企业价值观对工作投入的影响研究

杨 玥,张 强,江新会

(云南财经大学 商学院，昆明 650221)

一、引言

价值观具有很多功能，不但为企业的使命和发展战略提供思想指导，而且还为企业的日常管理提供依据。有些学者指出，通过指引企业决策，企业价值观能够帮助企业实现使命、战略目标和企业绩效[1]。企业运用价值观管理不仅为企业文化的持续创新提供了灵活框架，而且对鼓励全体员工创新发挥着关键作用。但是，价值观具有抽象的特点，需要对组织成员进行教育和培训，才能够将抽象的价值观转变为组织成员具体的行为规范[2]。并且由于价值观在企业文化中的核心地位，推行企业文化建设在我国企业管理实践中也越来越引起关注。

然而，正如研究组织文化和价值观领域最有代表性的学者Schein(2010)[1]和Schneider等(2013)[2]所指出的那样：“管理者所宣扬的组织的核心价值观并非总是反映了组织成员眼中的现实”。对管理层宣扬的和实践感受到的价值观之间的差异度，对于组织将会产生什么样的影响，却未见有针对性的研究[3～4]。特别是，鉴于这种差异度是超越于不同公司具体的价值观而存在着，应当具有普遍意义，因此值得专门研究[5]。

针对这一研究空白，本文尝试提出企业价值观贯彻程度概念，基于组织信任的重要性及其相关理论提出一个价值观贯彻度影响员工对管理高层的信任[6]，进而影响工作投入的2-1-1跨水平中介模型。首先，基于对组织中“宣扬”与“执行”区分的研究提出了研究价值观贯彻度的理论依据，分析其作为共享构念的基础，界定为一个组织水平的共享知觉结构。其次，根据一致性在组织信任中所起到的关键作用[6]预测了价值观贯彻对员工对管理高层信任的跨水平效应[7]。以能量理论为视角[8]，在组织信任与组织绩效关系相关研究文献的基础上[9]，深入辨析了对管理高层的信任对工作投入的多水平混合效应。再次，形成了企业价值观贯彻通过信任机制跨水平地影响员工工作投入的中介理论链条[10～11]。

实证上，基于已有相关文献调整了价值观贯彻的测量初始条目，通过初试样本检验了测量工具的一致性信度、结构效度、区分效度和聚合合适性指标。正式研究中，通过多家企业收集了嵌套数据，对多水平中介模型进行了检测，在控制了个体人口统计学变量和组织规模、所有制，以及个人-组织价值观匹配这一关键控制变量之后，通过分半样本的检验和全样本的补充验证，所提出的模型关系得到了很好的支持[12]。

首先，本文首次尝试将价值观贯彻现象概念化，通过揭示其对组织信任、工作投入的影响突显了其重要意义。贯彻问题经常在企业价值观的重要文献中被提及，也是管理现实中“明摆着”的现象和问题，但一直以来没有得以概念化并进行专门研究。本文的尝试为深入探究这一在理论和实践两方面都具有重要性的问题打开了第一道门。其次，本文的研究对企业价值观的实践性本质又增加了一个新视角[13～14]。再次，对组织信任研究来说，本文的研究增加了一个以往没有被关注的重要前因因素——企业价值观贯彻程度。最后，本文的研究补充了员工对宣扬与执行的差异的感知这一特定视角，说明差异认知对组织运行的重要影响。

二、理论背景与研究假设

(一)企业价值观贯彻程度

1.宣扬与执行之间的差异现象

对于企业价值观，Schein(2010)[1]关于组织文化三个层次的理论框架中采用的术语是“宣扬的信仰和价值观”(espoused beliefs and values)。Schneider等(2013)[2]也特别指出，这种宣扬的价值观未必是组织现实情况的反映。国内学者也特别指出了“认同价值观”和“执行价值观”之间存在差异[4]。尽管如此，企业价值观却没有像人力资源管理或者战略管理那样，得到从宣扬与执行视角的针对性研究，尤其是实证的研究。本文认为，这一视角对于企业价值观的研究和组织文化建设具有特定重要意义：

首先，宣扬的价值观往往以凝练(少量的词句)、高度可视(标语和口号)、标语标牌的方式向员工传递，因此，它可以在员工头脑中形成清晰而稳定的心理表征，并保持经常性的激活，使员工很容易形成对其贯彻度的判断，形成差异感知。其次，价值观涵盖组织生活和行动的面非常广[15]，员工很容易从广泛的组织现象和过程中对其进行“对照检测”，从而形成贯彻度感知。再次，由于价值观涉及对企业“品性”的衡量，因此其贯彻感知也会激起员工对组织的态度和情感的反应，并进一步影响其工作心理和行为。总的来说，价值观贯彻应该是容易形成的基本感知结构，会对员工工作态度和行为产生重要影响。

2.企业价值观作为一种共享的知觉

对价值观贯彻的知觉是在对宣扬的价值观和执行的价值观两方面的认知基础上构成的。这两方面的认知都具有组织共享性，为价值观贯彻的共享性质提供了前提。对于宣扬的价值观，由于其具有确定化、符号化、大量的公开展示和宣传性质，所以对它的认知具有高度的共享性不言而喻。

而对于执行的价值观的知觉，本文认为构成它的主要实践内容是企业对维护或者违背其宣扬的价值观的行为和态度。这些企业的态度常常通过各种正式的和非正式的奖励和惩罚折射出来。例如：宣扬创新价值观的企业，其对创新行为具体奖励政策的清晰、具体程度；其对创新行为认定的认真、严肃程度；其对创新行为鼓励和奖励的力度与水平，是否公平等，都会反映出对创新价值观的执行力度。从社会信息加工理论看[16]，执行的价值观对企业成员会非常敏感，也更容易在企业内部传播，形成高度共享的知觉。

对于企业价值观除了其知觉来源本身具有高度的共享性以外，对价值观贯彻的心理“计算”过程也会使其在企业内越来越趋同[17]。Hofstede(2001)[13]指出，对组织日常实践的共享知觉是以价值观为核心的企业文化的本质。员工会通过社会信息过程赋予他们所观察到的被奖励、支持和期望的行为以及意义而呈现出共享的知觉[18]。综上所述，价值观贯彻度是指企业员工对企业宣扬的价值观和企业实践反映出的价值观的差异程度的共享知觉。

(二)企业价值观与对管理高层的信任

对管理高层的信任是企业信任的重要构成部分之一。组织的高层成员可能会被员工视作彼此等价的信任对象，成为一个统一的信任参照点[7]。Mayer等(1995)[6]的信任模型是组织信任研究中影响最为广泛的理论。按其理论，被信任者的3种可信性特征，即能力、仁善、正直3个要素对信任的影响最为根本。其中，影响正直可信性的关键是信任方对被信任者的一致性判断。价值观贯彻意指宣扬的价值观和企业实践的差异。企业对价值观的宣扬表现是以突显的方式，公开地、经常地、长期地进行书面与口头的提倡与强调[4]。而这些宣扬通常是由管理高层直接发出和部署的[2]，即由他们所“说”。如上所述，价值观清晰而活跃的表征使得员工在实践中易于启动针对它的各种检验,即影响了对管理高层一致性的判断和对管理高层的信任。

价值观的有效推行也涉及到管理者的沟通能力、感染能力、组织能力等，因此如果员工一旦将价值观贯彻归因于这些因素，就可能对管理高层的能力可信性产生质疑。价值观的贯彻可能影响到员工的实际利益，员工对价值观贯彻的知觉会影响他们对管理高层的信任，并且由于价值观贯彻是组织水平的结构，将会让员工对管理高层的信任产生普遍影响，从而形成跨水平效应。由此提出：

假设1：价值观贯彻度对员工对管理高层的信任具有跨水平的积极影响。

(三)对管理高层的信任对工作投入的影响

Mayer和Gavin(2005)[9]研究发现，如果员工不信任高层，就会耗费很多时间和精神能量琢磨公司的前景及发展前途等，进而影响员工的专注能力，降低工作效率。重要而复杂的工作，需要员工投入充分的认知资源才可能有效完成。而对管理高层的信任度决定了员工是否会分散注意力去“盯着”管理者是否会做出不利于自己的行为，从而影响其将认知资源充分分配到工作活动上的可能性，最终影响其角色内、外绩效。在此基础上，本文提出工作投入可能是比专注能力更好的测量变量，用于检测员工因为信任管理高层而影响其工作能效。它能够在对管理高层的信任与绩效变量之间扮演更充分的中介角色。根据工作能量理论[8]，情绪能量约束着员工在处理工作任务时变通地利用既有条件和资源，灵活地处理问题的能力[19]，从而进一步影响工作顺畅感和活力感等身心状态感受。员工对管理高层的信任不仅影响认知资源，甚至可能首要的是影响员工的情绪能量[20]。管理高层越值得信任，员工的工作心情越愉悦、放松甚至兴奋。专注能力只捕捉了员工对管理高层的信任从而对员工工作所需的认知资源的影响，而工作投入是指以活力、奉献和沉浸为特征的，积极的、自得的工作状态[20]。从能量理论角度看，一项重要的研究已指出工作投入是在用能量的代理变量[21～22]，而情绪能量又是在用能量的决定因素之一[18]。因此，对管理高层的信任度会影响员工的情绪能量从而影响对潜在能量的调用，制约工作中的在用能量水平，即工作投入。

从工作投入的3个维度(沉浸、奉献、活力)更具体地看。首先，作为一种沉浸的状态，显然工作本身就是一种高度的、全身心投入的注意状态。研究证明，在对管理高层的信任影响员工注意力的情况下[9]，自然有理由相信它也就影响到了工作投入的沉浸维度。其次，从奉献维度看，投身和奉献需要强烈的感情力量作为基础，对管理高层的信任带来的对管理层的积极情感显然可以转化为其通过工作奉献组织和高层的情感动力基础。再次，从活力维度看，它本身就是能量激活(即情绪能量)状态的表现。综上所述，对管理高层的信任水平越高，愉悦、放松情绪越多；相应地，失望、焦虑等消极情绪越少，员工越容易处于能量激活状态中，使工作中的操作与处理更多地伴随着沉浸、奉献和活力状态。由此提出：

假设2：员工对管理高层的信任将积极影响其工作投入水平。

(四)对管理高层的信任在价值观贯彻与工作投入之间的中介作用

在建立了价值观贯彻与对管理高层信任之间的跨水平关系，并建立了对管理高层的信任与工作投入混合效应关系的基础上，自然能够建立起价值观贯彻影响工作投入的经对管理高层信任的中介间接路径，从而形成一个2-1-1的跨水平中介效应理论关系。

结合假设1和假设2的理论基础，2-1-1的理论链条可以说明，价值观贯彻程度将直接释放管理高层言行一致性的信号，从而严重影响员工对管理高层的信任，而对管理高层的信任度将极大影响员工工作所需的认知资源与情绪资源，左右其工作中的能量水平，从而广泛影响组织成员的工作投入水平。由此提出：

假设3：价值观贯彻度通过影响对管理高层的信任进而对工作投入产生跨水平影响。

三、预研究——价值观贯彻问卷的编制与修订

由于还没有专门测量价值观贯彻的量表工具，因此本文在正式研究之前开展了问卷编制工作。在初始条目生成策略上，从已有文献中选择符合价值观贯彻的内涵界定条目进行适当修订[23]。已有研究已经建立了一定的信、效度基础，选择这样的策略优势在于适当简化了开发程序和工作量，并便于与以往研究进行联系讨论。

(一)初始条目的建立

通过对价值观研究文献进行梳理，发现Johnson(2009)[24]的研究中“价值观执行的商务实践”(implementing organizational values into business practices)与本研究有最紧密的联系。其采用的测量条目经过选择和改造后可以满足当前研究的需要，故选取该研究中测量价值观执行的11个条目并进一步审查，首先去除与价值观贯彻有较大概念距离的条目和其中唯一进行反向陈述的条目；其次对意义高度相近的条目进行取舍和合并，最终保留了6条初始条目，请精通英、汉语的老师对条目进行汉化。在此基础上，根据中国企业环境及语言习惯，对条目的语言表达进行了用词调整(见表1)。

表1 企业价值观贯彻测量条目因素分析结果

(二)样本与程序

本文争取到4家企业的高层经理配合开展调查工作，要求被调查者要覆盖不同的工作部门。调查采用纸质问卷，由研究者到达公司，在公司办事人员的协助下将问卷分发到员工的工作现场，填答完毕之后立即回收。问卷说明语中清楚地说明了匿名性、保密性和完全自愿性。共投放约220份问卷。在4家公司分别回收到有效问卷74、18、9和73份，共174份。其中，88人为男性，86人为女性；被调查者年龄在22-55岁之间，标准差为7.45；71.26%已婚(或同居)；64.94%具有大专或本科以上学历。

(三)测量工具

除了检测价值观贯彻初始条目的测量性能之外，同时还检测了研究模型中的中介变量和结果变量，分别是对管理高层的信任和工作投入。主要目的是检测自变量与这些变量之间是否具有可区分性，各量表均采用7点量表作答。

此外，本文认为个人-组织价值观匹配是与价值观贯彻有紧密联系的变量，价值观贯彻是否只是员工不认同价值观的反映？因此，价值观贯彻与个人-组织价值观匹配的区分检测有助于检验企业价值观贯彻的概念是否冗余。价值观贯彻是组织水平的变量，而个人-组织价值观匹配是个体水平的变量。

对管理高层的信任。借鉴Chen等(2004)[25]采用过的中文问卷。共6个条目。条目例如：“我感到我可以信任本公司的高级管理层”，一致性系数为0.79。

工作投入。采用广泛使用的Schaufeli等(2006)[26]工作投入量表中9个条目简短版的中文版[27]。条目例如：“我在工作时会达到忘我的境界”，一致性系数为 0.90。

个人-组织价值观匹配。采用广泛使用的Cable和Derue(2002)[28]采用的3个条目的测量问卷。其中文版也得到了广泛应用[29]。条目例如：“我个人的价值观与本单位的价值观和文化很匹配”，一致性系数为 0.90。

(四)价值观贯彻测量的信、效度检验

1.一致性信度

对测量条目进行一致性信度分析。6个条目构成的问卷的Cronbach’s α系数为0.81。条目和问卷总分的相关在0.63-0.79之间。条目和剩余条目总分的相关在0.042-0.65之间。去除任一条目之后，剩余的α系数最大也未超过0.82。根据这些结果保留全部6个条目进行进一步分析。

2.探索性因素分析

Bartlett球形检验结果为：χ2= 383.87,df= 15，p<0 .001，进行样本充足性检验，KMO指数为0.79，均说明适合进行探索性因素分析。采用主成分分析，以特征根大于1为标准抽取因子，结果抽取到两个因子(见表1)，第一个因子的方差解释率为52.93%，第二个为18.38%。进行方差极大旋转之后，发现条目1、2的主要负载在因子2上；条目4、5、6的主要负载在因子1上；而条目3在两个因子上的载荷都在0.5以上(见表1)。考虑到以下3个因素：首先，第一个因子的解释率已达52.93%。其次，条目1、2的测量内容中都涉及到管理高层，这可能会与中介变量产生更多混淆，从而可能影响效应。再次，条目4、5、6明显符合前文中对价值观贯彻集中体现在企业对维护和违背其宣扬的价值观的奖励和惩罚的概念分析，因此认为因子1符合价值观贯彻构念内涵，而因子2可能包含了额外的特定指涉，因此宜保留因子1而放弃因子2。此外，由于条目3在因子1上的载荷较高并且符合价值观贯彻含义，因此决定保留这一条目，有利于问卷的测量信、效度。

再一次采用保留的4个条目进行探索性因素分析，结果特征根大于1的因子只抽取到1个，能够解释总方差的65.91%。各条目的载荷均在0.71以上(见表1)，因此决定采用这4个条目作为正式的测量，重新分析这4个条目的一致性系数为0.83。

3.区分效度

首先，设定价值观贯彻(4条目)、个人-组织价值观匹配(3条目)、对管理高层的信任(6条目)以及工作投入(9个条目按照活力、融入、奉献形成3个指标)的四因子模型，并进行结构方程模型检验，结果这一模型拟合优秀(χ2/df= 161.60/98,p<0 .001,CFI=0.96,TLI=0.96，RMSEA=0.061，SRMR=0.045)。其次，分别检验将价值观贯彻与个人-组织价值观匹配、与对管理高层的信任、与工作投入分别合并之后的3个三因子模型，结果这3个模型的拟合都急剧下降，并且都达不到拟合要求。再次，对单因子模型进行检验，结果拟合更差(见表2)。这一系列检验说明价值观贯彻相区别于个人-组织价值观匹配，并且与研究的中介变量和结果变量都形成了鉴别。

表2 预研究区分效度与正式研究测量模型结果

注：三因子模型1、2、3分别对应价值观贯彻与个人-组织价值观匹配合并、与对管理高层的信任合并、与工作投入合并的模型；各模型的第一行是预研究结果(n=174)，第二行是正式研究结果(n=471)。

4.聚合合适性

由于本文将企业价值观贯彻视为一个组织水平概念，因此从概念有效性来讲，其是否在组织之间具有显著变异是一个关键问题。从测量来看，ICC(1)、ICC(2)和RWGj等指标的检验对于聚合是否合适也是必须的。尽管初试样本中仅有4家企业，但是仍然对这些指标进行了初步检验。计算得到ICC(1)为0.07，p<0.001；ICC(2)为0.78，大于0.70的通常标准。4家组织的RWGj分别为0.92、0.95、0.91和0.89，说明对价值观贯彻的评判在4家企业都有很高的一致性。结合所有的信、效度分析，决定采用4个条目测量，并且在正式研究中进一步检验其信、效度。

四、正式研究

(一)程序与样本

本文邀请参加管理学课堂的在职学员在其所在单位协助，然后研究人员到达工作现场进行集中或分散调查。调查尽量覆盖不同工作部门和层级的员工。在15家企业成功收集了数据，发出问卷约600份，最终可供分析的问卷471份。企业分布在云南、深圳、上海和杭州等省市，包含化工、钢铁、银行、地产、服装、电子科技等行业，其中有5家企业是民营企业。

在471名参与调查的员工中，206人为男性，261人为女性(其余为缺失值)；年龄在18-58岁之间，平均年龄32.99岁，标准差为8.50；294人已婚(或同居)，占62.42%；大专或本科及以上学历406人，占86.20%。本文按照7个类别划分工作部门：第1类，生产、销售、服务、项目等一线部门237人；第2类，后勤保障部门28人；第3类，规划决策部门11人；第4类，财务、人事、办公室等行政科室127人；第5类，党群部门13人；第6类，研发部门20人；第7类，其他32人。底层员工316人(67.09%)，基层管理者60人(12.74%)，中层管理者88人(18.68%)，管理高层7人(1.49%)。多部门和多层级的员工涵盖保证了样本的企业代表性。

(二)测量工具

企业价值观贯彻度。采用验证性因素分析对价值观贯彻的测量进行进一步检验，以作必要的修订。由于价值观贯彻是组织水平结构，因此个体水平验证性因素分析并不能保证其在组织水平的测量有效性。在这种情况下，多水平验证性因素分析才是更严格的检测[30]。

模型设定上，在组织层和个体层都设定一个潜变量结构，并都以初试得到的4个条目作为这两个层次潜变量结构的观测指标，形成的多水平模型的拟合非常优秀(χ2/df=4.17/4，p=0.38,CFI=1.00，TLI=1.00，RMSEA=0.008，个体水平的SRMR=0.008，组织水平的SRMR=0.008)。结果表明，无论是组织层还是个体层的潜变量，其观测指标的载荷都在0.001水平显著。经过多水平检验，最终得到一个包含4个条目的企业价值观贯彻测量工具，一致性信度系数为0.85。

对管理高层的信任。采用与预研究一样的工具，一致性系数为0.89 。

工作投入。采用与预研究一样的工具，一致性系数为 0.91。

控制变量。正如预研究中的分析，本文重点控制了个人-组织价值观匹配。因为个人-组织价值观匹配既可能与价值观贯彻相关，同时它也被证明影响员工的工作投入[31]。按照Bernerth和Aguinis(2016)[32]对控制变量的严格对待和最佳实践提议，它正是应当被考虑的关键控制变量。采用与预研究一样的测量工具，一致性系数为0.91。

此外，组织层控制了组织的规模，采用单位员工数的自然对数表示；所有制按照国有和民营分类，采用类别变量。在个体层，除控制了个人-组织价值观匹配外，还控制了性别、年龄、婚姻状况、教育程度等变量的影响。

(三)研究结果

1.描述性统计

表3 主要变量的均值、标准差、相关系数和一致性系数

注：***表示p<0.001,对角线上是一致性系数。

从表3看，对管理高层的信任与工作投入之间有显著的正相关，对假设3形成了初步支持。个人-组织价值观匹配与对管理高层的信任和工作投入都有较高的正相关，说明将其作为核心考虑的控制变量的必要性。

2.数据聚合检验和零模型检验

计算得出企业价值观贯彻度的ICC(1)为0.13(p<0.001)，超过0.12的较高标准；ICC(2)为0.78；RWGj分布在0.84-0.95之间，中位数为0.90，说明组织内一致性较高[33]。在预研究基础上，这些指标再次说明对价值观贯彻进行聚合操作是合适的。

对工作投入和对管理高层的信任的零模型检验，其ICC(1)分别为0.13(p<0.001)和0.20(p<0.001)，说明二者均有显著的组织间变异，满足作为多水平分析中低层结果变量的前提条件。

3.测量模型与同源方差

按照初试研究中的设定再一次进行测量模型分析。结果同样是四因子模型拟合优秀(χ2/df= 228.91/98，p<0.001，CFI= 0.98，TLI= 0.97，RMSEA= 0.061，SRMR=0.033)，但三因子模型均拟合不够，单因子模型也达不到拟合标准，这说明主变量和主控制变量是相互区分的不同结构。测量模型良好的拟合说明同源方差不能够完全解释本研究变量之间的关系。

为了进一步减少同源误差的影响，采用分半样本处理。即在每家企业随机抽取50%的样本，由此构成样本A和样本B。采用样本A计算价值观贯彻(即聚合分数)，并使用其预测样本B对管理高层的信任和工作投入(即检验提出的跨水平中介模型)。这样就做到了自变量和因变量的非同源性，极大减轻了同源误差可能造成的偏误。由于样本各价值观贯彻的RWGj都比较高，而每家企业的样本数平均达到了31.4，最少也是18，说明分半样本的处理是可行的。

4.假设检验

首先，采用分半样本对研究假设进行层次线性回归分析，以对管理高层的信任为个体水平的结果变量，检验价值观贯彻的跨水平效应，检测结果表明，价值观贯彻(分半样本A)的效应显著(β=0.78,p<0.001)，新增解释了组织间变异的18.45%(见表4，模型二)，研究假设1得到支持。其次，以工作投入为结果变量，在未加入中介变量之前，价值观贯彻的跨水平效应显著(β=0.46,p<0.01)，并且在控制变量外新增了解释组织间变异的6.02%(见表4，模型四)；在加入中介变量之后，中介变量(对管理高层的信任)对工作投入的效应显著(β=0.18,p<0.01)(见表4，模型五)，研究假设2得到支持，符合研究假设3，即价值观贯彻的效应不再显著(β=0.32，p>0.05)(见表4，模型五)。再次，进一步采用bootstrap方法检验这一多水平间接效应，设定了500次的重复抽样，并且由于是嵌套数据，按照各个组织分层进行重复抽样后，间接效应对总效应的比率达到28.75%，其95%置信区间不包括0(0.01～2.78)，直接效应的置信区间包括0(-0.02～0.73)，即不显著，检测结果支持了研究假设3，中介效应明显。

表4 企业价值观贯彻程度影响工作投入的多层线性模型分析结果

表4(续)

注：**表示P<0.01，***表示P<0.001。

5.补充分析

进行两个重要补充分析:首先，采用全样本进行研究假设检验。全样本检验结果为：价值观贯彻显著影响了对管理高层的信任(β= 0.65，St. = 0.13,p< 0.001)；其对工作投入的效应显著(β=0.40,St.=0.15,p< 0 .01)；加入对管理高层的信任之后，中介变量的效应显著(β=0.21，St.=0.05,p< 0 .001)，但是价值观贯彻的效应变得不再显著(β=0.27,St.=0.16,p>0.05)。可以看出，全样本检验同样支持本研究的3个假设。分半数据和全样本之间的分析具有一致性，研究结果稳定。其次，对研究的因果(方向)性进行检验。本文提出价值观贯彻影响对管理高层的信任进而影响工作投入的因果链条。由于价值观贯彻是组织水平概念，并且已经采用多水平验证分析和ICC(1)、ICC(2)以及RWGj进行验证，而对管理高层的信任和工作投入是个体水平概念，因此从理论上基本可以排除自变量分别与中介变量和结果变量之间的反向因果关系。即很难有理由认为员工工作投入水平的高低决定其对企业价值观贯彻的一致评估，对管理高层的信任也是如此。据此，需要重点检测中介变量与结果变量的因果方向，因为员工工作投入水平不高可能导致不好的绩效结果和分配结果，从而造成对管理高层的消极情感反应。信任部分是基于情感的，因此不排除工作投入为因，对管理高层的信任为果的可能性[28]。

为了进一步检测因果方向，对应于表4中的模型五，互换因变量和中介变量位置，结果与模型五不同的是，在对工作投入效应显著的情况下(β=0.17,St.=0.06,p< 0 .01)，价值观贯彻度对管理高层信任的主效应保持显著(β=0.65,St.=0.20,p< 0 .01)。采用如前所述的bootstrap方法检验间接效应，结果间接效应对总效应的比例为11.30%，但置信区间包括0(-0.01～0.18)，即不显著；直接效应的置信区间为(0.29～1.07)，不包括0，即显著。以上检测结果排除了反向中介路径，说明信任机制对价值观贯彻造成的结果影响是一条有独特意义的理论路径。

五、结论与启示

企业价值观具有广泛的、持久的、深层的组织功能，对员工组织行为具有深远影响。目前对企业价值观的研究主要是基于认知或文化视角，其实践本质被不同程度地忽视[14]。从宣扬与执行视角审视企业价值观是揭示其实践性的一种有效理论途径，本研究对其进行初步的理论和实证尝试。

第一，研究的首要贡献在于将价值观贯彻操作概念化，从而使得对它的观测比较、功能分析、原理本质的探讨成为可能。价值观贯彻是具有普遍意义的组织现象，其背后甚至往往以突显的组织事件为基础。由于其独立于具体的企业价值观本身而存在，因此对所有组织都具有同等的功能意义。这种功能的意义是“溢出”，即在具体提倡的价值观的意义之外。本文通过对价值观贯彻感知的组织间变异、组织内评定一致性等的实测证明了这一结构的存在，对价值观贯彻的概念化和操作化，为揭示企业价值观的实践本质提供了另一种途径。基于这个意义，以往对宣扬与执行的研究往往只重在强调执行，或者停留于指出宣扬与执行存在差异，而忽视了宣扬与执行差异本身是一个功能性的结构。本研究揭示了价值观贯彻产生组织功能的信任机制。由于组织信任的重要作用，这一机制的揭示回答了为什么价值观贯彻是重要的，以及将如何产生影响的问题。虽然本研究仅以工作投入作为结果变量，但是组织信任对工作投入之外的比如组织社会资本、组织变革、组织认同、离职意向等重要结果都有突显影响[34]。从组织信任角度看，虽然企业价值观和组织信任是两个具有基础地位的重要管理研究话题，但是对二者之间关系的研究并不多。本研究突显了企业价值观是组织信任的一个重要组织影响因素，揭示出企业价值观是组织环境因素中重要的前因变量。

第二，从实践角度看，企业价值观建设本身就是企业管理直接并且重要的实践内容。本研究的特定启发意义在于：价值观贯彻是独立于具体价值观本身的强有力的影响力量。有力的价值观贯彻不仅能够发挥所倡导的具体价值观的引领功能，而且还能够获得宝贵的员工信任，并将广泛地作用到工作投入这样的重要结果上。由于工作投入与工作绩效之间强有力的关系[10～11]，不难想象通过这些机制路径，价值观贯彻终将影响组织绩效。这一结论提示企业管理者，对于企业价值观建设一定要先制定周密的执行方案和贯彻思路。

第三，由于是对价值观贯彻的初次尝试性研究，一些局限需要加以考虑，才能够更好地对研究的提议和发现进行判断取舍。虽然对价值观贯彻进行了较细致的概念理论建设，但是实证证据上仅限于员工的问卷测量，对其现象基础、丰富内涵未能够很好地揭示。未来的研究可以通过更加扎实的方式，进一步加强测量工具开发，尽可能扩大样本量，多渠道获取数据。未来对价值观贯彻前因变量的研究是一个非常有价值的领域。