組織形態、人力資本對企業績效作用機理研究

田立法

（天津商業大學經濟學院，天津 300134）

組織形態、人力資本對企業績效作用機理研究

田立法

（天津商業大學經濟學院，天津 300134）

以205家員工人數在100人以上的企業為樣本，采用結構方程模型檢驗了人力資本對企業績效的直接效應、組織形態對人力資本與企業績效關系的調節效應。結果顯示，個體人力資本、群體人力資本對企業績效的正向直接效應都顯著；組織形態對群體人力資本與企業績效關系的正向調節效應顯著，對個體人力資本與企業績效關系的正向調節效應不顯著。

人力資本；企業績效；組織形態；調節變量

1 引言

企業的組織形態經由組織氛圍、業務層戰略、人力資源管理 （HRM,human resource management）系統以及高管價值觀長期交互作用而成，決定著員工的行為方式與績效水平［1］。人力資本作為現代企業價值創造的核心要素，其效力必然受到組織形態四因素的影響。對影響我國企業人力資本與績效關系的調節因素進行實證研究，將揭示組織形態對人力資本價值創造作用的影響機理，從而可為我國企業在變幻莫測的現代市場競爭中轉變發展策略、變革組織形態提供切實可行的依據。鑒于員工的人力資本在組織中以個體、群體兩種形式存在，本文對組織形態四因素是否是個體人力資本與企業績效關系、群體人力資本與企業績效關系的調節變量分別進行實證檢驗，以期深入、清晰地揭示業務層戰略、組織氛圍、高管價值觀、HRM系統對人力資本與企業績效關系的調節機理。

2 變量關系

2.1 人力資本與企業績效

在企業組織中，人力資本基于嵌入方式不同可分為個體人力資本與群體（或團隊）人力資本［2］。個體人力資本與群體人力資本共同構成企業的人力資本優勢［3］。個體人力資本指由員工個體表現出的知識、技術和能力水平；群體人力資本指員工群體或團隊在知識、技術、能力以及價值觀上的互補、協作、趨同水平［2］。柯江林等對221個組織研究后發現，個體人力資本對工作績效存在顯著的正向影響［4］。雷亞萍和王星認為，企業家個體的生產性人力資本決定著企業的創新績效［5］。張小蒂和趙欖的研究顯示，企業家群體人力資本是導致地區貧富差距的重要因素［6］。Ordó?ez de Pablos對72家西班牙制造業企業研究后發現，個體人力資本對企業績效的影響顯著，群體人力資本對企業績效的影響不顯著［7］。本文提出如下兩個假設來檢驗中國企業的個體人力資本、群體人力資本與企業績效是否存在顯著的作用關系。

假設1a：個體人力資本對企業績效的影響顯著；

假設1b：群體人力資本對企業績效的影響顯著。

2.2 創新戰略的調節作用

Becker&Huselid指出，追求創新戰略的企業對員工人力資本與工作積極性有著較高的要求，因而需要執行與之匹配的HRM實踐才能使戰略目標得以實現［8］。Delery和Doty（1996）的研究顯示，創新戰略對兩項HRM實踐與企業績效的關系起顯著的調節效應，這兩項HRM實踐分別有助于群體人力資本與個體人力資本的開發［9］。Subramaniam和Youndt對美國93個公共部門做縱向研究后發現，在組織追求創新戰略時個體人力資本對漸進式創新能力提升沒有顯著影響，對突變式創新能力提升存在顯著的負向影響；而群體人力資本對這兩種創新能力的提升都有著顯著的正向影響［10］。Hitt等對美國93家律師事務所做縱向研究后發現，創新戰略與個體人力資本的匹配對企業績效的影響顯著［11］。Shrader和Siegel對198家合資企業研究后發現，創新戰略對群體人力資本與企業績效的關系起著正向調節作用［12］。本文提出如下兩個假設檢驗中國企業在采用創新戰略時，其個體人力資本與群體人力資本是否有助于企業績效提升。

假設2a：創新戰略是個體人力資本與企業績效關系的調節變量；

假設2b：創新戰略是群體人力資本與企業績效關系的調節變量。

2.3 組織氛圍的調節作用

組織氛圍體現了組織中員工共有的價值觀傾向，影響著員工的行為方式［13］。在限制性低、戰略導向性強的組織氛圍中工作，員工有著較高的工作動機，其個體人力資本與群體人力資本對企業績效的影響效力也更大［14］。Potosky和Ramakrishna對美國一家軟件公司研究后發現，對組織革新氛圍感知較強的員工，其個體人力資本效能感與工作績效關系也更強［15］。Smith-Crowe等對美國核廢料行業研究后發現，在強調安全培訓戰略的組織氛圍中，當員工對組織氛圍的感知為支持而非限制時，其個體的安全人力資本（知識）與安全績效的關系更強［16］。謝荷鋒和馬慶國對我國從事知識密集性工作的員工調查后發現，組織氛圍對員工知識分享行為（群體人力資本的一個方面）的影響并不高［17］。本文提出如下兩個假設檢驗員工個體人力資本、群體人力資本在良好的組織氛圍下是否有助于企業績效提升。

假設3a：組織氛圍是員工個體人力資本與企業績效關系的調節變量；

假設3b：組織氛圍是員工群體人力資本與企業績效關系的調節變量。

2.4 高管價值觀的調節作用

當企業高管認為人力資本具有戰略價值時，人力資源經理才有權利參與企業的戰略決策過程［18］，人力資本也才有可能成為企業持續競爭優勢的源泉［19］。King和Zeithaml對224名紡織和醫療行業的管理者訪談后發現，人力資本與競爭優勢間存在模糊性，內部高管對之認知越清 （外部高管對之認知越不清），人力資本與企業績效的關系越強［20］。Carmeli和Schaubroeck對157名企業CEO和大學校長調查后發現，高管價值觀（重視人力資本的價值創造作用）對員工個體人力資本與組織績效的關系都具有正向調節作用［21］。Hsu等對臺灣信息產業的64家企業研究后發現，當高管重視人力資源時企業的群體人力資本會促進財務績效的提升［22］。本文提出如下兩個假設檢驗在中國企業中，高管價值觀是否對員工人力資本與企業績效的關系存在調節效應。

假設4a：高管價值觀是員工個體人力資本與企業績效關系的調節變量；

假設4b：高管價值觀是員工群體人力資本與企業績效關系的調節變量。

2.5 高績效工作系統的調節作用

盡管該方面的研究成果并不多見，但從一些相關成果中還是可以看出，人力資本與企業績效的關系會受到HRM實踐的影響。Arthur對30名鋼鐵企業的人力資源經理調查后發現，采用高承諾HRM系統的組織有著更低的人力資本流失率和較高的企業績效［23］。Pardo和Moreno認為，高績效工作系統通過影響員工的人力資源結果，進而對員工個體人力資本與企業績效關系產生調節效應［24］。本文提出如下兩個假設檢驗在中國企業中，采用高績效工作系統管理員工時，員工的人力資本是否有助于企業績效的提升。

假設5a：高績效工作系統是員工個體人力資本與企業績效關系的調節變量；

假設5b：高績效工作系統是員工群體人力資本與企業績效關系的調節變量。

3 樣本數據

3.1 變量的數據采集

變量的數據通過問卷調查方式采集于2009年6月至10月。在選取被調研企業時，主要考慮企業是否有正式的人力資源部門以及完善的HRM措施，此次調研主要在正式員工人數達到100名（含100名）的企業內進行［25］。問卷中的大部分內容由企業人力資源部門的經理或主管填寫，創新戰略和企業績效部分由企業戰略部門、財務部門的經理或主管填寫。調研問卷的發放依據方便抽樣技術通過兩種方式進行：一是依托問卷發放人的社會關系；二是在國內較知名的討論HRM問題的QQ群中進行。兩種方式共發放問卷398份，收回276份，有效問卷205份，問卷總有效率為51.5%。樣本企業的基本特征如表1所示。

本文對收回的276份問卷中的205份有效問卷和71份無效問卷以及來自調研人社會關系的120份有效問卷與來自QQ群的85份有效問卷分別進行了獨立樣本T檢驗，結果顯示問卷間不存在顯著差異，能夠放到一起進行統計研究。本文對問卷又進行了Harman單因素檢驗，檢驗結果顯示在因子結構中不存在一個可解釋大部分變異的共同因子 （第一個因子只解釋了38%的方差），且各個變量都負荷在了不同的因子之上，所以問卷也不存在同源方法偏差問題。

3.2 變量的測量工具

（1）人力資本量表。

本文基于Youndt和Snell［25］、Hsu［22］等設計的人力資本量表，從個體與群體兩個方面測度企業的人力資本情況，具體條目見表2。采用Likert 7級刻度來度量這8項指標，從7（非常同意）依次遞減到1（非常不同意）。從人力資本量表的總體、個體與群體的信度系數Cronbach’s α值以及第一主成分方差貢獻率可以看出，量表有著較佳的信度和結構效度。

（2）企業績效量表。

表1 樣本的基本分布情況

本文采用Chow等［26］設計的量表對企業財務績效情況進行測度，包括市場規模與盈利能力兩個方面，具體條目見表3。采用Likert 5級刻度測量這5項指標，從5（非常同意）依次遞減到1（非常不同意）。從企業績效量表的信度系數Cronbach’s α值以及第一主成分方差貢獻率可以看出，量表有著較佳的信度和結構效度。

表2 人力資本量表

表3 企業績效量表

（3）創新戰略量表。

本文采用Hsu等［22］開發的創新戰略量表來測度企業的創新戰略情況，具體條目見表4。本文采用Likert 5級刻度來度量這7項指標。從創新戰略量表的信度系數Cronbach’s α值以及第一主成分方差貢獻率可以看出，量表有著較佳的信度和結構效度。

（4）組織氛圍量表。

本文采用Patterson等［27］、Takeuchi等［28］的量表對中國企業的組織氛圍情況進行測度，具體條目見表5。采用Likert 7級刻度來度量這7項指標。從組織氛圍量表的信度系數Cronbach’s α值以及第一主成分方差貢獻率可以看出，量表有著較佳的信度和結構效度。

（5）高管價值觀量表。

本文采用 Hsu等［22］開發的人力資源價值量表來測度高管對人力資本的價值觀傾向，具體條目見表6。采用Likert 5級刻度來度量這4項指標。從高管價值觀量表的Cronbach’s α值以及第一主成分方差貢獻率可以看出，量表有著較佳的信度和結構效度。

（6）高績效工作系統量表。

表4 創新戰略量表

本文依據Youndt和Snell［25］、臺灣學者Hsu等［22］開發的量表分別從招聘、培訓、公平、參與、績效評價、薪酬、工作輪換7個方面測度中國企業的高績效工作系統，具體條目見表7。本文采用Likert 7級刻度來度量這18項指標。從高績效工作系統量表的總體與分項的信度Cronbach’s α值以及第一主成分方差貢獻率可以看出，量表有著較佳的信度和結構效度。

表5 組織氛圍量表

表6 高管價值觀量表

3.3 變量的相關性檢驗

從表8可以看出，個體人力資本、群體人力資本與各變量間均存在顯著的相關性。組織形態四變量與群體人力資本的相關性要強于個體人力資本。群體人力資本與企業績效的相關性也強于個體人力資本。個體人力資本與群體人力資本間也存在較高的相關性。

4 結構方程模型

4.1 直接效應檢驗

表7 高績效工作系統量表

本文以個體人力資本（IHC）、群體人力資本（GHC）分別為自變量，企業績效為因變量構建結構方程模型。AMOS 7的運行結果及其顯著性見表9，模型擬合指數見表10。從表9可以看出，個體人力資本、群體人力資本到企業績效的路徑系數分別為 0.467、0.471，說明個體人力資本與群體人力資本對企業績效都存在顯著的正向影響。表10顯示，個體人力資本、群體人力資本與企業績效模型的擬合指數如下：χ2/df值為 1.980、RMSEA為 0.069、CFI值為 0.972、GFI值為 0.954、NFI值為 0.945；χ2/df值為 1.649、RMSEA為 0.056、CFI值為 0.978、GFI值為 0.953、 NFI值為0.947，P-value為0.2。擬合情況非常好，假設1a和假設1b被證實。

表8 變量的相關性檢驗結果

4.2 調節效應檢驗

本文以個體人力資本 （IHC）、群體人力資本（GHC）分別為自變量，以創新戰略（IS）、組織氛圍（OC）、高管價值觀（MC）、高績效工作系統（HPS）分別為調節變量，以企業績效為因變量，構建可檢驗調節效應的結構方程模型 （檢驗原理見文獻［29］）。AMOS 7的運行結果及其顯著性見表9，模型的各項擬合指標值見表10。表9顯示，交互項IS*IHC、IS*GHC、OC*IHC、OC*GHC、MC*IHC、MC*GHC、HPS*IHC、HPS*GHC到企業績效的路徑系數分別為0.068（P=0.297）、0.040（P= 0.542）、0.124（P=0.092）、0.164（P=0.020）、0.104（P=0.149）、0.211（P=0.003）、0.053（P=0.461）、0.159（P=0.028）。可見，組織氛圍、高管價值觀、高績效工作系統對群體人力資本與企業績效關系的調節效應都顯著，其他調節效應皆不顯著。從表10可以看出，AMOS模型的擬合指數χ2/df、RMSEA值、CFI值、GFI值、NFI值顯示模型擬合情況不是很理想，但還是能反映出變量間的關系。總之，創新戰略正向調節個體人力資本、群體人力資本與企業績效的關系，組織氛圍、高管價值觀、高績效工作系統正向調節個體人力資本與組織氛圍的關系，但調節效應都不顯著；組織氛圍、高管價值觀、高績效工作系統正向調節群體人力資本與組織氛圍的關系，調節效應都顯著。可見，假設2a、2b、3a、4a、5a沒有被證實，假設3b、4b、5b得到了證實。

利用 Z-Score法對數據做了標準化轉換，并將205個樣本依據調節變量的排序截取為高、低兩類，分別為202個和203個樣本。可得出以下結論：

創新戰略對個體人力資本、群體人力資本與企業績效的關系存在調節作用，但并不很明顯；另外，注重創新戰略的企業，人力資本對企業績效的正向效應要強于不注重創新戰略的企業。

表9 結構方程模型路徑系數及其顯著性

表10 結構方程模型擬合指標值

就個體人力資本與企業績效的關系而言，組織氛圍對二者的關系不存在調節作用。對于群體人力資本與企業績效，組織氛圍對群體人力資本與企業績效關系存在明顯的調節作用，注重良好組織氛圍打造的企業，群體人力資本對企業績效的正向效應要強于組織氛圍不太好的企業。

就個體人力資本與企業績效的關系而言，高管價值觀對二者的關系不存在調節作用。對于群體人力資本與企業績效，高管價值觀對群體人力資本與企業績效關系存在明顯的調節作用，即高管重視人力資源問題的企業，群體人力資本對企業績效的正向效應要強于高管不重視的企業。

無論是個體人力資本與企業績效還是群體人力資本與企業績效的關系，創新戰略對二者的關系存在調節作用；另外，注重高績效工作系統的企業，人力資本對企業績效的正向效應要強于不注重高績效工作系統的企業。

5 結論與討論

5.1 研究結論

研究顯示，個體人力資本、群體人力資本對企業績效都存在顯著的正向影響，且群體人力資本略大于個體人力資本對企業績效的影響。創新戰略對個體人力資本與企業績效、群體人力資本與企業績效的關系都存在正向調節作用，但不是很顯著。組織氛圍、高管價值觀與高績效工作系統對個體人力資本與企業績效的關系存在正向調節作用，但不顯著；對群體人力資本與企業績效的關系存在顯著的正向調節作用。可見，組織形態對群體人力資本與企業績效關系的影響要強于對個體人力資本與企業績效關系的影響。即組織形態較佳的企業與較差的企業相比，個體人力資本對企業績效的影響差別不大，群體人力資本對企業績效的影響差別較大。而且，同時進行良好組織形態的構建與群體人力資本的開發工作將對企業績效提升產生更佳的效果。盡管不存在第三方因素與個體人力資本一起對企業績效產生交互效應，但個體人力資本對企業績效提升的重要作用仍不容忽視。

5.2 研究價值

現代企業組織對員工的團隊參與及協作能力要求更高，個體人力資本對企業績效的影響可能低于群體人力資本對企業績效的影響。而組織形態觀認為具備良好組織形態的企業才能擁有較高的績效水平。為了厘清組織形態、人力資本與企業績效的關系，本文對中國情境下組織形態對人力資本與企業績效關系的調節作用做了實證檢驗，明晰了組織形態、人力資本與企業績效的關系機理。本研究使組織因素、員工、企業績效有機結合在一起，為后續深入研究創新戰略、組織氛圍、高管價值觀、高績效工作系統與企業績效的關系提供了借鑒價值。本文的檢驗結果顯示，企業對個體人力資本與群體人力資本的價值創造作用，對組織形態與群體人力資本的交互作用應給予足夠的重視。

5.3 局限性

本文的研究局限性有兩個：一是抽樣技術方面；二是實證方法方面。本文采用的是方便抽樣方法，基于本文樣本數據做出的檢驗結果是否具備代表性還有待后續更多實證研究對本文的結論做進一步檢驗。此外，將個體人力資本、群體人力資本置于員工個體層面，組織形態、企業績效置于組織層面，對變量直接關系、調節關系進行階層線性模型檢驗可能會取得更好的檢驗效果。

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The Action Mechanism of Organization Configurations and Human Capital on Firm Performance

Tian Lifa
（School of Economics,Tianjin University of Commerce,Tianjin 300134，China）

Based on the samples of 205 firms with more than one hundred full-time employees,this paper uses structural equations to examine the direct effects of human capital on firm performance and the moderating effects of organization configuration on relationships between human capital and firm performance.Evidences indicate that the individual human capital and group human capital have positive-effect on firm performance.The form of orgnization has marked positive-regulation effect on the relationshop of group human capital and firm performace.It has indistinctive positive-regulation effect on the relationship of individual human capital and firm performance.

Organization configuration;Human capital;Firm performance;Moderating variable

2011-08-20

田立法（1979-），男，河北隆堯人，天津商業大學經濟學院講師，管理學博士；研究方向：應用統計學、戰略人力資源管理。

F270.7

A

（責任編輯 劉傳忠）