組織氛圍、組織創新、創新關注度和財務績效

胡鷹（高級會計師） 沈靜文

（北京外國語大學后勤管理處 北京 100089 國網河北省電力有限公司電力科學研究院 河北石家莊 050022）

一、引言

雖然現有文獻已經發現員工對組織氛圍的感知與工作滿意度（Martin和 Cullen，2006）、對組織的信任（Mulki等，2006）、組織承諾（Koh和Boo，2004）有顯著的促進作用，但總體上在三個方面仍然存在一些局限性。首先，以往的研究主要集中在組織氛圍及其對員工個人態度或行為的影響上，缺乏在組織層面上考察組織氛圍對財務績效間的影響。其次，現有研究大多通過評價相關制度建設和投入力度間接評估企業組織氛圍，而缺乏直接關注組織氛圍本身的研究。特別是很少有實證研究通過匯總員工在組織層面對組織氛圍的看法來衡量組織氛圍。最后，盡管已有研究已經考察了組織氛圍與財務績效之間的直接關系，但是還沒有從理論上完全揭示組織氛圍促使財務績效變化的內在機制。因此，研究組織氛圍與財務績效之間關系的中介變量和調節變量意義深遠。

基于以上分析，本文主要目的是研究一個組織的組織氛圍如何與其財務績效表現相關。首先，探討組織氛圍與財務績效之間的關系。在度量方面，采用員工對組織氛圍的感知的總和反映組織氛圍的狀態，銷售收入和凈利潤的三年平均增長率用于度量財務績效。其次，以組織創新為中介，探討組織氛圍與財務績效正相關的機制；以創新關注度為調節變量，研究創新對組織氛圍與財務績效二者關系的調節作用。創新關注被定義為“在復雜社會系統中產生的一種有價值的、有用的新產品、服務的理念或程序”（Woodman等，1993），創新關注度則是組織對創新關注和支持的程度。

二、理論分析和研究假設

（一）組織氛圍與財務績效

良好的組織氛圍可能提高組織財務業績。有兩個原因：第一，組織氛圍可以通過鼓勵員工努力公平對待和滿足客戶來提高客戶滿意度。例如，在具有良好組織氛圍的組織中工作的員工可能會嘗試向客戶提供高質量的產品或服務，這些員工遵守職業道德準則將有助于與客戶建立高質量的關系和信任，客戶會信任在有良好組織氛圍的組織中工作的員工提供的產品或服務。此外，客戶還可能認為，為積極、正面的組織工作的員工更可靠。因此，客戶可能對服務更滿意。另外，具有良好組織氛圍的組織，可能會盡最大努力鼓勵員工遵守道德規范，以維護道德聲譽?？紤]到顧客的購買決策不僅受到產品或服務的客觀價值的影響，而且還受到產品或服務的感知價值的影響，對顧客的購買決策產生積極的影響，從而提升組織的財務績效。第二，根據利益相關者理論，銀行、投資者和政府等組織周圍的利益相關者將組織的社會責任（包括商業道德）視為影響其投資決策的重要因素。因此，如果組織以不道德的方式行事，利益相關者可能會實施嚴格的財務條例，或退出與不道德組織的業務關系。這些利益相關者對社會責任的壓力可能會對財務績效造成重大損害，因為利益相關者的財務和非財務制裁可能會惡化財務績效。相比之下，被視為具有社會責任感和道德行為的組織很可能具有競爭優勢，因為它們可以從利益相關者那里獲得比其他競爭對手更多的資源?；谏鲜龇治?，本文提出假設1：

H1：一個組織的組織氛圍與它的財務績效正相關。

（二）組織氛圍與組織創新

面對全球化，組織的創新能力成為組織有效性不可或缺的要素。在這方面，先前的研究試圖確定提高組織創新能力的因素。例如，獨特的戰略戰術、創造性人力資本和創新的系統被認為是組織創新的影響因素。對組織氛圍對組織創新影響的研究較少，目前的文獻有：Padron等（2008）認為組織的創新將受到組織氛圍的影響，也將調解組織氛圍與財務績效之間的關系。他認為，組織氛圍包括兩種不同類型——利己的組織氛圍和利他的組織氛圍。利己的組織氛圍特征是唯公司利益為原則，更具體地說，利己主義的組織氛圍強調愿意做任何事情，甚至犧牲他人的利益來最大化公司的利益。相比之下，利他的組織氛圍鼓勵做出對提高員工和利益相關者福祉都有利的決策。兩種組織氛圍下都與組織創新正相關。另外，心理安全的概念也為組織氛圍與組織創新的關系提供了理論基礎。Edmondson（1999）將團隊心理安全定義為一種共同的信念，即團隊對人際風險的承擔是安全的，并認為團隊心理安全的高水平表現為團隊成員之間的高度互信和心理安慰。意識到心理安全的員工可能更熱衷于學習和創新活動。將心理安全的概念應用到倫理環境中，倫理環境有可能發揮提供心理安全的作用。心理安全下的組織氛圍也與組織創新正相關。并且，利益相關者要求組織以社會和道德上理想的方式行事。例如，管理領域有影響力的機構通常會將組織對道德標準的承諾納入其標準。因此，這些對道德行為的社會壓力迫使組織采用與道德相關的制度。出于上述原因，道德標準的壓力通過限制或約束戰略、管理系統和產品和服務的選擇來影響現有的商業行為。因此，受到道德標準限制的組織必須具有創造性，并創新其傳統的經營方式。此外，適應社會壓力所要求的道德標準可能會給組織帶來財務成本。考慮到這些組織環境所造成的約束，組織必須努力創新現有的商業模式、產品和服務，并找到有效的管理實踐。基于上述分析，本文提出假設2：

H2：一個組織的組織氛圍與組織創新正相關。

（三）組織創新在組織氛圍與財務績效間起中介作用

如前所述，組織氛圍將對財務績效產生積極影響。此外，組織氛圍將通過促進心理安全、積極情緒和將現有的業務方式轉變為新的方式來鼓勵組織的創新。組織創新能調解組織氛圍與財務績效之間的關系，例如，一個銷售公司采取創新后的業績激勵政策方式，會促使銷售人員改變對公司的看法進而對其業績產生間接的影響，可見，具有良好組織氛圍的組織預計會表現出較高的財務業績，因為該組織的員工會強烈希望創新產品或服務來提高財務績效；反之，會采取消極方式降低財務績效?；谏鲜龇治觯疚奶岢黾僭O3：

H3：組織創新將調解組織氛圍和財務績效之間的關系。

“一帶一路”戰略實施五年來，我國統攬國際國內兩個大局，深化與沿線各國全方位合作，建設成果超出預期。2017年中國與“一帶一路”國家的進出口總額達14 403.2億美元，占全國進出口貿易總額的36.2%[1]。

（四）創新關注度對組織氛圍與財務績效的調節效應

基于上述分析，組織創新將調解組織氛圍和財務績效之間的關系。但究竟如何調節這種作用呢？本文引入調節變量創新關注度來分析這個問題。創新關注度是指一個組織對創新的關注程度，它通過組織鼓勵來體現關注的程度，組織如果支持創新，就會對創新關注更多，也會通過組織鼓勵（精神的認可和物資的投入）體現出來；反之就會漠視甚至阻止。首先，在概念研究方面，Amabile等（1996）認為，組織鼓勵可以影響員工的創造力，組織鼓勵被定義為“一種鼓勵創造力的組織文化，對想法的建設性判斷，對創造性工作的獎勵和認可，以及對組織試圖做什么的共同愿景”。更具體地說，組織鼓勵員工承擔風險、創新思路和給予支持性評價，進而能提高財務績效。其次，大量的實證研究發現創新關注與組織創新之間存在正相關關系。在個人層面上，Bain等（2001）通過對研究科學家和技術人員的抽樣調查，發現創新環境與創新績效之間存在著積極的關系，例如專利數量。Kozlowski和Hults（1987）發現，創新氛圍是員工創新行為的前置因素。Scott和Bruce（1994）也提出，組織氛圍是否關注創新及關注的程度對員工的創新行為有不同的影響。積極關注創新，即創新關注度高，員工會更多創新，進而對財務績效產生積極、正向影響；漠視或無視創新，即創新關注度低，員工會更少創新或零創新（消極怠工），進而對財務績效產生消極、負面影響。通常，一個組織有強有力的倫理準則，例如什么行為是道德上允許的、什么樣的員工行為是組織可以接受的，當組織急切地建立起一個支持員工創新行為的組織氛圍，就表明創新或冒險行為是有用的。也就是說，員工只要遵守道德準則，他們就會被鼓勵去從事創新活動。相反，如果在一個有組織氛圍卻沒有形成支持創新氛圍的組織內，員工可能會盡量避免犯錯，從而避免創新行為。因此，可以預見，對于一個高度支持創新的組織來說，組織氛圍對組織創新的積極影響將會更大，這將鼓勵員工產生新的想法并嘗試新事物?；谏鲜龇治?，本文提出假設4：

H4：對創新的支持程度會調節組織氛圍和財務績效之間的關系，對創新的關注程度更高時，組織氛圍和組織創新之間的正相關關系會更強。

三、研究方法

（一）樣本收集

本文研究數據來源于中關村一家企業集團，針對該集團38家子公司進行了調研。總樣本包括384名經理和5 933名員工。平均回應率為78%（標準差=10.5%），最小值為51%，最大值為96%。除了組織氛圍和創新關注度的數據外，還獲得了各子公司2016年、2017年、2018年和2019年的銷售收入和凈利潤數據。

（二）變量定義

本文的變量包括組織氛圍、組織創新、創新關注度和財務績效。調查使用了referent-shift方法（Castro，2002），除財務績效外，所有變量均由對企業的調查得來，員工回應的是關于組織氛圍和對創新關注度的相關問題，經理回應的是關于組織創新和績效評估的問題。項目評分使用Likert-type的五分制評分，從完全不同意（1）到完全同意（5）。變量定義見表1。

表1 變量定義

為了檢驗由行業特性引起的方差差異，本文進行了單因素方差分析（ANOVA）。結果顯示，不同行業之間沒有顯著差異（F=1.37）。因此，行業類型不作為控制變量。但是，考慮到過去的財務業績可能會影響下一年的創新或財務績效，我們控制了2016年的經對數化的銷售收入和凈利潤。

（三）模型設計

借鑒Victor和Cullen（1988）的模型，模型設計如下：

其中：LXSSi，j為第i家公司第j年的銷售收入，LXJLRi，j為第 i家公司第 j年的凈利潤，ZZFWi，j為第 i家公司第j年的組織氛圍（采用了Victor和Cullen（1988）量表中的6個部分，重點是積極、正向的組織氛圍，ZZCXi，j為第i家公司第j年的組織創新（即員工對組織在產品或服務與競爭對手對比和對努力程度的感知），CXGZDi，j是第i家公司第j年的創新關注度，具體方法參考Koys和Decotis（1991），ZZFWi，j×ZZCXi，j為第 i家公司第 j年的組織氛圍和組織創新的交乘項。βi為系數，ε為殘差項。根據本文的前述分析，β3預期系數顯著為正，β5預期系數顯著為正。

（四）實證結果

1.效度分析。為驗證其效度和因子結構，本文采用SPSS 12.0和AMOS 7.0進行探索性和驗證性因子分析。每項分析分別由管理者和員工的回應來完成。第一，在因子分析中，因子載荷是指各項與所關注因變量的相關程度。此外，因子載荷大于0.50通常被認為與因變量高度相關。管理者對組織的創新和績效評估的所有項目評分均大于0.50，因此，其特征值分別為2.642和1.763。由員工評估的組織氛圍和對創新關注的每一個因子也分別加載到每個維度上，其特征值分別為3.759和3.778。第二，關于驗證性因子分析，本文通過判斷比較擬合指數（CFI）和 Tucker-Lewis指數（TLI）是否大于 0.90，均方根誤差（RMSEA）是否小于0.08來評價各模型的優度（Lance和Vandenberg，2002）。關于經理層面的變量，其結果表明，雙因素模型（組織的創新，績效評估）能夠產生更好的擬合優度系數（X2（df）=38.30（19），CFI=0.982，TLI=0.966，RMSEA=0.043），比單因素模型（X2（df）=107.20（20），CFI=0.919，TLI=0.854，RMSEA=0.088）的卡方更高（△df=1，p，0.01）。關于員工層面的變量、雙因素模型（組織氛圍、支持創新）能夠產生更好的擬合優度系 數（X2（df）=5 079.90（43），CFI=0.974，TLI =0.959，RMSEA=0.057），比單因素模型（X2（df）=15 305.11（44），CFI=0.920，TLI=0.880，RMSEA=0.099）的卡方更高（△df=1，p，0.01）。效度分析的結果顯示，本文所使用的數據是有效的。

2.數據聚合。每個變量的所有項目都被聚合到組織級別，因為用于分析的單位是組織。參考James等（1993）的做法，通過一些標準來檢驗將員工的回應聚合到組織級別的適當性。首先，我們將組內一致度定義為一致性程度在0.85-0.93之間。這些值均超過0.70，這是將個體層面的回應聚合到組織層面所需的最低值。因此，組內一致度是充分的。其次，計算組內相關系數如ICC（1）、ICC（2）的值，進一步證明聚合員工回應是合理的。ICC（1）是用單位隸屬度解釋的度量總方差的比例，ICC（2）表示對該群體的信度的估計（Castro， 2002）。如下頁表 2所示，ICC（1）取值范圍為 0.04—0.06，ICC（2）取值范圍為 0.98—0.99。ICC（1）遠遠低于通常要求的最低值0.20，ICC（2）也超過了通常認為的最高值0.70。此外，f值在1%的顯著性水平上對所有四個變量都是顯著的。ICC（1）和ICC（2）可以表示在本文的研究中，可以表示數據聚合是有效的。

3.描述性統計。表3給出了描述性統計、相關性和可靠性。Cronbach’sa的值用于反映變量的可靠性。每個變量的信度都是可以接受的，因為它們超過了0.70。

4.回歸結果。表4為PLS的回歸結果，檢驗了組織氛圍的主效應和組織創新的中介作用。從表4模型2中可以看到，組織氛圍和銷售增長率（β=0.328，p＜0.01）和凈利潤的平均增長利率（β=0.272，p＜0.05）均正相關。Cohen f2是0.101和0.083，這是模型1中控制了前一年的銷售和收入后，被解釋方差（△）增加的效應值。因此，假設1成立。

表2 數據聚合結果

表3 描述性統計結果

表4 組織創新的中介效應

表5 創新關注的調節效應

其次，上頁表5模型2表明，組織氛圍對組織產生積極影響（β=0.373，p＜0.01）。Cohen是0.146，高于被解釋方差（△）的中等效應。因此，假設2成立。當一個組織的組織氛圍及其組織創新加入模型3中時，模型2中以銷售增長率為因變量（β=0.193，不顯著）及凈利潤增長率作為因變量（β=0.145，不顯著）的系數變得不顯著。相反，組織的組織創新和銷售收入增長率（β=0.373，p＜0.01）和凈利潤增長率（β=0.352，p＜0.01）正相關。此外，Cohen分別為0.154和0.122，在控制了組織的組織氛圍后，被解釋方差（△）表現為中等大小。因此，這些結果表明，組織的創新充分調解組織的道德氣氛和它的財務業績之間的關系。因此，假設3成立。模型4顯示，創新關注度的交互項顯著（β=7.523，p＜0.05）。另外，Cohen為0.172，這是在控制了所有其他變量后，△表現為中等大小。因此，假設4成立。

對于研究結論，本文也采用替代變量（近三年的平均經營凈現金流）采用回歸方法進行了穩健性檢驗，結果依然顯著。

（五）進一步討論

盡管以往的研究非常重視組織氛圍對其財務績效的影響，但很少有實證研究在組織層面對這種關系進行檢驗?；谶@一原因，本研究通過關注組織創新在組織層面上的中介作用，探討了為什么組織的組織氛圍與財務績效呈正相關關系。但與現有研究不同的是，現有的研究通常使用個人層面的感知來評價組織氛圍和財務績效，而本研究使用了員工層面上組織氛圍和財務績效（如銷售收入和凈利潤）的聚合。

總的來說，本文的假設得到了證實。首先，本文研究發現，良好的組織氛圍提高了財務績效。其次，組織創新在組織氛圍和財務績效的相關關系中起中介作用。這一結果意味著，具有良好組織氛圍的組織可以通過鼓勵創新活動來實現高財務績效。最后，創新關注度對組織氛圍和財務績效之間關系起調節作用。也就是說，當組織對創新有較高程度的關注時，組織氛圍對組織創新的積極影響就會增加。

四、研究結論

本研究試圖通過整合利益相關者理論、組織創新、組織行為等多個領域的文獻，從理論層面解釋組織氛圍對財務績效產生積極影響的原因。結果表明，組織創新在組織氛圍與財務績效之間起中介作用，并通過創新關注度對這種關系起調節作用。研究表明，一個組織的組織氛圍與財務績效的正相關關系存在于組織層面，而不是在個人層面。此外，與之前的研究不同的是，本文通過聚合員工對組織氛圍和銷售收入和凈利潤等客觀績效的感知來測試這種關系。綜上所述，本研究通過理論解釋了組織的組織氛圍為什么會導致財務績效提升，并檢驗組織創新的中介作用，也驗證創新關注的調節作用，對組織氛圍的相關文獻做出了貢獻。本研究有助于拓展組織氛圍積極效應的研究視角。