当今世界处于激烈变革时期,规模小、实力弱、资产轻、投入大的中小科技企业在经营管理中面临着重重困难,更加依赖既有绩效优势、制度支持和核心员工[1-2]。中小科技企业如何通过制度支持获得持续绩效优势成为理论探讨的重要议题。战略人力资源管理是企业制度在战略层面的具体体现,是企业竞争优势的重要源泉[3],表达着企业对重要战略活动的价值导向与制度实践[4]。与传统人力资源管理不同,战略导向的人力资源管理是实践价值导向与战略柔性的资源要素集合,不仅注重人力资源与内部业务的一致性,更加强调人力资源与外部环境的契合性[2]。基于资源基础观,战略人力资源管理是组织重要的战略资源和战略资产[3],其在疫情等复杂环境下更易取得资源优势,而资源异质性决定着绩效的差异性,进而形成绩效均势。为此,本文首要目的在于从战略人力资源管理角度解析中小科技企业如何获得绩效均势。
从战略人力资源管理到组织绩效,中间还存在着系列复杂机制,这些机制恰好是理解和解构战略人力资源管理对绩效影响的关键所在。基于社会交换理论的互惠规范原则,战略人力资源管理本质在于从价值取向方面注重组织制度支持与工作环境规范[5],当员工认为组织制度能够保障其在职业发展等方面的工作自主性和绩效评价等方面的程序公平性时,其更愿意表现出强情感支持和信赖组织的态度[6],并通过增加情感资源投入提升整体绩效,以此回报组织[7]。因此,情感承诺作为一种描述员工对组织情感依赖、价值目标认同的态度[8],成为研究探讨战略人力资源管理对绩效影响的关注焦点。
进一步看,不确定环境是中小科技企业能否持续将制度落实至绩效的重要权变因素[9]。虽然以往研究也曾探讨不确定环境对战略人力资源管理的影响[10],但往往在复杂的外部环境下构建单维环境因素,而忽略环境不确定性的多元性。近年来,众多研究开始强调,在管理实践中,环境不确定并不具有单一属性,而是表现出以环境动态性和环境竞争性为典型特质的双元环境[11-12]。同时,在不同外部环境组合下,组织资源转化进程与员工情绪集成有所差异,如孙锐和李树文[13]研究发现,在初创科技企业中,高动态—低竞争环境更能激发员工情感一致与绩效提升。基于此,本文尝试将环境不确定性中的环境动态性和环境竞争性作为战略人力资源管理通过情感承诺影响绩效的情境条件,以进一步明晰战略人力资源管理如何以及何时更能带来高绩效。
战略人力资源管理是一种基于人力资源管理实践层面的组织战略与组织制度,与传统人事管理或一般人力资源实践相比,其更强调人力资源管理对组织管理实践的价值取向与实践引导[4]。Lepak等[15]认为,人力资源实践在战略层面实施的直接结果就是基于承诺与契约的组织认同,而系列实践要素组合无疑会为员工工作提供制度与资源支持。因此,战略人力资源管理对情感承诺的影响逻辑主要根植于制度支持和资源支持两方面。一方面,从制度支持看,基于社会交换理论的互惠规范原则,战略人力资源管理旨在从战略层面重视组织绩效评估、内部晋升、职业发展等制度实践[4],这为员工工作自主以及营造公平环境提供了基础条件,并强化员工的组织假设与组织判断,激发员工对组织的情感依赖与情感认同,进而以情感承诺作为对组织制度支持的回报[16]。众多研究表明,组织人力资源管理实践能够显著强化员工对组织支持的感知,进而与组织建立情感联系,产生高水平情感承诺[6,14]。另一方面,从资源支持看,基于资源基础理论,组织发展的实质是组织内部多重资源要素间组合、生成与发生作用的过程[13],而战略人力资源管理中包含的动机型、能力型和机会型战略资源能够通过相互协同或组合为员工提供资源支持[17],以补给员工在工作中的情感投入与资源损耗[18]。战略管理最新研究成果也表明,战略人力资源管理作为组织中重要的战略资源,能够通过组织支持等途径实现资源赋予[19],进而增加员工情感资源溢出。基于此,本文提出如下假设:
H1:战略人力资源管理对情感承诺具有正向影响。
已有研究表明,战略人力资源管理能够显著提升组织绩效[20],也有部分研究显示,情感承诺能够带来高绩效[1]。为此,结合H1,本文期望情感承诺在战略人力资源管理与组织绩效间起中介作用。具体而言,一方面,社会交换理论将员工的积极性和主动性归结为对组织的回报或责任感[6],当组织为员工提供公平的绩效评价程序、合理的职业发展规划、有效的培训体系时,员工能够感知到组织的制度支持,并产生更强的情感依赖与情感承诺[14]。为回报组织,员工更倾向于将这种情感联结投入到组织目标的认同认知,并推动实施跨部门合作与联合行动[20],进而提升整体绩效。另一方面,资源基础理论强调,组织绩效的取得源于资源异质性[13],而战略人力资源管理作为一种具有价值性和稀缺性的组织战略资源[10],能够通过员工的情感认同获得资源集聚,进而强化组织在绩效提升方面的资源配置。因此,本文提出如下假设:
H2:战略人力资源管理以情感承诺为中介对组织绩效产生影响。
既有研究指出,双元环境是在不同外部环境要素间进行张力协调与矛盾平衡的一种环境特征[13],其典型表现是以产品迭代升级、服务质量为代表的动态性和以竞争领域同质性程度为代表的竞争性[10]。作为组织环境的两面,动态与竞争并不能在组织内自然趋于协同,而不协同则是一种常态。当处于双元程度高的外部环境中时,组织会面临更大资源威胁,促使组织调用周边一切资源,以增加战略确定性、计划精确性和多元技能探索性[4],强化战略性冲突管理能力、战略整合力与员工组织判断力,尤其强调组织惯例助推下的个体认知能力重构,以及组织冗余支撑下的战略资源转化[21],进而实现绩效均势。已有研究发现,战略人力资源管理构件间的最佳组合实现需要借助员工特定或适当的态度和行为,如明示员工何种态度或行为是“该受到回报的”、“应该的”或“重要的”[22],进而借助与战略人力资源相匹配的特定员工技能或行为提升绩效[2]。更进一步,林亚清和赵曙明(2013)指出,在高度不确定性环境中,组织的战略资源灵活配置会面临察觉、评估和行动障碍,而3种障碍的本质在于决策者和资源应用者认知能力与信息甄别能力的构建缺失。因此,组织战略资源能否转化以及多大程度上转化为组织绩效均势,仍需借助员工的认同认知与环境确定程度。反之,在不确定程度低的环境中,外部环境对组织资源的需求更趋于单一化和静态化,组织和个体更倾向于保存自身资源,降低组织与个体的认同认知资源投入,进而减缓组织绩效提升。因此,本文提出如下假设:
H3:环境动态性与环境竞争性联合调节战略人力资源管理与组织绩效间以情感承诺为中介的间接关系。
综上所述,本文提出如图1所示的理论模型。
图1 研究理论模型
本次调研对象为参加科技部科技企业管理人才培训会议的研发部门经理和高层管理者,会议前,研究人员代表主办方详细了解各企业基本信息,并由参会人员核对其所在企业基本信息。对未到场或迟到的管理者,研究人员通过邮件或快递方式进行联系。企业信息收回后,研究人员根据组织规模筛选中小企业。研究采用两个标准定义中小科技企业:①样本须为科技企业,借鉴孙锐和李树文[23]的研究,参考科技部《高技术产业统计分类目录》中对科技企业的定义,选择规模在25人以上的软件研发、电子通讯等产业领域企业,该类科技企业具有相对健全的组织体系;②样本须为中小企业,参考赵曙明和孙秀丽[2]的研究,选择规模在500人以下的企业作为样本企业。同时,为了保证数据可靠性,降低社会称许性偏差,研究人员要求每个企业至少有3名中高层管理者独立填写问卷。研究人员对同一家企业的多份问卷进行一致性分析,对同一家企业高度一致的多份问卷,按照时间顺序优先采用第一时间收到的问卷;对于不一致的多份问卷,研究人员结合企业实际情况,筛选问卷或直接剔除样本企业。问卷分两次回收,共回收509份,第一次回收有效问卷267份,有效回收率为58.6%,第二次回收有效问卷242份,有效回收率为53.2%。最终的分析样本中,企业成立年限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%;初创期占27.898%、发展期占59.921%、成熟期占9.627%、衰退期占2.554%;电子通讯行业企业占28.094%、软件服务占19.843%、生物医药占17.485%、机械制造占16.699%、化工食品占9.627%,其它占8.252%;企业规模25~50人占19.843%、50~200人占41.257%、200~500人占38.900%;企业所有制性质为国有企业占31.631%、民营企业占36.935%、三资企业占比31.434%。
战略人力资源管理(SHRM)测量基于Lepak & Snell[15]的测量条目,并经过与3位科技企业高层管理者协商后,形成23题项量表,其测量范围包含申述程序、内部晋升、合理授权等8个维度;情感承诺(AC)测量采用Porter[24]开发的3题项量表;环境动态性(ED)和环境竞争性(EC)测量采用Jansen[11]开发的环境特性量表,各有3个条目;组织绩效(OP)测量采用Daniel等[25]修订的组织绩效量表,共4个条目。借鉴以往相关研究,本文将企业行业、性质、规模、发展时期等作为控制变量。
本研究对各变量及测量指标的信度(Cronbach's α系数均大于0.7)、因子载荷(均大于0.5)、组合信度(CR值均大于0.8)、平均萃取方差(均大于0.5)等指标进行检验,结果如表1所示。显示研究变量的信度与收敛效度良好。同时,AVE平方根大于其对应相关系数,说明研究变量的区分效度良好。
表1 变量信效度检验结果
变量测量指标因子载荷CR值AVE变量测量指标因子载荷CR值AVESHRM(α=0.894)HZ0.6600.9060.532AC(α=0.770)AC10.6990.8660.686HG0.801AC20.895HJ0.757AC30.876HB0.526OP(α=0.775)OP10.7660.8570.600HN0.736OP20.767HS0.708OP30.806HR0.793OP40.757HE0.793ED(α=0.780)D10.8300.8770.704EC(α=0.808)E10.8780.8890.728D20.770E20.773D30.911E30.902
表2给出了各变量均值、标准差及相关系数。其中,战略人力资源管理(SHRM)、情感承诺(AC)与组织绩效(OP)显著正相关(r=0.535, p<0.01; r=0.482, p<0.01),战略人力资源管理(SHRM)与情感承诺(AC)显著正相关(r=0.590, p<0.01),这为研究假设提供了初步支持。
本文运用层次回归方法检验主效应、中介效应和调节效应,如表3所示。结果显示,与M1相比,M2中战略人力资源管理(SHRM)对情感承诺(AC)具有显著正向影响(β=0.521, p<0.01),额外解释23%的情感承诺(AC)变异;与M5相比,M6中战略人力资源管理(SHRM)对组织绩效(OP)具有显著正向影响(β=0.516, p<0.01),额外解释22.6%的组织绩效(OP)变异,H1得到验证。与M6相比,M7中情感承诺(AC)对组织绩效(OP)具有显著正向影响(β=0.213, p<0.01),但战略人力资源管理(SHRM)对组织绩效(OP)的影响系数由0.516降为0.405,仍然显著,表明情感承诺在战略人力资源管理与组织绩效间起部分中介作用,H2得到验证。与M3相比,M4中SHRM*ED*EC对情感承诺(AC)的影响显著,为进一步检验有调节的中介效应奠定了基础;与M8相比,M9中加入情感承诺(AC)后,SHRM*ED*EC对组织绩效(OP)的影响显著(β=0.072, p<0.1),表明环境动态性(ED)与环境竞争性(EC)在情感承诺(AC)第一阶段的中介效应中起联合调节作用,H3得到验证。
表2 变量描述性统计与相关系数(N=509)
变量均值标准差123451.SHRM3.4350.445(0.729)2.AC3.3050.6680.590***(0.828)3.ED3.4730.6780.1270.267(0.839)4.EC3.4460.610-0.0300.0050.440***(0.853)5.OP3.4590.5460.5350.4820.103**-0.124(0.775)
注:控制变量并未列出;** P<0.05, P<0.01; 对角线括号中为AVE平方根
表3 层级回归分析结果
变量ACM1M2M3M4OPM5M6M7M8M9控制变量组织年限-0.437***-0.293***-0.262***-0.146**-0.157**-0.0140.048-0.035-0.003发展时期0.0440.0410.090**0.019-0.155***-0.158***-0.167***-0.109**-0.113**组织规模0.159**0.154***0.183***0.158***0.131***0.126***0.093***0.089**0.056组织性质-0.150***-0.012-0.017-0.126**-0.0890.0470.0500.0790.106*所属行业0.286***0.119**0.0760.0360.069-0.097*-0.123**-0.109**-0.116**自变量SHRM0.521***0.519***0.601***0.516***0.405***0.515***0.388***调节变量ED0.227***0.169***0.184***0.148***EC0.0020.022-0.145***-0.149***ED*EC-0.065*-0.046-0.231***-0.221***交互项SHRM*ED*EC-0.236***0.0220.072*中介变量AC0.213***0.212***R20.178***0.408***0.448***0.484***0.118***0.344***0.371***0.400***0.424***△R2—0.230***0.040***0.036***—0.226***0.027***0.056***0.024***F21.729***57.608***45.013***46.796***13.524***43.926***42.250***33.250***33.201***VIFmax3.8383.9284.2014.5703.8383.9284.0724.5704.611
注:*P<0.1,**P<0.05,*** P<0.01
各调节效应回归方程如下:
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)
为避免统计学第二类错误,借鉴既有研究[26],并根据表3回归结果进行有调节的中介效应检验。结果显示:SHRM(a6)(M4:β=0.601, p<0.01),SHRM*ED*EC(a10)(M4:β=-0.236, p<0.01)。战略人力资源管理(SHRM)的回归系数(c7)显著(M9:β=0.388, p<0.01),情感承诺(AC)的回归系数(b1)显著(M9:β=0.212, p<0.01)。因此,a6=0.601,a10=-0.236,c7=0.388,b1=0.212。根据中介效应计算公式,可以计算出ED*EC的调节系数: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为中介效应,U1、U2分别为环境动态性(ED)、环境竞争性(EC)第一阶段的调节效应,U系数0.05表明ED*EC对中介效应具有微弱的调节效应。
进一步运用Bootstrapping法及Sobel test检验中介与调节效应的稳健性,如表4所示。结果显示,情感承诺(AC)的Sobel检验Z值为8.317,p<0.01,战略人力资源管理(SHRM)通过情感承诺(AC)影响组织绩效(OP)的直接效应为0.497,CI为[0.388,0.607],不包含0;间接效应为0.137,CI为[0.072,0.216],不包含0。表明情感承诺(AC)在战略人力资源管理(SHRM)与组织绩效(OP)间起部分中介作用。
表4 情感承诺中介效应稳健性检验结果
因变量中介变量Sobel检验Z值效应类别效应大小标准误95%置信区间下限上限OPAC8.317间接效应0.1370.0370.0720.216直接效应0.4970.0560.3880.607
本文运用Bootstrapping法检验环境动态性(ED)与环境竞争性(EC)在不同匹配情境下的调节效应,如表5所示。结果显示,ED、EC均处于低水平时,SHRM、ED、EC三维交互效应为0.142,95%CI为[0.077,0.225],不包含零;ED处于低水平、EC处于高水平时,间接效应为0.208,95%CI为[0.112,0.324],不包含零;ED处于高水平、EC处于低水平时,间接效应为0.049,95%CI为[-0.002,0.135],包含零;ED、EC均处于高水平时,间接效应为0.115,95%CI为[0.057,0.198]。表明环境动态性(ED)、环境竞争性(EC)在高—低匹配情境下不具显著调节效应,这与上文结论即层次回归检验的微弱调节效应具有内在一致性。
表5 三维交互调节效应Bootstrapping检验结果
结果变量调节效应调节变量(ED,EC)效应标准误95%置信区间下限上限OP(低,低)0.1420.0380.0770.225(低,高)0.2080.0540.1120.324(高,低)0.0490.033-0.0020.135(高,高)0.1150.0350.0570.198
根据上述结果,绘制不同动态与竞争组合下战略人力资源管理对组织绩效作用的示意图(见图2)。
为验证上述实证模型在绩效提升路径中的效能,本研究遵循易明等(2018)的建议,选取战略人力资源管理、情感承诺、环境动态性、环境竞争性和组织规模5个变量为组织绩效的前因条件。首先,对战略人力资源管理、情感承诺、环境动态性、环境竞争性4个连续性变量取平均值,运用Calibrate(x, n1, n2, n3)函数转化为0~1的隶属度值;对于组织规模,将25~50人校准为0,50~200人校准为0.5,200~500人校准为1。其次,对校准数据进行一致性和覆盖度分析,结果如表6所示,所有前因变量的充分性与必要性条件均低于0.9,说明以上条件变量均不是结果变量的充要条件,只有变量间组合才能导致结果变量发生。
图2 环境动态性与环境竞争性的联合调节作用
本研究采用QCA3.0软件进行分析,在真值表中设置可接受个案数为1,选择连续性大于0.8的编码,通过QCA分析形成复杂解、精简解和中间解。将同时出现在精简解和中间解中的原因条件划分为核心条件,将仅出现在中间解中的原因条件划分为边缘条件,进而形成组织绩效的5种触发模式,如表7所示。其中,S1的前因构型为SHRM*ED*AC*~Q5,提升绩效的核心条件为高战略人力资源管理和高环境动态性,边缘条件为高情感承诺和低组织规模;S2的前因构型为SHRM*AC*ED*EC,提升绩效的核心条件为高战略人力资源管理和高情感承诺,边缘条件为高环境动态性和高环境竞争性;S3的前因构型为SHRM*~EC*~Q5,提升绩效的核心条件为高战略人力资源管理和低环境竞争性,边缘条件为低组织规模;S4包含两个子模式S4a和S4b,其前因构型分别为SHRM*Q5*ED*EC和SHRM*Q5*AC*EC,提升绩效的核心条件为高战略人力资源管理和高组织规模,相同边缘条件为高环境竞争性;S5的前因构型为~SHRM*EC*~Q5*~ED*~AC,提升绩效核心条件为低战略人力资源管理、高环境竞争性和低组织规模,边缘条件为低环境动态性和低情感承诺。
表6 条件变量必要性分析结果
变量名一致性(consistency)覆盖度(coverage)组织规模0.564 170.696 36~组织规模0.318 510.208 73战略人力资源管理0.8770.860 89~战略人力资源管理0.607 40.640 62环境动态性0.724 590.730 45~环境动态性0.259 250.253 62环境竞争性0.617 640.728 7~环境竞争性0.362 960.255 2情感承诺0.612 290.829 71~情感承诺0.651 850.377 68
注:~表示集合运算非
表7 组织绩效前因条件构型
构型(configuration)组织绩效S1S2S3S4aS4bS5组织规模(Q5)SHRMED··EC···AC··Raw Coverage0.163 1020.106 9520.088 2350.058 8240.042 7810.002 674Solution Coverage0.272 727
注:模式编号按照原始覆盖度(Raw Coverage)排序;表示核心因素,·表示辅助因素,⊗表示核心因素不存在,表示辅助因素不存在,“空白”表示因素可存在、可不存在
本研究基于资源基础理论与社会交换理论,以两时点收集的509家中小科技企业数据为样本,运用Bootstrapping法、层次回归等定量分析以及模糊集定性比较分析方法,探讨了战略人力资源管理对组织绩效影响机制,综合得出如下结论:
(1)情感承诺在战略人力资源管理与组织绩效间起部分中介作用。以往研究广泛从组织能力、战略柔性等视角探讨战略人力资源管理对绩效的影响机制,但组织是一个情绪聚合体[20],其制度实施及绩效取得离不开员工的情感投入。基于社会交换理论,组织的绩效评价、薪酬激励等人力资源实践能够给员工制度支持与资源支持,作为回报,员工会增加情感承诺,并努力获取绩效[20]。该结论不仅从情感视角解析了战略人力资源管理与绩效的关系,而且为未来实体化研究提供了新思路。
(2)环境动态性与环境竞争性联合正向调节情感承诺第一阶段的中介效应。虽然以往研究也曾探讨外部环境对战略人力资源管理的影响,但却聚焦于单一外部环境,忽略了外部环境的多元性。为此,部分学者呼吁关注双元环境,即兼顾环境动态与环境竞争的外部环境双重属性[1,4]。本文将外部环境双元性同时纳入边界框架,揭示出环境动态与环境竞争的不同情境组合对战略人力资源管理与组织绩效的调节效应具有差异性。其中,低动态—高竞争最能促进战略人力资源转化,低动态—低竞争次之,高动态—低竞争对组织战略人力资源转化的调节效应微乎其微。一方面,该结论契合了赵曙明等[2]、林亚清等(2013)的研究结论,我国正处于经济体制转型和中小企业发展的关键期,外部环境变量已经成为组织研究不可忽视的变量;另一方面,该结论响应了孙锐等[13]的建议,在不同外部情境组合中检验组织资源转化进程,以细化组织资源转化的情境机制。这为以本土情境为典型特征的组织行为3.0时代管理学研究提供了重要借鉴。
(3)中小科技企业绩效提升路径有5种模式,其中模式S4包含两种子模式。虽然以往研究已经证实战略人力资源管理能够显著提升绩效[27],但其何时以及如何提升绩效却尚未获得深度解析。本研究采用fsQCA方法揭示了战略人力资源管理、双元环境和组织规模对组织绩效的匹配影响。模式S1为SHRM*ED*AC*~Q5,从该触发模式看,若200人以下规模的中小企业在高动态环境中注重绩效评估、内部晋升、有效报偿等战略人力资源管理活动[4],且在员工强情感承诺条件下[28],将获得更高绩效。模式S2为SHRM*AC*ED*EC,该模式很好地契合了研究中的实证模型,即在高动态与高竞争环境下,企业开展战略人力资源管理活动,强化员工情感承诺,更能提升企业绩效。模式S3为SHRM*~EC*~Q5,从该触发模式看,200人以下规模的中小企业在低竞争性环境中开展战略人力资源管理活动,更能提升绩效。中小企业具有资源存量不高、应用路径模糊等特征[2],在低竞争环境中开展资源配置活动更能发挥资源的边际效益。该构型更适用处于“蓝海”行业的中小企业资源配置。模式S4为SHRM*Q5*ED*EC和SHRM*Q5*AC*EC,第一种子模式显示,200~500人规模的中小企业战略人力资源管理对绩效的影响情境不仅体现为材料供应、技术变化等单一外部环境,更要考虑以竞争对手数量和同质性程度为典型的竞争性外部环境,且高竞争、高动态环境更能调谐组织资源转化进程,进而获得绩效;第二种子模式显示,高竞争环境下,仅从战略人力资源管理而言,并不能界定其对200~500人规模中小企业绩效的影响。竞争性环境虽然能为组织资源转化带来资源刺激,但资源个体的情感依附影响其对组织资源配置的认同认知,进而影响员工对组织的资源投入。模式S5为~SHRM*EC*~Q5*~ED*~AC,该触发模式与模式S1、S2表现出差异性。根据资源保存理论与社会交换理论,当200人规模以下的中小企业降低绩效评估、有效报偿等人力资源配置时,资源个体更可能趋于保存自身资源,甚至以离职倾向作为组织资源“吝啬”的回报。因此,该模式代表的中小企业绩效水平较低。
本文理论贡献主要体现在3个方面:首先,以往研究广泛从组织能力、战略柔性等视角探讨战略人力资源管理与绩效的关系,而忽视了员工情感的影响。但组织本身是一个情绪资源聚合体[20],组织的制度支持与资源支持直接决定着员工是否进行情感投入,进而影响绩效。为此,本文从员工情感承诺视角解析战略人力资源管理对绩效的影响,不仅丰富了战略人力资源管理与绩效关系的研究视角,而且为未来实体化研究提供了新思路。其次,本文将外部环境的双元属性纳入研究模型,突破了以往研究强调不确定环境单一属性的局限,并从双元环境组合视角揭示了战略人力资源管理通过情感承诺影响绩效的边界条件。这不仅回答了情感承诺何时具有更强的中介效应,而且延伸了本文中介模型的适用边界,为未来不确定环境下探讨管理问题提供了新思路。最后,本研究将实证研究与定性比较分析(QCA)结合,以QCA方法考察了组织绩效的多重等效路径,并验证了本文实证模型,获得更加稳健的结论。这不仅从构型观上揭示了中小科技企业绩效提升的多重路径,为未来研究提供了具体思路,而且更深度拓展了实证结论的适用性,为中小科技企业绩效提升提供了有益借鉴。
本研究对处于经济转型期和重大战略调整期的中小科技企业具有重要实践意义。首先,中小科技企业要从聚焦人向聚焦价值创造与价值评价转变,从专注于组织内部向专注于资源整合转变,人力资源价值管理应当在组织内部形成一致化、共同化。其次,组织要重视战略人力资源管理实践对员工管理的重要性,注重绩效评估、内部晋升、有效报偿等战略价值服务,擅于通过开展战略人力资源管理实践活动强化员工的组织假设和组织判断,进而增加员工的工作资源投入。再次,中小企业可以适度保持低动态—高竞争环境,扩散外部市场价格信息,抑制材料供应、技术变化等信息,通过控制环境信息要素,调谐组织资源转化方向与进程。最后,针对不同组织类型,采取差异化环境信息管理,200~500人规模的中小企业要注重原料供应、技术变化和价格变动等信息变化,而200人规模以下的中小企业则要增加技术变化等信息扩散,减少价格信息扩散。
虽然本文运用实证与fsQCA双重方法考量战略人力资源管理对组织绩效的影响机制,但不可避免地存在一些不足。首先,触发组织绩效的构型是多样化的,而本文实证研究仅与两种模式契合。因此,后续研究可从更全面视角揭示组织绩效提升路径。其次,虽然本文采用两时点数据,且采用Harman单因素检验发现,共同方法偏差的影响在可控范围内,但各变量测量源于同一主体,难以消除同源方差。因此,后续研究仍然要通过控制变量来源降低方差影响。
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