大學經濟與管理學院講師;楊晶照，江蘇大學工商管理學院副教授。

收稿日期:2009-11-20。