雙元環境下中小科技企業戰略人力資源管理對績效的影響：情感承諾的中介作用

李 典

(南京航空航天大學 公共管理學院，江蘇 南京 210016)

0 引言

當今世界處于激烈變革時期，規模小、實力弱、資產輕、投入大的中小科技企業在經營管理中面臨著重重困難，更加依賴既有績效優勢、制度支持和核心員工[1-2]。中小科技企業如何通過制度支持獲得持續績效優勢成為理論探討的重要議題。戰略人力資源管理是企業制度在戰略層面的具體體現，是企業競爭優勢的重要源泉[3]，表達著企業對重要戰略活動的價值導向與制度實踐[4]。與傳統人力資源管理不同，戰略導向的人力資源管理是實踐價值導向與戰略柔性的資源要素集合，不僅注重人力資源與內部業務的一致性，更加強調人力資源與外部環境的契合性[2]。基于資源基礎觀，戰略人力資源管理是組織重要的戰略資源和戰略資產[3]，其在疫情等復雜環境下更易取得資源優勢，而資源異質性決定著績效的差異性，進而形成績效均勢。為此，本文首要目的在于從戰略人力資源管理角度解析中小科技企業如何獲得績效均勢。

從戰略人力資源管理到組織績效，中間還存在著系列復雜機制，這些機制恰好是理解和解構戰略人力資源管理對績效影響的關鍵所在。基于社會交換理論的互惠規范原則，戰略人力資源管理本質在于從價值取向方面注重組織制度支持與工作環境規范[5]，當員工認為組織制度能夠保障其在職業發展等方面的工作自主性和績效評價等方面的程序公平性時，其更愿意表現出強情感支持和信賴組織的態度[6]，并通過增加情感資源投入提升整體績效，以此回報組織[7]。因此，情感承諾作為一種描述員工對組織情感依賴、價值目標認同的態度[8]，成為研究探討戰略人力資源管理對績效影響的關注焦點。

進一步看，不確定環境是中小科技企業能否持續將制度落實至績效的重要權變因素[9]。雖然以往研究也曾探討不確定環境對戰略人力資源管理的影響[10]，但往往在復雜的外部環境下構建單維環境因素，而忽略環境不確定性的多元性。近年來，眾多研究開始強調，在管理實踐中，環境不確定并不具有單一屬性，而是表現出以環境動態性和環境競爭性為典型特質的雙元環境[11-12]。同時，在不同外部環境組合下，組織資源轉化進程與員工情緒集成有所差異，如孫銳和李樹文[13]研究發現，在初創科技企業中，高動態—低競爭環境更能激發員工情感一致與績效提升。基于此，本文嘗試將環境不確定性中的環境動態性和環境競爭性作為戰略人力資源管理通過情感承諾影響績效的情境條件，以進一步明晰戰略人力資源管理如何以及何時更能帶來高績效。

1 理論基礎與研究假設

1.1 戰略人力資源管理與情感承諾

戰略人力資源管理是一種基于人力資源管理實踐層面的組織戰略與組織制度，與傳統人事管理或一般人力資源實踐相比，其更強調人力資源管理對組織管理實踐的價值取向與實踐引導[4]。Lepak等[15]認為，人力資源實踐在戰略層面實施的直接結果就是基于承諾與契約的組織認同，而系列實踐要素組合無疑會為員工工作提供制度與資源支持。因此，戰略人力資源管理對情感承諾的影響邏輯主要根植于制度支持和資源支持兩方面。一方面，從制度支持看，基于社會交換理論的互惠規范原則，戰略人力資源管理旨在從戰略層面重視組織績效評估、內部晉升、職業發展等制度實踐[4]，這為員工工作自主以及營造公平環境提供了基礎條件，并強化員工的組織假設與組織判斷，激發員工對組織的情感依賴與情感認同，進而以情感承諾作為對組織制度支持的回報[16]。眾多研究表明，組織人力資源管理實踐能夠顯著強化員工對組織支持的感知，進而與組織建立情感聯系，產生高水平情感承諾[6,14]。另一方面，從資源支持看，基于資源基礎理論，組織發展的實質是組織內部多重資源要素間組合、生成與發生作用的過程[13]，而戰略人力資源管理中包含的動機型、能力型和機會型戰略資源能夠通過相互協同或組合為員工提供資源支持[17]，以補給員工在工作中的情感投入與資源損耗[18]。戰略管理最新研究成果也表明，戰略人力資源管理作為組織中重要的戰略資源，能夠通過組織支持等途徑實現資源賦予[19]，進而增加員工情感資源溢出。基于此，本文提出如下假設：

H1：戰略人力資源管理對情感承諾具有正向影響。

1.2 情感承諾的中介作用

已有研究表明，戰略人力資源管理能夠顯著提升組織績效[20]，也有部分研究顯示，情感承諾能夠帶來高績效[1]。為此，結合H1，本文期望情感承諾在戰略人力資源管理與組織績效間起中介作用。具體而言，一方面，社會交換理論將員工的積極性和主動性歸結為對組織的回報或責任感[6]，當組織為員工提供公平的績效評價程序、合理的職業發展規劃、有效的培訓體系時，員工能夠感知到組織的制度支持，并產生更強的情感依賴與情感承諾[14]。為回報組織，員工更傾向于將這種情感聯結投入到組織目標的認同認知，并推動實施跨部門合作與聯合行動[20]，進而提升整體績效。另一方面，資源基礎理論強調，組織績效的取得源于資源異質性[13]，而戰略人力資源管理作為一種具有價值性和稀缺性的組織戰略資源[10]，能夠通過員工的情感認同獲得資源集聚，進而強化組織在績效提升方面的資源配置。因此，本文提出如下假設：

H2：戰略人力資源管理以情感承諾為中介對組織績效產生影響。

1.3 雙元環境的調節作用

既有研究指出，雙元環境是在不同外部環境要素間進行張力協調與矛盾平衡的一種環境特征[13]，其典型表現是以產品迭代升級、服務質量為代表的動態性和以競爭領域同質性程度為代表的競爭性[10]。作為組織環境的兩面，動態與競爭并不能在組織內自然趨于協同，而不協同則是一種常態。當處于雙元程度高的外部環境中時，組織會面臨更大資源威脅，促使組織調用周邊一切資源，以增加戰略確定性、計劃精確性和多元技能探索性[4]，強化戰略性沖突管理能力、戰略整合力與員工組織判斷力，尤其強調組織慣例助推下的個體認知能力重構，以及組織冗余支撐下的戰略資源轉化[21]，進而實現績效均勢。已有研究發現，戰略人力資源管理構件間的最佳組合實現需要借助員工特定或適當的態度和行為，如明示員工何種態度或行為是“該受到回報的”、“應該的”或“重要的”[22]，進而借助與戰略人力資源相匹配的特定員工技能或行為提升績效[2]。更進一步，林亞清和趙曙明(2013)指出，在高度不確定性環境中，組織的戰略資源靈活配置會面臨察覺、評估和行動障礙，而3種障礙的本質在于決策者和資源應用者認知能力與信息甄別能力的構建缺失。因此，組織戰略資源能否轉化以及多大程度上轉化為組織績效均勢，仍需借助員工的認同認知與環境確定程度。反之，在不確定程度低的環境中，外部環境對組織資源的需求更趨于單一化和靜態化，組織和個體更傾向于保存自身資源，降低組織與個體的認同認知資源投入，進而減緩組織績效提升。因此，本文提出如下假設：

H3：環境動態性與環境競爭性聯合調節戰略人力資源管理與組織績效間以情感承諾為中介的間接關系。

綜上所述，本文提出如圖1所示的理論模型。

圖1 研究理論模型

2 研究設計

2.1 樣本調查

本次調研對象為參加科技部科技企業管理人才培訓會議的研發部門經理和高層管理者，會議前，研究人員代表主辦方詳細了解各企業基本信息，并由參會人員核對其所在企業基本信息。對未到場或遲到的管理者，研究人員通過郵件或快遞方式進行聯系。企業信息收回后，研究人員根據組織規模篩選中小企業。研究采用兩個標準定義中小科技企業：①樣本須為科技企業，借鑒孫銳和李樹文[23]的研究，參考科技部《高技術產業統計分類目錄》中對科技企業的定義，選擇規模在25人以上的軟件研發、電子通訊等產業領域企業，該類科技企業具有相對健全的組織體系；②樣本須為中小企業，參考趙曙明和孫秀麗[2]的研究，選擇規模在500人以下的企業作為樣本企業。同時，為了保證數據可靠性，降低社會稱許性偏差，研究人員要求每個企業至少有3名中高層管理者獨立填寫問卷。研究人員對同一家企業的多份問卷進行一致性分析，對同一家企業高度一致的多份問卷，按照時間順序優先采用第一時間收到的問卷；對于不一致的多份問卷，研究人員結合企業實際情況，篩選問卷或直接剔除樣本企業。問卷分兩次回收，共回收509份，第一次回收有效問卷267份，有效回收率為58.6%，第二次回收有效問卷242份，有效回收率為53.2%。最終的分析樣本中，企業成立年限1～2年占31.238%、3～5年占20.039%、6～10年占42.436%、10年以上占6.287%；初創期占27.898%、發展期占59.921%、成熟期占9.627%、衰退期占2.554%；電子通訊行業企業占28.094%、軟件服務占19.843%、生物醫藥占17.485%、機械制造占16.699%、化工食品占9.627%，其它占8.252%；企業規模25～50人占19.843%、50～200人占41.257%、200～500人占38.900%；企業所有制性質為國有企業占31.631%、民營企業占36.935%、三資企業占比31.434%。

2.2 變量測量

戰略人力資源管理(SHRM)測量基于Lepak & Snell[15]的測量條目，并經過與3位科技企業高層管理者協商后，形成23題項量表，其測量范圍包含申述程序、內部晉升、合理授權等8個維度；情感承諾(AC)測量采用Porter[24]開發的3題項量表；環境動態性(ED)和環境競爭性(EC)測量采用Jansen[11]開發的環境特性量表，各有3個條目；組織績效(OP)測量采用Daniel等[25]修訂的組織績效量表，共4個條目。借鑒以往相關研究，本文將企業行業、性質、規模、發展時期等作為控制變量。

2.3 信效度分析

本研究對各變量及測量指標的信度(Cronbach's α系數均大于0.7)、因子載荷(均大于0.5)、組合信度(CR值均大于0.8)、平均萃取方差(均大于0.5)等指標進行檢驗，結果如表1所示。顯示研究變量的信度與收斂效度良好。同時，AVE平方根大于其對應相關系數，說明研究變量的區分效度良好。

表1 變量信效度檢驗結果

2.4 描述性統計分析

表2給出了各變量均值、標準差及相關系數。其中，戰略人力資源管理(SHRM)、情感承諾(AC)與組織績效(OP)顯著正相關(r=0.535, p<0.01; r=0.482, p<0.01)，戰略人力資源管理(SHRM)與情感承諾(AC)顯著正相關(r=0.590, p<0.01)，這為研究假設提供了初步支持。

3 假設檢驗

3.1 層次回歸檢驗

本文運用層次回歸方法檢驗主效應、中介效應和調節效應，如表3所示。結果顯示，與M1相比，M2中戰略人力資源管理(SHRM)對情感承諾(AC)具有顯著正向影響(β=0.521, p<0.01)，額外解釋23%的情感承諾(AC)變異；與M5相比，M6中戰略人力資源管理(SHRM)對組織績效(OP)具有顯著正向影響(β=0.516, p<0.01)，額外解釋22.6%的組織績效(OP)變異，H1得到驗證。與M6相比，M7中情感承諾(AC)對組織績效(OP)具有顯著正向影響(β=0.213, p<0.01)，但戰略人力資源管理(SHRM)對組織績效(OP)的影響系數由0.516降為0.405，仍然顯著，表明情感承諾在戰略人力資源管理與組織績效間起部分中介作用，H2得到驗證。與M3相比，M4中SHRM*ED*EC對情感承諾(AC)的影響顯著，為進一步檢驗有調節的中介效應奠定了基礎；與M8相比，M9中加入情感承諾(AC)后，SHRM*ED*EC對組織績效(OP)的影響顯著(β=0.072, p<0.1)，表明環境動態性(ED)與環境競爭性(EC)在情感承諾(AC)第一階段的中介效應中起聯合調節作用，H3得到驗證。

表2 變量描述性統計與相關系數(N=509)

表3 層級回歸分析結果

各調節效應回歸方程如下：

AC=a0+a1SHRM+a2ED+a3EC+a4ED*EC+e1

(1)

AC=a5+a6SHRM+a7ED+a8EC+a9ED*EC+a10SHRM*ED*EC+e2

(2)

OP=c0+c1SHRM+c2ED+c3EC+c4EC*ED+c5SHRM*EC*ED+e3

(3)

OP=c6+c7SHRM+c8ED+c9EC+c10EC*ED+c11SHRM*EC*ED+b1AC+e4

(4)

為避免統計學第二類錯誤，借鑒既有研究[26]，并根據表3回歸結果進行有調節的中介效應檢驗。結果顯示：SHRM(a6)(M4:β=0.601, p<0.01)，SHRM*ED*EC(a10)(M4:β=-0.236, p<0.01)。戰略人力資源管理(SHRM)的回歸系數(c7)顯著(M9:β=0.388, p<0.01)，情感承諾(AC)的回歸系數(b1)顯著(M9:β=0.212, p<0.01)。因此，a6=0.601，a10=-0.236，c7=0.388，b1=0.212。根據中介效應計算公式，可以計算出ED*EC的調節系數：Me=(a6+a10U1U2)(b1+b2U1U2)=a6b1+(a6b2+a10b1)U1U2+a10b2U12U22=0.601*0.212-0.236*0.212U1U2=0.127-0.05U1U2。其中，Me為中介效應，U1、U2分別為環境動態性(ED)、環境競爭性(EC)第一階段的調節效應，U系數0.05表明ED*EC對中介效應具有微弱的調節效應。

3.2 中介與調節效應穩健性檢驗

進一步運用Bootstrapping法及Sobel test檢驗中介與調節效應的穩健性，如表4所示。結果顯示，情感承諾(AC)的Sobel檢驗Z值為8.317，p<0.01，戰略人力資源管理(SHRM)通過情感承諾(AC)影響組織績效(OP)的直接效應為0.497，CI為[0.388,0.607]，不包含0；間接效應為0.137，CI為[0.072,0.216]，不包含0。表明情感承諾(AC)在戰略人力資源管理(SHRM)與組織績效(OP)間起部分中介作用。

表4 情感承諾中介效應穩健性檢驗結果

本文運用Bootstrapping法檢驗環境動態性(ED)與環境競爭性(EC)在不同匹配情境下的調節效應，如表5所示。結果顯示，ED、EC均處于低水平時，SHRM、ED、EC三維交互效應為0.142，95%CI為[0.077,0.225]，不包含零；ED處于低水平、EC處于高水平時，間接效應為0.208，95%CI為[0.112,0.324]，不包含零；ED處于高水平、EC處于低水平時，間接效應為0.049，95%CI為[-0.002,0.135]，包含零；ED、EC均處于高水平時，間接效應為0.115，95%CI為[0.057,0.198]。表明環境動態性(ED)、環境競爭性(EC)在高—低匹配情境下不具顯著調節效應，這與上文結論即層次回歸檢驗的微弱調節效應具有內在一致性。

表5 三維交互調節效應Bootstrapping檢驗結果

根據上述結果，繪制不同動態與競爭組合下戰略人力資源管理對組織績效作用的示意圖(見圖2)。

4 模糊集定性比較分析(fsQCA)

4.1 變量選取與校準

為驗證上述實證模型在績效提升路徑中的效能，本研究遵循易明等(2018)的建議，選取戰略人力資源管理、情感承諾、環境動態性、環境競爭性和組織規模5個變量為組織績效的前因條件。首先，對戰略人力資源管理、情感承諾、環境動態性、環境競爭性4個連續性變量取平均值，運用Calibrate(x, n1, n2, n3)函數轉化為0～1的隸屬度值；對于組織規模，將25～50人校準為0，50～200人校準為0.5，200～500人校準為1。其次，對校準數據進行一致性和覆蓋度分析，結果如表6所示，所有前因變量的充分性與必要性條件均低于0.9，說明以上條件變量均不是結果變量的充要條件，只有變量間組合才能導致結果變量發生。

圖2 環境動態性與環境競爭性的聯合調節作用

4.2 結果

本研究采用QCA3.0軟件進行分析，在真值表中設置可接受個案數為1，選擇連續性大于0.8的編碼，通過QCA分析形成復雜解、精簡解和中間解。將同時出現在精簡解和中間解中的原因條件劃分為核心條件，將僅出現在中間解中的原因條件劃分為邊緣條件，進而形成組織績效的5種觸發模式，如表7所示。其中，S1的前因構型為SHRM*ED*AC*～Q5，提升績效的核心條件為高戰略人力資源管理和高環境動態性，邊緣條件為高情感承諾和低組織規模；S2的前因構型為SHRM*AC*ED*EC，提升績效的核心條件為高戰略人力資源管理和高情感承諾，邊緣條件為高環境動態性和高環境競爭性；S3的前因構型為SHRM*～EC*～Q5，提升績效的核心條件為高戰略人力資源管理和低環境競爭性，邊緣條件為低組織規模；S4包含兩個子模式S4a和S4b，其前因構型分別為SHRM*Q5*ED*EC和SHRM*Q5*AC*EC，提升績效的核心條件為高戰略人力資源管理和高組織規模，相同邊緣條件為高環境競爭性；S5的前因構型為～SHRM*EC*～Q5*～ED*～AC，提升績效核心條件為低戰略人力資源管理、高環境競爭性和低組織規模，邊緣條件為低環境動態性和低情感承諾。

表6 條件變量必要性分析結果

表7 組織績效前因條件構型

5 結論與討論

5.1 研究結論

本研究基于資源基礎理論與社會交換理論，以兩時點收集的509家中小科技企業數據為樣本，運用Bootstrapping法、層次回歸等定量分析以及模糊集定性比較分析方法，探討了戰略人力資源管理對組織績效影響機制，綜合得出如下結論：

(1)情感承諾在戰略人力資源管理與組織績效間起部分中介作用。以往研究廣泛從組織能力、戰略柔性等視角探討戰略人力資源管理對績效的影響機制，但組織是一個情緒聚合體[20]，其制度實施及績效取得離不開員工的情感投入。基于社會交換理論，組織的績效評價、薪酬激勵等人力資源實踐能夠給員工制度支持與資源支持，作為回報，員工會增加情感承諾，并努力獲取績效[20]。該結論不僅從情感視角解析了戰略人力資源管理與績效的關系，而且為未來實體化研究提供了新思路。

(2)環境動態性與環境競爭性聯合正向調節情感承諾第一階段的中介效應。雖然以往研究也曾探討外部環境對戰略人力資源管理的影響，但卻聚焦于單一外部環境，忽略了外部環境的多元性。為此，部分學者呼吁關注雙元環境，即兼顧環境動態與環境競爭的外部環境雙重屬性[1,4]。本文將外部環境雙元性同時納入邊界框架，揭示出環境動態與環境競爭的不同情境組合對戰略人力資源管理與組織績效的調節效應具有差異性。其中，低動態—高競爭最能促進戰略人力資源轉化，低動態—低競爭次之，高動態—低競爭對組織戰略人力資源轉化的調節效應微乎其微。一方面，該結論契合了趙曙明等[2]、林亞清等(2013)的研究結論，我國正處于經濟體制轉型和中小企業發展的關鍵期，外部環境變量已經成為組織研究不可忽視的變量；另一方面，該結論響應了孫銳等[13]的建議，在不同外部情境組合中檢驗組織資源轉化進程，以細化組織資源轉化的情境機制。這為以本土情境為典型特征的組織行為3.0時代管理學研究提供了重要借鑒。

(3)中小科技企業績效提升路徑有5種模式，其中模式S4包含兩種子模式。雖然以往研究已經證實戰略人力資源管理能夠顯著提升績效[27]，但其何時以及如何提升績效卻尚未獲得深度解析。本研究采用fsQCA方法揭示了戰略人力資源管理、雙元環境和組織規模對組織績效的匹配影響。模式S1為SHRM*ED*AC*～Q5，從該觸發模式看，若200人以下規模的中小企業在高動態環境中注重績效評估、內部晉升、有效報償等戰略人力資源管理活動[4]，且在員工強情感承諾條件下[28]，將獲得更高績效。模式S2為SHRM*AC*ED*EC，該模式很好地契合了研究中的實證模型，即在高動態與高競爭環境下，企業開展戰略人力資源管理活動，強化員工情感承諾，更能提升企業績效。模式S3為SHRM*～EC*～Q5，從該觸發模式看，200人以下規模的中小企業在低競爭性環境中開展戰略人力資源管理活動，更能提升績效。中小企業具有資源存量不高、應用路徑模糊等特征[2]，在低競爭環境中開展資源配置活動更能發揮資源的邊際效益。該構型更適用處于“藍海”行業的中小企業資源配置。模式S4為SHRM*Q5*ED*EC和SHRM*Q5*AC*EC，第一種子模式顯示，200～500人規模的中小企業戰略人力資源管理對績效的影響情境不僅體現為材料供應、技術變化等單一外部環境，更要考慮以競爭對手數量和同質性程度為典型的競爭性外部環境，且高競爭、高動態環境更能調諧組織資源轉化進程，進而獲得績效；第二種子模式顯示，高競爭環境下，僅從戰略人力資源管理而言，并不能界定其對200～500人規模中小企業績效的影響。競爭性環境雖然能為組織資源轉化帶來資源刺激，但資源個體的情感依附影響其對組織資源配置的認同認知，進而影響員工對組織的資源投入。模式S5為～SHRM*EC*～Q5*～ED*～AC，該觸發模式與模式S1、S2表現出差異性。根據資源保存理論與社會交換理論，當200人規模以下的中小企業降低績效評估、有效報償等人力資源配置時，資源個體更可能趨于保存自身資源，甚至以離職傾向作為組織資源“吝嗇”的回報。因此，該模式代表的中小企業績效水平較低。

5.2 理論貢獻與管理啟示

本文理論貢獻主要體現在3個方面：首先，以往研究廣泛從組織能力、戰略柔性等視角探討戰略人力資源管理與績效的關系，而忽視了員工情感的影響。但組織本身是一個情緒資源聚合體[20]，組織的制度支持與資源支持直接決定著員工是否進行情感投入，進而影響績效。為此，本文從員工情感承諾視角解析戰略人力資源管理對績效的影響，不僅豐富了戰略人力資源管理與績效關系的研究視角，而且為未來實體化研究提供了新思路。其次，本文將外部環境的雙元屬性納入研究模型，突破了以往研究強調不確定環境單一屬性的局限，并從雙元環境組合視角揭示了戰略人力資源管理通過情感承諾影響績效的邊界條件。這不僅回答了情感承諾何時具有更強的中介效應，而且延伸了本文中介模型的適用邊界，為未來不確定環境下探討管理問題提供了新思路。最后，本研究將實證研究與定性比較分析(QCA)結合，以QCA方法考察了組織績效的多重等效路徑，并驗證了本文實證模型，獲得更加穩健的結論。這不僅從構型觀上揭示了中小科技企業績效提升的多重路徑，為未來研究提供了具體思路，而且更深度拓展了實證結論的適用性，為中小科技企業績效提升提供了有益借鑒。

本研究對處于經濟轉型期和重大戰略調整期的中小科技企業具有重要實踐意義。首先，中小科技企業要從聚焦人向聚焦價值創造與價值評價轉變，從專注于組織內部向專注于資源整合轉變，人力資源價值管理應當在組織內部形成一致化、共同化。其次，組織要重視戰略人力資源管理實踐對員工管理的重要性，注重績效評估、內部晉升、有效報償等戰略價值服務，擅于通過開展戰略人力資源管理實踐活動強化員工的組織假設和組織判斷，進而增加員工的工作資源投入。再次，中小企業可以適度保持低動態—高競爭環境，擴散外部市場價格信息，抑制材料供應、技術變化等信息，通過控制環境信息要素，調諧組織資源轉化方向與進程。最后，針對不同組織類型，采取差異化環境信息管理，200～500人規模的中小企業要注重原料供應、技術變化和價格變動等信息變化，而200人規模以下的中小企業則要增加技術變化等信息擴散，減少價格信息擴散。

5.3 不足與展望

雖然本文運用實證與fsQCA雙重方法考量戰略人力資源管理對組織績效的影響機制，但不可避免地存在一些不足。首先，觸發組織績效的構型是多樣化的，而本文實證研究僅與兩種模式契合。因此，后續研究可從更全面視角揭示組織績效提升路徑。其次，雖然本文采用兩時點數據，且采用Harman單因素檢驗發現，共同方法偏差的影響在可控范圍內，但各變量測量源于同一主體，難以消除同源方差。因此，后續研究仍然要通過控制變量來源降低方差影響。