集群環境下小微企業利他行為對其經營績效的影響研究

韓慶璐　朱建新

摘 要：運用心理契約相關理論，引用“組織認同”為中介變量，提出了集群環境下企業間基于利他行為對經營績效影響關系的模型。從產業集群內部企業間的產業鏈視角，以“哈爾濱曼哈頓商圈”為集群小微企業切入點，通過大樣本實證檢驗分析，以調查問卷以及形成量表的形式，分析集群下小微企業的利他行為與其經營績效的關系，并運用“共生理論”分析其形成機理。

關鍵詞：利他行為；組織認同；企業績效

中圖分類號：F270 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2015）20-0022-03

一、研究設計與數據收集

（一）問卷基本結構

本文力圖研究集群下小微企業利他關系在對其績效的影響，并引入變量“組織認同”分析其在利他行為對企業績效影響中的中介作用。問卷量表的設計由問卷的理論構思與目的、問卷格式、問卷項目的語句和問卷用語四個部分組成。

（二）數據收集與統計描述

1.數據收集

本研究通過問卷調查獲取數據。于2014年12月份開始正式發放問卷，調研的總體為集群下的小微企業。選取哈爾濱曼哈頓商廈、大世界商城等小微企業為藍本。為從源頭上保證數據的質量，本研究嚴格控制企業樣本、問卷填寫者以及發放渠道，最大限度排除外部因素的不利影響。本問卷采取問卷發放和網絡發放兩種方式，還通過銀行發放問卷，所獲取的數據具有較好的可靠性和代表性。一共發出了150份問卷，回收問卷106份，回收率為70.6%。

2.樣本描述

本研究結合已有的相關研究，將從企業經營類型、是否參加過行業組織對106份有效問卷進行描述性統計。

統計結果：利他行為、企業績效、組織認同最小值統計量均為1，最大值統計量均為5。利他行為均值位于2.98—4.73，企業績效均值位于3.18—3.71，組織認同均值位于2.61—3.67；利他行為、企業績效、峰度偏度均小于0，符合要求成正態分布。

二、信效度分析與假設檢驗

（一）信效度分析

1.組織認同信效度分析

通過SPSS21.0對收集問卷數據進行組織認同因子分析（主成分分析&轉軸法-最大變異法）可得到如表1所示的檢測結果。第一次探索因子中sig.<0.05達到檢驗標準并呈現最佳狀態，檢驗結果表明每個變量和變量因子之間存在共同因子，存在具備因子分析的條件。抽取因子總方差和31.412%有必要將干擾因子刪除，刪除OI3，經過7次主成分分析法&轉軸法進行因子分析后得到KMO值0.796顯著性SIG<0.05這個分析結果達到了極佳的狀態。檢驗結果表明，每個變量和每個變量之間存在公共因子，具備因子分析的條件方差和達到51.642%，表明在刪除干擾題項OI3，OI4，OI5，OI7，OI8，OI9，OI 10，量表達到建度效度穩定的情況，如表1所示之組織認同、企業績效、利他行為的KMO和Bartlett檢驗。

通過SPSS21.0對收集數據進行組織認同信度分析，最終得到如表1所示的檢驗結果，組織認同量表中4個題項（OI1、OI2、OI6、OI11）內部一致性系數 Cronbach's Alpha=0.752，所有題項值<0.752，故表中題項保留。

2.企業績效信效度分析

通過SPSS21.0對收集問卷數據進行企業績效因子分析（主成分分析&轉軸法-最大變異法）可得到如表1所示的檢測結果。第一次探索因子中sig.<0.05達到檢驗標準并呈現最佳狀態，檢驗結果表明每個變量和變量因子之間存在共同因子，存在具備因子分析的條件，如表1企業績效KMO和Bartlett檢驗所示。抽取因子總方差和36.654%有必要將干擾因子刪除，刪除BP7，經過4次主成分分析法&轉軸法進行因子分析后得到KMO值0.788顯著性SIG<0.05這個分析結果達到了極佳的狀態，檢驗結果表明每個變量和每個變量之間存在公共因子，具備因子分析的條件方差和達到51.2%，表明在刪除干擾題項BP1，BP5，BP7，BP8量表達到建度效度穩定的情況。

通過SPSS21.0對收集數據進行組織認同信度分析，最終得到如表1所示的檢驗結果。組織認同量表中4個題項（BP2、BP3、BP4、BP6）內部一致性系數 Cronbach's Alpha=0.725，所有題項值<0.725，故表中題項保留。

3.利他行為信效度分析

通過SPSS21.0對收集問卷數據進行組織認同因子分析（主成分分析&轉軸法-最大變異法）可得到如表1所示的檢測結果。第一次探索因子中sig.<0.05達到檢驗標準并呈現最佳狀態，檢驗結果表明每個變量和變量因子之間存在共同因子，存在具備因子分析的條件，如表1利他行為KMO和Bartlett檢驗結果所示，抽取因子總方差和33.953%有必要將干擾因子刪除，刪除OI3，經過2次主成分分析法&轉軸法進行因子分析后得到KMO值0.859顯著性SIG<0.05這個分析結果達到了極佳的狀態。檢驗結果表明每個變量和每個變量之間存在公共因子，具備因子分析的條件方差和達到51.194%，表明在刪除干擾題項AR3 AR6，量表達到建度效度穩定的情況。

通過SPSS21.0對收集數據進行組織認同信度分析，最終得到如表1所示的檢驗結果。組織認同量表中5個題項（AR1，AR2，AR4，AR7，AR7，AR8，AR9）內部一致性系數 Cronbach's Alpha=0.824，所有題項值<0.824，故表中題項保留。

（二）利他行為對企業績效關系驗證

為了驗證利他行為對企業績效的關系，即假設H1成立，本節以利他行為（AR）因變量、企業績效（BP）為觀測變量，通過結構方程模型的方法來進行檢驗，整個檢驗過程在 Amos21.0 和SPSS21.0 中完成。在 Amos21.0 中，模型運行的結果匯整成表2和圖1。

模擬適配度表（表2）顯示，0

0.079<0.08，IFI、TLI 和 CFI 接近 0.9。雖然 GFI=0.887，沒有達到0.9的嚴謹要求，但達到了0.8的寬松要求，AGFI=0.773，接近0.8的寬松要求可見，模型的適配度可以接受。又如圖1所示AR到BP的路。徑系數為0.81，且達到P為0.01的顯著水平，因此接受H1假設，證明利他行為對企業績效有正向的影響。

（三）組織認同與利他行為、企業績效關系驗證

為了驗證利他行為對企業績效的關系，即假設H2、H3成立，本節以利他行為（AR）因變量、企業績效（BP）為觀測變量，加入中介變量組織認同（OI）通過結構方程模型的方法來進行檢驗，試圖驗證組織認同與利他行為和企業績效的關系。整個檢驗過程在 Amos21.0 和SPSS21.0 中完成。在 Amos21.0 中，模型運行的結果匯整成表3和圖2。

模擬適配度表（即表2）顯示，0

0.079<0.08，IFI、TLI 和 CFI 雖然沒有達到0.9的嚴謹要求，但都達到了0.8的寬松要求。GFI=0.878，接近0.9的嚴謹要求；AGFI=0.773，沒有達到 0.8的嚴謹要求，但接近 0.8。配適度指標都基本達到了寬松的要求，表明模型的配適度基本可以接受。

又如圖2所示，OI到AR的路徑系數為0.83，OI到BP的路徑系數為0.82顯著，在概率為99%的情況下，模型擬合程度良好，關系顯著。因此，接受H2，H3假設，利他行為對組織認同有正向影響；組織認同對企業績效有正向影響。

（四）中介作用的假設檢驗與分析

檢驗中介變量的傳統做法可總結為：假設1因變量到觀測變量關系顯著；假設2中介變量到因變量關系顯著；假設3中介變量到觀測變量關系顯著；如果假設4加入中介變量后，因變量到觀測變量的路徑系數減少，則中介變量是部分中介作用，如果加入中介變量后，路徑系數不發生改變，則中介變量是完全中介作用。

本文為了檢驗組織認同在利他行為對企業績效的影響關系中具有中介作用，即假設4將根據檢驗中介變量的新方法步驟進行參數估計，以企業績效為觀測變量、利他行為為（AR）為因變量、組織認同（OI）為中介變量，構建結構方程模型，通過 Amos21.0運行得到變量間的參數估計結果。初始模型運行后得到表3和 圖3的匯整結果。

如模擬適配度表（3.4）顯示，0

=0.075<0.08，IFI、TLI 和 CFI 都接近 0.9。雖然 GFI=0.845，沒有達到0.9的嚴謹要求，但達到了0.8的寬松要求；AGFI=0.781，接近了 0.8 的寬松要求。可見，模型的適配度可以接受。再看圖 3路徑系數結果，利他行為AR到組織認同OI路徑為 0.83，且達到了 0.01 的顯著性要求，即a 顯著；組織認同OI到企業績效BP的路徑為0.89也達到了 0.01 的顯著性要求。

比較圖2和圖3可以發現，加入中介變量前AR到BP的路徑系數為0.81，加入中介變量OI后AR到BP的路徑系數降為0.59，且路徑系數均顯著，因此組織認同作為中介變量是部分中介作用。

三、研究結論與管理啟示

1.利他行為在組織認同的影響下，對企業績效具有促進作用。小微企業由于成本低、規模小等原因處于競爭中的弱勢地位。現代小微企業可以參考這種經營模式加強合作意識，提高競爭力，促進企業發展；一些企業可以運用“利他行為”與其他企業合作，擴大經營范圍，從而提高績效。小微企業間可加強聯系，加強對所在組織群體的認同感，強化非正式組織的作用，使員工對所在組織產生更強的依賴感和歸屬感。小微企業間可互相學習，互幫互助，加強協同合作，從而提高工作效率，高績效地共同發展。

2.外部監管部門應加強對集群下小微企業的規范控制。哈爾濱曼哈頓商圈應加強構建非正式組織，加強小微企業對其非正式組織的認同感和歸屬感，使得集群環境下的小微企業能夠加強協同合作，發揮合力，最大限度地提高工作效率，從而提高企業績效。

[責任編輯 李 可]