组织变革感知、心理契约违背与知识创造绩效的关系

刘思亚

(西南大学经济管理学院，重庆 400715)

1 问题提出与研究假设

1.1 组织变革感知

组织变革感知是指对于组织变革时，组织成员对于变革时的认知，此时组织成员接受与否将对于整个变革活动成效产生极大的影响，员工的感知反应是正面或负面的，皆会影响整个变革活动的进行;因此组织变革时，应了解组织成员对于组织变革的感知及接受程度，以缩小组织成员心理契约缺口，保障变革活动的有效进行。Lau 和Woodman 认为当组织推行组织变革活动时，组织成员对变革会产生某种预期，并且需要组织就变革做出某些解释［1］。因为如果组织成员处在信息劣势地位时，在变革活动中，员工会接受矛盾的信息，一方面被要求努力改革，另一方面却又被告知工作职位无法得到保障，使个人最基础的安全需求层次受到冲击，员工与组织间的心理契约缺口就会扩大，导致其对组织失去信心。由此提出假设H1:组织变革感知程度越强烈，组织成员心理契约违背的可能性越大。组织变革是指在遭遇外界环境冲击时，组织为配合内在环境的需要而对企业流程运作重新检视和调整，以维持自身的均衡，适应外部环境的变迁。然而就在组织变革环境之下，员工心理层面必然会产生不确定感，包括变革后员工既有地位的丧失、工作不保、角色冲突与角色负荷，以及可用资源减少等。Wester和Richter 将组织变革所带来的员工不确定感视为员工的重要压力源。而这种高水平压力会导致员工对惯性解决方案的依赖［2］。由此可见，由组织变革导致的不确定感会给员工带来巨大的压力，而这种压力会迫使员工倾向于选择稳妥和保守的问题解决方式，尽量避免犯错或失误。因此，在组织变革活动中，组织成员可能更倾向于排斥具有风险性的知识创造性活动，而倾向于接受过去的惯例。这种倾向必然会降低员工的知识创造绩效。由此提出假设H2:组织变革感知程度越强烈，员工的知识创造绩效可能更低。

1.2 心理契约违背

心理契约反映出员工与组织间在特定资源上对彼此的期望，并且它是决定工作场所中员工态度与行为的主要因素。Robinson 和Brown 认为当员工相信组织无法履行相关义务时，员工就会出现心理契约违背。经济结构转型期间，由于经济环境的激烈动荡，许多企业减少成本，重整组织，以致企业无法完全实现其对员工的承诺，因此员工出现了心理契约违背的现象［3］。由于心理契约是员工信任组织的基础，违背会造成员工信任、忠诚度与组织承诺的降低，工作情绪的低下，以致其无法充分发挥创新思维，这样会抑制他们知识创造绩效的提升。由此，提出假设H3:心理契约违背在组织变革感知与员工创新绩效间具有中介效果。

1.3 知识创造绩效

知识创造主要来自于个人经验与直觉的内隐知识，无法完全凭借文字语言传递，Janszen 认为创新也具有螺旋成长的相同特性［4］。Gray 认为知识创造绩效是指员工作为组织成员，完成组织所期望、规定或正式化角色的需要时，所表现出来的行为［5］。而这种行为往往要受到组织成员工作情绪的影响，当组织成员出现心理契约违背时，员工的知识创造绩效往往会被心理契约违背所阻滞。提出假设H4:员工心理契约违背的可能性越大，则知识创造绩效可能越差。

1.4 组织沟通的调节效应

组织变革失败最大的问题就是缺少组织沟通，研究显示，许多企业的管理者缺乏与组织成员之间就组织变革进程的沟通，甚至高层管理者在实施组织变革后，没有向中层管理者提供培训的机会。Davy 等的研究表明，组织沟通确定了组织成员对组织变革的预期，从而减少了员工的不确定感，缩小了组织成员与组织之间的心理契约缺口［6］。然而，从社会交换理论的角度来看，及时地让组织成员了解组织变革的详细实施过程以及在实施组织变革后，企业管理层向员工提供培训的机会，以促使他们适应组织变革，以上这些措施都是非常必要的，因为只有实施这些措施，组织成员才能继续建立和维持对新组织的承诺。由此提出假设H5a:组织沟通对组织变革感知与心理契约违背之间的关系具有调节效果;H5b:组织沟通对组织变革感知与知识创造绩效之间的关系具有调节效果。

1.5 员工参与的调节效应

员工参与是指在组织变革实施的过程中，广泛地征求和接纳员工的意见，让员工参与决策，分担责任，贡献能力。Walton 强调，当组织赋予员工更多的权利和责任时，员工表现出最佳的反应，当员工不必受到管理层的严格控制时，员工往往会激励自己为企业做出更大的贡献［7］。因此员工参与不仅可以提高员工的责任感，而且还可以增加员工的工作满意感、组织承诺以及创新绩效。因此，员工参与可以减少组织变革的阻力，减少员工组织变革感知给员工带来的不确定感，从而缩小员工与组织之间的心理契约缺口。由此提出假设H6a:员工参与对组织变革感知与心理契约违背之间的关系具有调节效果;H6b:员工参与对组织变革感知与知识创造绩效之间的关系具有调节效果。

1.6 员工培训的调节效应

员工培训对组织变革的成效具有较大的贡献，针对技术变革而进行的员工培训可以帮助组织成员获得技术变革后必需的技能，从而胜任新的工作和创造新的价值。员工培训还能增加员工应对挑战和组织变革时的自信心，让员工适应新的环境，完成新的任务。因此本研究认为组织变革过程中的适当培训可以帮助员工降低组织变革感知带来的不安全。由此提出假设H7a:员工培训对组织变革感知与心理契约违背之间的关系具有调节效果;H7b:员工培训对组织变革感知与知识创造绩效之间的关系具有调节效果。

2 研究设计

2.1 样本与数据搜集

金融危机过程中，金融中介受到金融危机的影响甚大，因此其组织变革活动也较为频繁，本研究选择金融机构组织成员进行调查，以了解金融机构组织成员组织变革感知是否会受到组织干预的调节，从而影响心理契约违背，以及组织变革感知是否能够通过心理契约违背来间接影响知识创造绩效。

本研究共寄出1978 份问卷，经过三次催信函及密集的电话联系及人员的接触，总共回收519份，经过筛选剔除无效样本25 份，有效样本494份，整体之有效问卷回收率为24.97%。

2.2 变量测量

本研究所有的观测变量以相关文献为基础，并参与多位专家学者的宝贵意见，进行局部的内容及用字遣词的调整与修正，以期能够符合实际的情景与理论基础。所有潜在变量都是利用多个观测变量来衡量。每一个观测变量，回答者依据对题目所描述内容的认同程度来回答，我们采用五点李克特量尺来代表认同的程度。尺度1 表示强烈不同意，尺度3 表示普通，尺度5 表示强烈同意。每一个潜在变量及其观测变量简述如下:

组织变革感知的衡量:组织变革感知的量表主要参考McCann 的研究，发展出10 个题项，且将组织变革区分为组织结构变革感知量表、组织作业变革感知量表和组织技术变革感知量表等三个层面［8］。

心理契约违背的衡量:心理契约违背的量表主要采纳和修改Turnley 和Feldman 的相关量表，发展出8 个题项［9］。

知识创造绩效的衡量:员工创新绩效主要是参考Zhou 和George 研究知识创造绩效的观点及相关量表，发展出8 个题项［10］。

调节变量的衡量:其中组织沟通的衡量主要参考Davy 等的相关量表，发展出4 个题项［6］;员工参与量表主要参考Hellgren 和Sverke 的相关量表修改而成，并发展出4 个题项［11］;3 个题项用于衡量员工培训的量表主要参考Brownell 和Mclnness的相关量表修改而成［12］。

3 实证分析

3.1 信度和效度分析

通过对组织变革感知、心理契约违背、知识创造绩效以及调节变量等量表进行因素分析时发现，所有量表的取样适切性量数KMO 均在0.7 以上，表示相关情形适中、因素分析适合性适中。此外，球形检定也达到显著水准，表示相关系数足以作为因素分析抽取因素之用。本文研究结果显示所有维度对因子的载荷都明显大于0.5 而对其他因子的载荷小于0.4，这表明量表的结构效度是可以接受的。由于所有量表的AVE 值都要大于临界值0.5，因此本研究具有良好的聚合效度。此外，我们使用组合信度和Cronbach'alpha 来评价每一个量表的结果信度，结果显示，所有量表的组合信度和Cronbach'alpha 都要远远高于其临界值0.7，这表明本研究数据具有良好的会聚有效性(限于篇幅，本文没有列出)。

我们还计算了每个因子AVE 的均方根以及因子间的相关系数，结果显示，由于每个因子的AVE 的平方根要远远大于这个因子与其他因子之间的相关系数，因此本研究具有良好的区分效度(限于篇幅，本文没有列出)。

3.2 结构方程模型与假设检验

本研究利用极大似然估计程序来检验组织变革感知、心理契约违背和知识创造绩效之间的假设关系。图1 的结果显示结构模型能够很好地拟合数据，拟合优度指标中RMSEA、GFI、AGFI 都能满足判断准则［13］。图1 的结果也显示了路径系数及显著性。有关假设检验，估计的结构模型支持所有的假设关系，其中组织结构变革感知对知识创造绩效具有显著的负向作用(γ=-0.245，t=-4.932)，而它对心理契约违背具有显著的正向作用(γ=0.831，t=8.927)，此外，心理契约违背对知识创造绩效具有显著的负向作用 (γ=0.831，t=8.927)。因此，关系假设H1、H2 和H4 都得到了实证支持。

图1 研究模型的路径图

对于中介效应分析，本研究使用Sobel 和Shrou 的方法对间接效应进行估计［14］。以往研究者提供了估计自变量通过中介变量影响因变量而所产生间接效应的一种近似估计方法。式(1)表示的就是中介效应的检验公式:

其中，从组织变革感知到心理契约违背之间的路径系数表示为a，它的标准差表示为se (a);从心理契约违背到知识创造绩效的路径系数表示为b，它的标准差表示为se (b);而se (ab)表示的是中介变量的标准差。如果| z | ＞2，那么它表示间接效应是显著的。接下来就是利用0.95 的置信度计算出间接效应的区间范围，如果计算出来的间接效应区间范围内没有包含零，那么间接效应就不为零，因此变量起着中介效应。置信区间的公式是 (ab-1.96 × se (ab)，ab+1.96 × se(ab))，本研究的结果显示| z |=3.545 ＞2，同时0∉(-0.453，-0.213)，因此组织变革感知可以通过心理契约违背的中介效应而影响知识创造绩效。为了进一步证实该结果，本研究首先将组织变革感知到心理契约违背的路径系数限定为零，然后重新估计结构方程模型，发现自由模型与限制模型的Δχ=6.438，△df=1，p＜00.05，表示两个模型之间存在显著差异，因此心理契约违背在组织变革感知与知识创造绩效之间具有显著的中介效果。因此关系假设H3 是成立的。

3.3 调节效应检验

首先，本研究用K-均值聚类分析进行分组［13］。所有样本根据受访者感知调节变量的强烈程度最终分成两组，并使用Q 检验、t 检验和命中率来验证分组的有效性。结果表明利用K-均值聚类法进行分组是有效的。下一步，我们将对具体路径系数进行检验。结果显示，感知组织沟通程度高群组中组织变革感知→心理契约违背和的路径系数值(γ=0.847，p＜00.01)并不显著低于感知组织沟通程度低群组的路径系数值(γ=0.853，p＜00.01)。而感知组织沟通程度高群组中组织变革感知→知识创造绩效的路径系数绝对值(γ=-0.137，p＜00.01)要低于感知组织沟通程度低群组的路径系数值(γ=-0.365，p＜00.01)。此结果表明感知组织沟通程度对组织变革感知→心理契约违背的关系调节效应并不明显，而对组织变革感知→知识创造绩效的路径系数具有负向调节效果，因此关系假设H5a 是不成立的，而H5b 是成立的;其次，感知员工参与程度高群组中组织变革感知→心理契约违背和的路径系数值(γ=0.593，p＜00.01)要低于感知员工参与程度低群组中组织变革感知→心理契约违背和的路径系数值(γ=0.933，p＜00.01)，而感知员工参与程度高群组中组织变革感知→知识创造绩效的路径系数绝对值(γ=-0.103，p＜00.05)要低于感知员工参与程度低群组的路径系数值 (γ=-0.377，p＜00.01)。此结果表明感知员工参与程度对组织变革感知→心理契约违背和组织变革感知→知识创造绩效的两条路径具有负向调节效果，因此关系假设H6a 和H6b 是成立的;最后，感知员工培训程度高群组中组织变革感知→心理契约违背和的路径系数值(γ=0.828，p＜00.01)要低于员工培训程度低群组中的组织变革感知→心理契约违背和的路径系数值(γ=0.926，p＜00.01)，而感知员工培训程度高群组中组织变革感知→知识创造绩效的路径系数绝对值(γ=-0.117，p＜00.01)要低于感知员工培训程度低群组的路径系数值(γ=-0.258，p＜00.01)。此结果表明感知员工培训程度对组织变革感知→心理契约违背和组织变革感知→知识创造绩效的两条路径具有负向调节效果，因此关系假设H7a 和H7b 是成立的。

4 结论

结构方程模型检验的结果基本上支持了研究假设，即组织变革感知程度对心理契约违背具有显著的正向作用，而对知识创造绩效具有显著的负向作用，心理契约违背对知识创造绩效具有显著的负向作用;通过Sobel 检验发现心理契约违背在组织变革感知与知识创造绩效之间具有中介效果，而巢式模型的验证进一步证实了此结果的稳健性;对于感知组织沟通程度和培训程度而言，它对组织变革感知与心理契约违背之间的关系调节效应并不显著，而它能够缓解组织变革感知对知识创造绩效的负面影响;对于感知员工参与程度和培训程度而言，它们皆能降低组织变革感知对心理契约违背的正向影响效应以及心理契约违背对知识创造绩效的负向影响。

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