組織變革感知、心理契約違背與知識創造績效的關系

劉思亞

(西南大學經濟管理學院，重慶 400715)

1 問題提出與研究假設

1.1 組織變革感知

組織變革感知是指對于組織變革時，組織成員對于變革時的認知，此時組織成員接受與否將對于整個變革活動成效產生極大的影響，員工的感知反應是正面或負面的，皆會影響整個變革活動的進行;因此組織變革時，應了解組織成員對于組織變革的感知及接受程度，以縮小組織成員心理契約缺口，保障變革活動的有效進行。Lau 和Woodman 認為當組織推行組織變革活動時，組織成員對變革會產生某種預期，并且需要組織就變革做出某些解釋［1］。因為如果組織成員處在信息劣勢地位時，在變革活動中，員工會接受矛盾的信息，一方面被要求努力改革，另一方面卻又被告知工作職位無法得到保障，使個人最基礎的安全需求層次受到沖擊，員工與組織間的心理契約缺口就會擴大，導致其對組織失去信心。由此提出假設H1:組織變革感知程度越強烈，組織成員心理契約違背的可能性越大。組織變革是指在遭遇外界環境沖擊時，組織為配合內在環境的需要而對企業流程運作重新檢視和調整，以維持自身的均衡，適應外部環境的變遷。然而就在組織變革環境之下，員工心理層面必然會產生不確定感，包括變革后員工既有地位的喪失、工作不保、角色沖突與角色負荷，以及可用資源減少等。Wester和Richter 將組織變革所帶來的員工不確定感視為員工的重要壓力源。而這種高水平壓力會導致員工對慣性解決方案的依賴［2］。由此可見，由組織變革導致的不確定感會給員工帶來巨大的壓力，而這種壓力會迫使員工傾向于選擇穩妥和保守的問題解決方式，盡量避免犯錯或失誤。因此，在組織變革活動中，組織成員可能更傾向于排斥具有風險性的知識創造性活動，而傾向于接受過去的慣例。這種傾向必然會降低員工的知識創造績效。由此提出假設H2:組織變革感知程度越強烈，員工的知識創造績效可能更低。

1.2 心理契約違背

心理契約反映出員工與組織間在特定資源上對彼此的期望，并且它是決定工作場所中員工態度與行為的主要因素。Robinson 和Brown 認為當員工相信組織無法履行相關義務時，員工就會出現心理契約違背。經濟結構轉型期間，由于經濟環境的激烈動蕩，許多企業減少成本，重整組織，以致企業無法完全實現其對員工的承諾，因此員工出現了心理契約違背的現象［3］。由于心理契約是員工信任組織的基礎，違背會造成員工信任、忠誠度與組織承諾的降低，工作情緒的低下，以致其無法充分發揮創新思維，這樣會抑制他們知識創造績效的提升。由此，提出假設H3:心理契約違背在組織變革感知與員工創新績效間具有中介效果。

1.3 知識創造績效

知識創造主要來自于個人經驗與直覺的內隱知識，無法完全憑借文字語言傳遞，Janszen 認為創新也具有螺旋成長的相同特性［4］。Gray 認為知識創造績效是指員工作為組織成員，完成組織所期望、規定或正式化角色的需要時，所表現出來的行為［5］。而這種行為往往要受到組織成員工作情緒的影響，當組織成員出現心理契約違背時，員工的知識創造績效往往會被心理契約違背所阻滯。提出假設H4:員工心理契約違背的可能性越大，則知識創造績效可能越差。

1.4 組織溝通的調節效應

組織變革失敗最大的問題就是缺少組織溝通，研究顯示，許多企業的管理者缺乏與組織成員之間就組織變革進程的溝通，甚至高層管理者在實施組織變革后，沒有向中層管理者提供培訓的機會。Davy 等的研究表明，組織溝通確定了組織成員對組織變革的預期，從而減少了員工的不確定感，縮小了組織成員與組織之間的心理契約缺口［6］。然而，從社會交換理論的角度來看，及時地讓組織成員了解組織變革的詳細實施過程以及在實施組織變革后，企業管理層向員工提供培訓的機會，以促使他們適應組織變革，以上這些措施都是非常必要的，因為只有實施這些措施，組織成員才能繼續建立和維持對新組織的承諾。由此提出假設H5a:組織溝通對組織變革感知與心理契約違背之間的關系具有調節效果;H5b:組織溝通對組織變革感知與知識創造績效之間的關系具有調節效果。

1.5 員工參與的調節效應

員工參與是指在組織變革實施的過程中，廣泛地征求和接納員工的意見，讓員工參與決策，分擔責任，貢獻能力。Walton 強調，當組織賦予員工更多的權利和責任時，員工表現出最佳的反應，當員工不必受到管理層的嚴格控制時，員工往往會激勵自己為企業做出更大的貢獻［7］。因此員工參與不僅可以提高員工的責任感，而且還可以增加員工的工作滿意感、組織承諾以及創新績效。因此，員工參與可以減少組織變革的阻力，減少員工組織變革感知給員工帶來的不確定感，從而縮小員工與組織之間的心理契約缺口。由此提出假設H6a:員工參與對組織變革感知與心理契約違背之間的關系具有調節效果;H6b:員工參與對組織變革感知與知識創造績效之間的關系具有調節效果。

1.6 員工培訓的調節效應

員工培訓對組織變革的成效具有較大的貢獻，針對技術變革而進行的員工培訓可以幫助組織成員獲得技術變革后必需的技能，從而勝任新的工作和創造新的價值。員工培訓還能增加員工應對挑戰和組織變革時的自信心，讓員工適應新的環境，完成新的任務。因此本研究認為組織變革過程中的適當培訓可以幫助員工降低組織變革感知帶來的不安全。由此提出假設H7a:員工培訓對組織變革感知與心理契約違背之間的關系具有調節效果;H7b:員工培訓對組織變革感知與知識創造績效之間的關系具有調節效果。

2 研究設計

2.1 樣本與數據搜集

金融危機過程中，金融中介受到金融危機的影響甚大，因此其組織變革活動也較為頻繁，本研究選擇金融機構組織成員進行調查，以了解金融機構組織成員組織變革感知是否會受到組織干預的調節，從而影響心理契約違背，以及組織變革感知是否能夠通過心理契約違背來間接影響知識創造績效。

本研究共寄出1978 份問卷，經過三次催信函及密集的電話聯系及人員的接觸，總共回收519份，經過篩選剔除無效樣本25 份，有效樣本494份，整體之有效問卷回收率為24.97%。

2.2 變量測量

本研究所有的觀測變量以相關文獻為基礎，并參與多位專家學者的寶貴意見，進行局部的內容及用字遣詞的調整與修正，以期能夠符合實際的情景與理論基礎。所有潛在變量都是利用多個觀測變量來衡量。每一個觀測變量，回答者依據對題目所描述內容的認同程度來回答，我們采用五點李克特量尺來代表認同的程度。尺度1 表示強烈不同意，尺度3 表示普通，尺度5 表示強烈同意。每一個潛在變量及其觀測變量簡述如下:

組織變革感知的衡量:組織變革感知的量表主要參考McCann 的研究，發展出10 個題項，且將組織變革區分為組織結構變革感知量表、組織作業變革感知量表和組織技術變革感知量表等三個層面［8］。

心理契約違背的衡量:心理契約違背的量表主要采納和修改Turnley 和Feldman 的相關量表，發展出8 個題項［9］。

知識創造績效的衡量:員工創新績效主要是參考Zhou 和George 研究知識創造績效的觀點及相關量表，發展出8 個題項［10］。

調節變量的衡量:其中組織溝通的衡量主要參考Davy 等的相關量表，發展出4 個題項［6］;員工參與量表主要參考Hellgren 和Sverke 的相關量表修改而成，并發展出4 個題項［11］;3 個題項用于衡量員工培訓的量表主要參考Brownell 和Mclnness的相關量表修改而成［12］。

3 實證分析

3.1 信度和效度分析

通過對組織變革感知、心理契約違背、知識創造績效以及調節變量等量表進行因素分析時發現，所有量表的取樣適切性量數KMO 均在0.7 以上，表示相關情形適中、因素分析適合性適中。此外，球形檢定也達到顯著水準，表示相關系數足以作為因素分析抽取因素之用。本文研究結果顯示所有維度對因子的載荷都明顯大于0.5 而對其他因子的載荷小于0.4，這表明量表的結構效度是可以接受的。由于所有量表的AVE 值都要大于臨界值0.5，因此本研究具有良好的聚合效度。此外，我們使用組合信度和Cronbach'alpha 來評價每一個量表的結果信度，結果顯示，所有量表的組合信度和Cronbach'alpha 都要遠遠高于其臨界值0.7，這表明本研究數據具有良好的會聚有效性(限于篇幅，本文沒有列出)。

我們還計算了每個因子AVE 的均方根以及因子間的相關系數，結果顯示，由于每個因子的AVE 的平方根要遠遠大于這個因子與其他因子之間的相關系數，因此本研究具有良好的區分效度(限于篇幅，本文沒有列出)。

3.2 結構方程模型與假設檢驗

本研究利用極大似然估計程序來檢驗組織變革感知、心理契約違背和知識創造績效之間的假設關系。圖1 的結果顯示結構模型能夠很好地擬合數據，擬合優度指標中RMSEA、GFI、AGFI 都能滿足判斷準則［13］。圖1 的結果也顯示了路徑系數及顯著性。有關假設檢驗，估計的結構模型支持所有的假設關系，其中組織結構變革感知對知識創造績效具有顯著的負向作用(γ=-0.245，t=-4.932)，而它對心理契約違背具有顯著的正向作用(γ=0.831，t=8.927)，此外，心理契約違背對知識創造績效具有顯著的負向作用 (γ=0.831，t=8.927)。因此，關系假設H1、H2 和H4 都得到了實證支持。

圖1 研究模型的路徑圖

對于中介效應分析，本研究使用Sobel 和Shrou 的方法對間接效應進行估計［14］。以往研究者提供了估計自變量通過中介變量影響因變量而所產生間接效應的一種近似估計方法。式(1)表示的就是中介效應的檢驗公式:

其中，從組織變革感知到心理契約違背之間的路徑系數表示為a，它的標準差表示為se (a);從心理契約違背到知識創造績效的路徑系數表示為b，它的標準差表示為se (b);而se (ab)表示的是中介變量的標準差。如果| z | ＞2，那么它表示間接效應是顯著的。接下來就是利用0.95 的置信度計算出間接效應的區間范圍，如果計算出來的間接效應區間范圍內沒有包含零，那么間接效應就不為零，因此變量起著中介效應。置信區間的公式是 (ab-1.96 × se (ab)，ab+1.96 × se(ab))，本研究的結果顯示| z |=3.545 ＞2，同時0?(-0.453，-0.213)，因此組織變革感知可以通過心理契約違背的中介效應而影響知識創造績效。為了進一步證實該結果，本研究首先將組織變革感知到心理契約違背的路徑系數限定為零，然后重新估計結構方程模型，發現自由模型與限制模型的Δχ=6.438，△df=1，p＜00.05，表示兩個模型之間存在顯著差異，因此心理契約違背在組織變革感知與知識創造績效之間具有顯著的中介效果。因此關系假設H3 是成立的。

3.3 調節效應檢驗

首先，本研究用K-均值聚類分析進行分組［13］。所有樣本根據受訪者感知調節變量的強烈程度最終分成兩組，并使用Q 檢驗、t 檢驗和命中率來驗證分組的有效性。結果表明利用K-均值聚類法進行分組是有效的。下一步，我們將對具體路徑系數進行檢驗。結果顯示，感知組織溝通程度高群組中組織變革感知→心理契約違背和的路徑系數值(γ=0.847，p＜00.01)并不顯著低于感知組織溝通程度低群組的路徑系數值(γ=0.853，p＜00.01)。而感知組織溝通程度高群組中組織變革感知→知識創造績效的路徑系數絕對值(γ=-0.137，p＜00.01)要低于感知組織溝通程度低群組的路徑系數值(γ=-0.365，p＜00.01)。此結果表明感知組織溝通程度對組織變革感知→心理契約違背的關系調節效應并不明顯，而對組織變革感知→知識創造績效的路徑系數具有負向調節效果，因此關系假設H5a 是不成立的，而H5b 是成立的;其次，感知員工參與程度高群組中組織變革感知→心理契約違背和的路徑系數值(γ=0.593，p＜00.01)要低于感知員工參與程度低群組中組織變革感知→心理契約違背和的路徑系數值(γ=0.933，p＜00.01)，而感知員工參與程度高群組中組織變革感知→知識創造績效的路徑系數絕對值(γ=-0.103，p＜00.05)要低于感知員工參與程度低群組的路徑系數值 (γ=-0.377，p＜00.01)。此結果表明感知員工參與程度對組織變革感知→心理契約違背和組織變革感知→知識創造績效的兩條路徑具有負向調節效果，因此關系假設H6a 和H6b 是成立的;最后，感知員工培訓程度高群組中組織變革感知→心理契約違背和的路徑系數值(γ=0.828，p＜00.01)要低于員工培訓程度低群組中的組織變革感知→心理契約違背和的路徑系數值(γ=0.926，p＜00.01)，而感知員工培訓程度高群組中組織變革感知→知識創造績效的路徑系數絕對值(γ=-0.117，p＜00.01)要低于感知員工培訓程度低群組的路徑系數值(γ=-0.258，p＜00.01)。此結果表明感知員工培訓程度對組織變革感知→心理契約違背和組織變革感知→知識創造績效的兩條路徑具有負向調節效果，因此關系假設H7a 和H7b 是成立的。

4 結論

結構方程模型檢驗的結果基本上支持了研究假設，即組織變革感知程度對心理契約違背具有顯著的正向作用，而對知識創造績效具有顯著的負向作用，心理契約違背對知識創造績效具有顯著的負向作用;通過Sobel 檢驗發現心理契約違背在組織變革感知與知識創造績效之間具有中介效果，而巢式模型的驗證進一步證實了此結果的穩健性;對于感知組織溝通程度和培訓程度而言，它對組織變革感知與心理契約違背之間的關系調節效應并不顯著，而它能夠緩解組織變革感知對知識創造績效的負面影響;對于感知員工參與程度和培訓程度而言，它們皆能降低組織變革感知對心理契約違背的正向影響效應以及心理契約違背對知識創造績效的負向影響。

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