組織忘卻對組織惰性的影響研究
——環境動態性與創新導向的調節作用

郭秋云,郭彤梅,徐巧玲,周暉杰

（1.太原工業學院 經濟與管理系,山西 太原 030008;2.寧波大學科學技術學院,浙江 寧波 315300）

當今企業所面臨的外部環境不確定性日益加劇,而隱藏在組織機體內部的惰性因素成為影響組織發展的羈絆,企業及時有效地識別并克服組織惰性成為企業提高競爭力的關鍵.組織惰性客觀存在于企業實踐中并對組織行為產生影響,但由于現有研究視角的差異,關于組織惰性的效果探討存在諸多分歧.例如,有學者認為組織惰性的出現源于組織成功的經驗,是成功經驗的副產品,并提出有效的惰性能夠節約組織建構成本,增加可控時間,從而提高組織的競爭優勢[1].也有學者認為存在于組織深層次的組織惰性是較難被發現和克服的,一旦惰性體現在組織日常實踐中,組織會不自覺地實施惰性行為并表現出強烈的內部抵制性[2].實踐證明,越不易覺察的惰性越容易成為組織發展隱患.在創建初期,企業通過建立慣例來最大化業務操作效率,然而伴隨著經驗的積累和對環境的自動協調反應,組織管理模式、業務流程等逐漸形成路徑鎖定[3],組織固有的知識結構、制度規范、反應機制等已經成為組織發展的絆腳石[4].因此,時刻審視組織、克服組織惰性是組織保持持續發展的重要內容.組織忘卻是一種特殊的學習模式,追求對組織固有慣例和信念的遺忘和變革[5],揚棄過時無用的廢舊知識,注重對組織知識庫進行清理[6].通過組織忘卻學習能夠有效地識別對組織發展產生阻礙作用的慣例和信念,并通過改變慣例、更新觀念等活動克服組織惰性.因此,本文探討組織忘卻對組織惰性的影響作用,并探索環境動態性和創新導向的調節作用.

1 理論背景和假設

1.1 組織忘卻和組織惰性

組織惰性是組織維持現有結構狀態不變的特征[3].組織惰性分成消極型和積極型兩種:消極型組織惰性是指組織活力下降,成員態度消極、不思進取,組織效率低下;而積極型組織惰性則是組織在成功以后表現出的組織進取心下降、厭惡變革和變化、繼續沿用現有的結構模式與行為模式等行為表現[7].與消極型組織惰性相比,積極型組織惰性在短時間內對組織的發展是有利的,能夠保障組織保持高效率運作,但從長遠角度來看,這種“成功的副產品”也將演變成“組織的病癥”[8].

組織忘卻強調揚棄,是組織有目的地對陳舊、無效知識進行主動忘記的過程[9].Becker[10]認為組織忘卻是邊嘗試邊忘卻的過程,是建立在個體忘卻基礎之上,在實踐中通過不斷正向激勵以及強化反饋,吸收新技術而忘卻陳舊技術的過程.理解組織忘卻的內涵是厘清忘卻和組織惰性關系的關鍵.組織惰性體現為組織在面對實際問題時慣常采用固化的思維模式,按照熟悉的管理模式解決問題[11],也就是說組織惰性根源于組織慣用的認知和學習模式,束縛于組織根深蒂固的制度規范和知識架構.組織惰性的改變或克服需要組織對知識系統內的固有管理模式、生產方法及政策法規等進行重新審視,并選擇性地進行遺忘和變革.組織忘卻強調摒棄陳舊知識,推進組織對惰性因素(例如固化的慣例和信念、模式化的流程和機制)的識別,避免組織因內部過于穩定而缺乏適應性所帶來的失敗.由于組織惰性帶有參與者的主觀認知因素,因此有效的組織忘卻能夠確保企業有效識別過時的、誤導性的知識和信息,并開展主動忘卻,更新組織實踐的流程和機制.組織忘卻打破了靜態的組織環境,打亂了“有序”的工作狀態,激發了員工的自我思考和變革意識[12];同時通過主動摒棄舊的慣例和規范,消除了原有認知模式和認知結構,喚醒了組織的活動能力和創新意識[13].慣例和信念的更新也為組織帶來新的思想和行為規范,使組織與環境相匹配,最大限度發揮新慣例的效能.因此,提出假設:

H1 組織忘卻對組織惰性具有顯著的負向影響.

1.2 環境動態性的調節作用

環境動態性體現為感知到的組織外部環境的不穩定性和不可預測性,主要包括技術進步和變革所引起的技術動態性以及由于顧客需求發生變化而產生的市場動態性.作為社會的基本單元,組織生存在高度競爭和持續變動的市場環境中,無論之前組織形成了多么領先的知識結構、周密的制度規范以及完備的技術程序,它們都可能變得過時,成為組織進一步發展的障礙.一方面,組織正在使用的技術和資源結構因為環境的改變迅速貶值[14],若仍然沿用過時或無效的技術、資源,企業很難在嚴酷的競爭環境中生存,此時打破常規,更新組織的知識和技術成為企業的緊急任務;另一方面,快速變化的外部環境為組織提供了難得的發展機會,組織可以重新審視自身的優勢資源、技術能力以及經營范式.組織惰性不僅體現在組織活動能力的下降,更多地還表現為組織創新模式、產品生產方式的固化.這些模式和方式曾經給組織帶來巨額利潤,但當環境變化時就演變成阻礙組織進步的羈絆.組織必須及時根據外部環境的變化定位市場需求和跟進技術前沿,通過組織忘卻活動對過時的資源和技術進行遺忘和變革,解決常規工作和學習無法克服的非結構性的路徑依賴和組織剛性.Garg 等[15]認為環境動態性能夠促使組織對現有技術和知識進行變革.如果不能及時識別新舊知識并獲取創造性的新技術,組織將在頻繁的技術和知識變革中逐漸失去優勢.Gilbert等[16]通過實證分析也發現環境威脅可以降低組織資源惰性.因此,提出假設:

H2 環境動態性能夠調節組織忘卻與組織惰性之間的關系.環境動態性水平越高,組織忘卻對組織惰性的負向作用就越強,反之越弱.

1.3 創新導向的調節作用

創新導向作為一種重要的戰略導向,對組織資源使用和開發具有關鍵的引導作用.創新導向能夠引導組織忘卻行為.一方面,具有高創新導向的企業傾向于在外部環境中獲取領先和可靠的行業和技術信息,并深入挖掘和對比現有知識體系,通過組織忘卻剔除知識體系中過時的、誤導性的廢舊知識,或不再利用雖然成熟但無法滿足顧客價值需要的知識,促進組織不斷學習新知識,擺脫技術剛性和路徑依賴性;另一方面,組織忘卻的開展可以借助創新導向來提升其在整個學習系統中的作用,引導企業建立一套適合組織技術創新的忘卻學習流程和架構[17],進而營造出敢于揚棄、打破常規,勇于引進吸收的創新氛圍.具有創新導向的企業鼓勵開展組織忘卻活動,激勵和促進企業員工主動進行知識庫的清理,敢于剔除和改變不再符合組織發展需要的慣例和信念,尋求更多機會進行知識更新,擺脫固有思維和行為的束縛,克服組織惰性.因此,提出假設:

H3 創新導向能夠調節組織忘卻與組織惰性之間的關系.創新導向水平越高,組織忘卻對組織惰性的負向作用就越強,反之越弱.

1.4 環境動態性與創新導向的交互調節作用

組織忘卻行為能夠改善組織惰性,這一過程既受到組織外部環境動態性的影響,又與組織內部所倡導的創新導向密切相關.在組織開展忘卻學習的過程中,外部環境持續變化為組織提供了發展的機遇和挑戰.環境變化促使組織重新審視賴以生存的知識、技術,有效降低發展模式慣性,增強知識的新陳代謝.創新導向增強組織成員的主動性、創造性和開放性,倡導在組織內部營造積極的學習氛圍,鼓勵新創意,勇于揚棄.當環境動態性和創新導向都增強時,既能夠使組織意識到開展忘卻學習的迫切性,識別落后的、具有阻礙性的知識和技術,給組織創新提供條件,又能夠激發和增強企業參與創新和變革的主動性和積極性,克服內在動機低下、得過且過的消極思想,提高工作效率.環境動態性和創新導向在組織忘卻影響惰性過程中相輔相成,共同作用,增強了組織忘卻對組織惰性的克服作用.因此,提出假設:

H4 環境動態性和創新導向交互能夠調節組織忘卻與組織惰性之間的關系.環境動態性和創新導向交互水平越高,組織忘卻對組織惰性的負向作用就越強.

2 樣本數據與處理

2.1 數據來源和樣本特征

采用調查問卷的方式進行數據收集,樣本來源于長三角區域的高新技術企業,涵蓋了新能源、電子信息、生物工程、新材料等多個行業.之所以選擇高新技術產業作為調研對象,主要考慮這些行業屬于知識、技術密集的實體經濟,市場環境復雜,競爭較激烈,技術更新速度快,企業鼓勵創新導向,厭惡惰性,比較符合本研究的主題.調研采用現場填答的方式,共經歷了兩個階段,第一階段主要收集了組織忘卻與環境動態性的問卷,第二階段收集了創新導向和組織惰性的問卷,時間跨度為一個月.一共發放問卷400 份,剔除無效問卷140 份,得到有效問卷260 份,有效問卷回收率為65%.樣本特征分布情況見表1.

表1 樣本基本信息

2.2 變量測量

采用在權威期刊上發表并經過論證具有較好的信度和效度的測量量表開展調研.除控制變量外,其余量表指標均使用李斯特7點計分,1表示非常不符合,7 表示非常符合.

組織忘卻:在Augün 等[5]的基礎上,借鑒盧艷秋等[18]開發的量表,共7個題項,量表Cronbach’sα為0.876.環境動態性:借鑒Jansen 等[19]的量表,共5個題項,量表的Cronbach’sα為0.740.創新導向:借鑒吳曉云等[20]設計的量表,選取3個題項,量表的Cronbach’sα為0.751.組織惰性:借鑒Godkin 等[21]開發的量表,選取6個題項,量表的Cronbach’sα為0.741.控制變量選擇企業規模、成立年限和企業性質3個變量.

由于調查的數據采取自報告的方法收集,可能存在同源偏差風險.采用SPSS 19.0 對所有題項進行無旋轉的主成分分析,結果顯示,并沒有出現單一因子分別析出的現象,并且第一個因子占總方差的比例為26.57%,未占多數,可以判斷數據同源偏差問題不嚴重.

2.3 信度和效度檢驗

通過KMO 和Bartlett 球形檢驗發現組織忘卻、環境動態性以及組織惰性KMO 值均大于0.7,創新導向KMO 值接近0.7,說明這些題項收斂效度基本良好,能夠反映相關構念,可以進行因子分析.通過探索性因子分析,對應各變量的因子載荷均大于0.6,且各變量AVE 值均大于0.5.同時,各變量AVE 平方根均大于其相關系數,說明各變量具有良好的區分效度.驗證性因子分析結果顯示,四因子模型(χ2/df=2.297;RMSEA=0.07,CFI=0.92,TLI=0.92,SRMR=0.06)明顯優于一因子模型(χ2/df=4.068;RMSEA=0.10,CFI=0.72,TLI=0.68,SRMR=0.18),說明該模型具有較好的結構效度.

2.4 變量的描述性統計和相關分析

各變量的均值、標準差以及相互之間的相關系數見表2.組織惰性與成立年限具有正向相關性,系數為0.148,P＜0.05,這與Hannan 等[22]驗證的結果相同;同時組織忘卻與惰性具有顯著的負向作用,相關系數為-0.378,P＜0.01,初步驗證了H1.

3 實證分析

采取多元線性回歸分析驗證假設,見表3.模型1 僅加入了控制變量,結果顯示成立年限與組織惰性正向相關,影響系數為0.111,P＜0.05.模型2在模型1的基礎上加入組織忘卻,組織忘卻對組織惰性的影響系數為-0.372,P＜0.001,表明組織忘卻能夠顯著負向影響組織惰性,即組織忘卻對組織惰性具有克服作用,H1 得到驗證.模型3 和模型4驗證了環境動態性的調節作用,模型3 在模型1的基礎上引入組織忘卻和環境動態性,模型4 在模型3的基礎上加入環境動態性與組織忘卻的交互項,交互項影響系數為-0.133,P＜0.05.根據Aiken 等[23]的建議,考察調節變量在高于和低于均值一個標準差的水平下時自變量對因變量的影響作用.如圖1 所示,在高環境動態性下,組織忘卻對組織惰性的作用(β=-0.536,P＜0.001)比在低環境動態性下的作用(β=-0.270,P＜0.01)更強,H2 得到驗證.

圖1 環境動態性的調節作用

模型5 和模型6 驗證了創新導向的調節作用.模型5 在模型1的基礎上引入組織忘卻和創新導向,模型6 在模型5 基礎上引入組織忘卻與創新導向的交互項,交互項系數為-0.125,P＜0.05.創新導向的調節效應如圖2 所示,高創新導向下組織忘卻對組織惰性的作用(β=-0.468,P＜0.01)比低創新導向下組織忘卻對組織惰性的影響(β=-0.232,P＜0.01)更強.H3 得到驗證.

圖2 創新導向的調節作用

模型7 到模型9 驗證了環境動態性和創新導向的交互對組織忘卻和組織惰性的交互作用,模型9中組織忘卻、環境動態性和創新導向三者交互項的系數為0.124,P＜0.05.說明環境動態性和創新導向交互在組織忘卻與組織惰性之間具有調節作用.環境動態性和創新導向交互的調節效應如圖3 所示,環境動態性和創新導向都高時,組織忘卻對組織惰性的影響系數為-0.413,P＜0.05;環境動態性高,創新導向低時,影響系數為-0.457,P＜0.01;環境動態性低,創新導向高時,影響系數為-0.527,P＜0.01;環境動態性低,創新導向低時,影響系數為-0.095,P＞0.1.結果發現當環境動態性和創新導向單方面較高時,組織忘卻對組織惰性的影響比兩者均高時作用更強.H4 得到部分驗證.

圖3 環境動態性與創新導向交互的調節效應

為進一步驗證環境動態性、創新導向以及兩者交互的調節效應,采用Hayes 等[24]提出的bootstrap驗證法(非參數重復抽樣技術)進行檢驗.對于環境動態性的調節作用,選擇樣本量為5 000,在95%置信區間下,環境動態性與組織忘卻交互是顯著的(b=-0.14,t=2.48,P＜0.05,95% bias-corrected CI=-0.26,-0.01).該模型(R2=0.16,F(3,259)=16.17,P＜ 0.001)以及兩項交互增加R2(ΔR2=0.014,F(1,259)=4.302,P＜0.05)是顯著的.環境動態性的調節作用進一步得到驗證.對于創新導向的調節作用,選擇樣本量為5 000,在95%置信區間下,創新導向與組織忘卻交互系數是顯著的(b=-0.12,t=2.48,P＜ 0.05,95% bias-corrected CI=-0.22,-0.02).該模型(R2=0.17,F(3,259)=17.4,P＜0.001)以及兩項交互增加的R2(ΔR2=0.019,F(1,259)=6.126,P＜0.05)是顯著的.創新導向的調節作用也進一步得到驗證.對于環境動態性與創新導向交互的調節作用,樣本量選擇為5 000,在95%置信區間下,三項交互系數是顯著的(b=0.14,t=2.48,P＜0.05,95% bias-corrected CI=0.029,0.259).該模型(R2=0.197,F(7,255)=8.944,P＜0.001)以及三項交互增加的R2(ΔR2=0.019,F(1,255)=6.157,P＜0.05)是顯著的.環境動態性和創新導向交互的調節作用也得到驗證.

穩健性檢驗.為了更準確地檢驗組織忘卻對惰性的作用以及環境動態性和創新導向的調節作用,進行了穩健性檢驗.第一,增加控制變量——所在行業.考慮到行業差異也會導致組織行為的變化,因此在回歸分析中引入所在行業,回歸分析結果整體上與表3的結果相似,并沒有發生顯著變化.第二,剔除國有企業樣本.由于國有企業樣本有部分數據缺失,考慮數據完備性的因素,剔除國有企業樣本后進行回歸,結果仍表明了上述顯著關系,說明本文研究結論的穩健性.

4 結論、啟示及展望

4.1 結論

由于組織惰性本身的復雜性和抽象性,目前國內較少用實證分析的方法來探討組織惰性.本文分析了組織忘卻對組織惰性的作用,并從外部環境和內部戰略導向兩個視角探索了環境動態性和創新導向在兩者之間的調節作用,得出了一些有意義的結論.

(1)組織忘卻對組織惰性具有顯著的弱化作用.近年來,學者們多從環境威脅、創新導向、管理團隊等方面探討影響組織惰性的因素,較少從組織知識管理的角度審視惰性的克服問題.本文發現組織忘卻對組織惰性具有負向的影響作用.通過揚棄組織中過時的、誤導性的現有知識,包括不合理的規范流程、效率低下的工作方式、陳舊缺乏新意的文化制度,追求對組織固有慣例和信念的變革,可以擺脫束縛組織行為的思想枷鎖,有效克服組織惰性.(2)環境動態性在組織忘卻與組織惰性之間發揮調節作用.環境動態性從組織外部影響著組織忘卻對組織惰性的關系.當環境動態性較低時,在組織內部多開展利用式創新模式,較難意識到組織現有知識體系存在的知識老化、固化問題,組織忘卻對組織惰性的弱化影響較低.隨著外部環境動態性不斷增強,組織開始搜索外部新信息,探索新的創新方向和方式,意識到目前的組織結構、生產模式、資源能力等需要變化和改進.在這種情況下,組織忘卻活動的開展能夠幫助組織識別發展中的陳舊知識,整合新舊模式,打破組織知識的鎖定狀態,促進組織創新.(3)創新導向在組織忘卻與組織惰性間發揮調節作用.較強的創新導向有利于組織成員反思現有的工作方法,激發成員改變思維模式,尋找新創意,使得他們更加關注創新性工作本身;而創新導向較低時,組織成員傾向于“墨守成規”,按規定辦事,組織忘卻對組織惰性的負向作用也較弱.(4)環境動態性與創新導向的交互在組織忘卻與組織惰性間發揮調節作用,但調節效應最強時并非是環境動態性和創新導向都較高時,而是環境動態性和創新導向單方面較高時,也就是說,當環境動態性較高創新導向較低,或環境動態性較低創新導向較高時,組織忘卻對組織惰性的弱化作用最有效.這一結論與白景坤等[25]的觀點不太一致.他們通過案例分析方法探討了環境威脅和創新導向對組織惰性的克服作用,結果發現在環境威脅和創新導向均強時對組織惰性的克服作用最佳.出現這種差異的原因可能是本文將環境因素和創新因素作為調節變量處理,主要探討兩者作為情景變量在組織忘卻對惰性的影響中的作用.

4.2 實踐啟示

(1)企業要重視組織實踐中的知識管理問題.組織惰性的形成源于組織無法及時清理堆積在內部的舊知識,這些舊知識束縛了組織的認知框架、思維模式等.當組織厭惡變革、懶于創新時,管理者大多從變革內容或方式上尋找問題,而未考慮到真正引起組織惰性的原因可能是組織現有產品、服務已經無法滿足顧客價值需求.組織內陳舊的知識、固化的思維模式和行為方式已經成為影響企業可持續發展的阻礙.因此,當組織外部環境發生變動或組織開展創新時,企業應該及時審視已有的技術知識、工作流程,對自身的陳舊知識進行揚棄、整合,提高組織自身的知識資源稟賦.在知識經濟時代,領先的技術、科技信息是企業獲得競爭優勢的核心資源,因此合理有效地開展忘卻,及時更新知識對于企業發展是非常重要的.(2)要審慎選擇開展組織忘卻克服組織惰性的時機.眾多企業的實踐表明,創新導向驅動組織不斷開展新業務,嘗試新技術,這些活動在穩定的環境中開展會起到較好的效果;當市場環境發生變化時,組織應該審視企業管理模式、業務流程等,根據市場需求進行戰略調整,著手改革.

4.3 局限和展望

本文主要存在以下幾方面局限性.(1)研究樣本采用便利抽樣獲得,未完全使用隨機樣本.(2)本文從組織學習的角度探討了忘卻對組織惰性的弱化作用,雖然得到一些有意義的結論,但兩者之間關系復雜,除環境因素和創新因素以外可能還存在著其他的邊界條件變量,未來研究可考慮從領導力、管理模式角度出發探索其他調節變量的作用.(3)本文在組織層面驗證了組織忘卻對組織惰性的影響,但無論是學習模式還是惰性行為均源于個體行為,未來研究可從個體層面出發,探討個體忘卻對惰性行為的影響.同時本文并未探討組織惰性的效果機制,例如組織惰性對組織效率、創新能力的影響,未來研究可將組織惰性的效果變量納入模型進行探討.