李 典

(南京航空航天大學(xué) 公共管理學(xué)院，江蘇 南京 210016)

0 引言

當(dāng)今世界處于激烈變革時(shí)期，規(guī)模小、實(shí)力弱、資產(chǎn)輕、投入大的中小科技企業(yè)在經(jīng)營(yíng)管理中面臨著重重困難，更加依賴既有績(jī)效優(yōu)勢(shì)、制度支持和核心員工[1-2]。中小科技企業(yè)如何通過(guò)制度支持獲得持續(xù)績(jī)效優(yōu)勢(shì)成為理論探討的重要議題。戰(zhàn)略人力資源管理是企業(yè)制度在戰(zhàn)略層面的具體體現(xiàn)，是企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的重要源泉[3]，表達(dá)著企業(yè)對(duì)重要戰(zhàn)略活動(dòng)的價(jià)值導(dǎo)向與制度實(shí)踐[4]。與傳統(tǒng)人力資源管理不同，戰(zhàn)略導(dǎo)向的人力資源管理是實(shí)踐價(jià)值導(dǎo)向與戰(zhàn)略柔性的資源要素集合，不僅注重人力資源與內(nèi)部業(yè)務(wù)的一致性，更加強(qiáng)調(diào)人力資源與外部環(huán)境的契合性[2]。基于資源基礎(chǔ)觀，戰(zhàn)略人力資源管理是組織重要的戰(zhàn)略資源和戰(zhàn)略資產(chǎn)[3]，其在疫情等復(fù)雜環(huán)境下更易取得資源優(yōu)勢(shì)，而資源異質(zhì)性決定著績(jī)效的差異性，進(jìn)而形成績(jī)效均勢(shì)。為此，本文首要目的在于從戰(zhàn)略人力資源管理角度解析中小科技企業(yè)如何獲得績(jī)效均勢(shì)。

從戰(zhàn)略人力資源管理到組織績(jī)效，中間還存在著系列復(fù)雜機(jī)制，這些機(jī)制恰好是理解和解構(gòu)戰(zhàn)略人力資源管理對(duì)績(jī)效影響的關(guān)鍵所在。基于社會(huì)交換理論的互惠規(guī)范原則，戰(zhàn)略人力資源管理本質(zhì)在于從價(jià)值取向方面注重組織制度支持與工作環(huán)境規(guī)范[5]，當(dāng)員工認(rèn)為組織制度能夠保障其在職業(yè)發(fā)展等方面的工作自主性和績(jī)效評(píng)價(jià)等方面的程序公平性時(shí)，其更愿意表現(xiàn)出強(qiáng)情感支持和信賴組織的態(tài)度[6]，并通過(guò)增加情感資源投入提升整體績(jī)效，以此回報(bào)組織[7]。因此，情感承諾作為一種描述員工對(duì)組織情感依賴、價(jià)值目標(biāo)認(rèn)同的態(tài)度[8]，成為研究探討戰(zhàn)略人力資源管理對(duì)績(jī)效影響的關(guān)注焦點(diǎn)。

進(jìn)一步看，不確定環(huán)境是中小科技企業(yè)能否持續(xù)將制度落實(shí)至績(jī)效的重要權(quán)變因素[9]。雖然以往研究也曾探討不確定環(huán)境對(duì)戰(zhàn)略人力資源管理的影響[10]，但往往在復(fù)雜的外部環(huán)境下構(gòu)建單維環(huán)境因素，而忽略環(huán)境不確定性的多元性。近年來(lái)，眾多研究開(kāi)始強(qiáng)調(diào)，在管理實(shí)踐中，環(huán)境不確定并不具有單一屬性，而是表現(xiàn)出以環(huán)境動(dòng)態(tài)性和環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)性為典型特質(zhì)的雙元環(huán)境[11-12]。同時(shí)，在不同外部環(huán)境組合下，組織資源轉(zhuǎn)化進(jìn)程與員工情緒集成有所差異，如孫銳和李樹(shù)文[13]研究發(fā)現(xiàn)，在初創(chuàng)科技企業(yè)中，高動(dòng)態(tài)—低競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境更能激發(fā)員工情感一致與績(jī)效提升?；诖?，本文嘗試將環(huán)境不確定性中的環(huán)境動(dòng)態(tài)性和環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)性作為戰(zhàn)略人力資源管理通過(guò)情感承諾影響績(jī)效的情境條件，以進(jìn)一步明晰戰(zhàn)略人力資源管理如何以及何時(shí)更能帶來(lái)高績(jī)效。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 戰(zhàn)略人力資源管理與情感承諾

戰(zhàn)略人力資源管理是一種基于人力資源管理實(shí)踐層面的組織戰(zhàn)略與組織制度，與傳統(tǒng)人事管理或一般人力資源實(shí)踐相比，其更強(qiáng)調(diào)人力資源管理對(duì)組織管理實(shí)踐的價(jià)值取向與實(shí)踐引導(dǎo)[4]。Lepak等[15]認(rèn)為，人力資源實(shí)踐在戰(zhàn)略層面實(shí)施的直接結(jié)果就是基于承諾與契約的組織認(rèn)同，而系列實(shí)踐要素組合無(wú)疑會(huì)為員工工作提供制度與資源支持。因此，戰(zhàn)略人力資源管理對(duì)情感承諾的影響邏輯主要根植于制度支持和資源支持兩方面。一方面，從制度支持看，基于社會(huì)交換理論的互惠規(guī)范原則，戰(zhàn)略人力資源管理旨在從戰(zhàn)略層面重視組織績(jī)效評(píng)估、內(nèi)部晉升、職業(yè)發(fā)展等制度實(shí)踐[4]，這為員工工作自主以及營(yíng)造公平環(huán)境提供了基礎(chǔ)條件，并強(qiáng)化員工的組織假設(shè)與組織判斷，激發(fā)員工對(duì)組織的情感依賴與情感認(rèn)同，進(jìn)而以情感承諾作為對(duì)組織制度支持的回報(bào)[16]。眾多研究表明，組織人力資源管理實(shí)踐能夠顯著強(qiáng)化員工對(duì)組織支持的感知，進(jìn)而與組織建立情感聯(lián)系，產(chǎn)生高水平情感承諾[6,14]。另一方面，從資源支持看，基于資源基礎(chǔ)理論，組織發(fā)展的實(shí)質(zhì)是組織內(nèi)部多重資源要素間組合、生成與發(fā)生作用的過(guò)程[13]，而戰(zhàn)略人力資源管理中包含的動(dòng)機(jī)型、能力型和機(jī)會(huì)型戰(zhàn)略資源能夠通過(guò)相互協(xié)同或組合為員工提供資源支持[17]，以補(bǔ)給員工在工作中的情感投入與資源損耗[18]。戰(zhàn)略管理最新研究成果也表明，戰(zhàn)略人力資源管理作為組織中重要的戰(zhàn)略資源，能夠通過(guò)組織支持等途徑實(shí)現(xiàn)資源賦予[19]，進(jìn)而增加員工情感資源溢出。基于此，本文提出如下假設(shè)：

H1：戰(zhàn)略人力資源管理對(duì)情感承諾具有正向影響。

1.2 情感承諾的中介作用

已有研究表明，戰(zhàn)略人力資源管理能夠顯著提升組織績(jī)效[20]，也有部分研究顯示，情感承諾能夠帶來(lái)高績(jī)效[1]。為此，結(jié)合H1，本文期望情感承諾在戰(zhàn)略人力資源管理與組織績(jī)效間起中介作用。具體而言，一方面，社會(huì)交換理論將員工的積極性和主動(dòng)性歸結(jié)為對(duì)組織的回報(bào)或責(zé)任感[6]，當(dāng)組織為員工提供公平的績(jī)效評(píng)價(jià)程序、合理的職業(yè)發(fā)展規(guī)劃、有效的培訓(xùn)體系時(shí)，員工能夠感知到組織的制度支持，并產(chǎn)生更強(qiáng)的情感依賴與情感承諾[14]。為回報(bào)組織，員工更傾向于將這種情感聯(lián)結(jié)投入到組織目標(biāo)的認(rèn)同認(rèn)知，并推動(dòng)實(shí)施跨部門(mén)合作與聯(lián)合行動(dòng)[20]，進(jìn)而提升整體績(jī)效。另一方面，資源基礎(chǔ)理論強(qiáng)調(diào)，組織績(jī)效的取得源于資源異質(zhì)性[13]，而戰(zhàn)略人力資源管理作為一種具有價(jià)值性和稀缺性的組織戰(zhàn)略資源[10]，能夠通過(guò)員工的情感認(rèn)同獲得資源集聚，進(jìn)而強(qiáng)化組織在績(jī)效提升方面的資源配置。因此，本文提出如下假設(shè)：

H2：戰(zhàn)略人力資源管理以情感承諾為中介對(duì)組織績(jī)效產(chǎn)生影響。

1.3 雙元環(huán)境的調(diào)節(jié)作用

既有研究指出，雙元環(huán)境是在不同外部環(huán)境要素間進(jìn)行張力協(xié)調(diào)與矛盾平衡的一種環(huán)境特征[13]，其典型表現(xiàn)是以產(chǎn)品迭代升級(jí)、服務(wù)質(zhì)量為代表的動(dòng)態(tài)性和以競(jìng)爭(zhēng)領(lǐng)域同質(zhì)性程度為代表的競(jìng)爭(zhēng)性[10]。作為組織環(huán)境的兩面，動(dòng)態(tài)與競(jìng)爭(zhēng)并不能在組織內(nèi)自然趨于協(xié)同，而不協(xié)同則是一種常態(tài)。當(dāng)處于雙元程度高的外部環(huán)境中時(shí)，組織會(huì)面臨更大資源威脅，促使組織調(diào)用周邊一切資源，以增加戰(zhàn)略確定性、計(jì)劃精確性和多元技能探索性[4]，強(qiáng)化戰(zhàn)略性沖突管理能力、戰(zhàn)略整合力與員工組織判斷力，尤其強(qiáng)調(diào)組織慣例助推下的個(gè)體認(rèn)知能力重構(gòu)，以及組織冗余支撐下的戰(zhàn)略資源轉(zhuǎn)化[21]，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)績(jī)效均勢(shì)。已有研究發(fā)現(xiàn)，戰(zhàn)略人力資源管理構(gòu)件間的最佳組合實(shí)現(xiàn)需要借助員工特定或適當(dāng)?shù)膽B(tài)度和行為，如明示員工何種態(tài)度或行為是“該受到回報(bào)的”、“應(yīng)該的”或“重要的”[22]，進(jìn)而借助與戰(zhàn)略人力資源相匹配的特定員工技能或行為提升績(jī)效[2]。更進(jìn)一步，林亞清和趙曙明(2013)指出，在高度不確定性環(huán)境中，組織的戰(zhàn)略資源靈活配置會(huì)面臨察覺(jué)、評(píng)估和行動(dòng)障礙，而3種障礙的本質(zhì)在于決策者和資源應(yīng)用者認(rèn)知能力與信息甄別能力的構(gòu)建缺失。因此，組織戰(zhàn)略資源能否轉(zhuǎn)化以及多大程度上轉(zhuǎn)化為組織績(jī)效均勢(shì)，仍需借助員工的認(rèn)同認(rèn)知與環(huán)境確定程度。反之，在不確定程度低的環(huán)境中，外部環(huán)境對(duì)組織資源的需求更趨于單一化和靜態(tài)化，組織和個(gè)體更傾向于保存自身資源，降低組織與個(gè)體的認(rèn)同認(rèn)知資源投入，進(jìn)而減緩組織績(jī)效提升。因此，本文提出如下假設(shè)：

H3：環(huán)境動(dòng)態(tài)性與環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)性聯(lián)合調(diào)節(jié)戰(zhàn)略人力資源管理與組織績(jī)效間以情感承諾為中介的間接關(guān)系。

綜上所述，本文提出如圖1所示的理論模型。

圖1 研究理論模型

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本調(diào)查

本次調(diào)研對(duì)象為參加科技部科技企業(yè)管理人才培訓(xùn)會(huì)議的研發(fā)部門(mén)經(jīng)理和高層管理者，會(huì)議前，研究人員代表主辦方詳細(xì)了解各企業(yè)基本信息，并由參會(huì)人員核對(duì)其所在企業(yè)基本信息。對(duì)未到場(chǎng)或遲到的管理者，研究人員通過(guò)郵件或快遞方式進(jìn)行聯(lián)系。企業(yè)信息收回后，研究人員根據(jù)組織規(guī)模篩選中小企業(yè)。研究采用兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)定義中小科技企業(yè)：①樣本須為科技企業(yè)，借鑒孫銳和李樹(shù)文[23]的研究，參考科技部《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)分類(lèi)目錄》中對(duì)科技企業(yè)的定義，選擇規(guī)模在25人以上的軟件研發(fā)、電子通訊等產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域企業(yè)，該類(lèi)科技企業(yè)具有相對(duì)健全的組織體系；②樣本須為中小企業(yè)，參考趙曙明和孫秀麗[2]的研究，選擇規(guī)模在500人以下的企業(yè)作為樣本企業(yè)。同時(shí)，為了保證數(shù)據(jù)可靠性，降低社會(huì)稱(chēng)許性偏差，研究人員要求每個(gè)企業(yè)至少有3名中高層管理者獨(dú)立填寫(xiě)問(wèn)卷。研究人員對(duì)同一家企業(yè)的多份問(wèn)卷進(jìn)行一致性分析，對(duì)同一家企業(yè)高度一致的多份問(wèn)卷，按照時(shí)間順序優(yōu)先采用第一時(shí)間收到的問(wèn)卷；對(duì)于不一致的多份問(wèn)卷，研究人員結(jié)合企業(yè)實(shí)際情況，篩選問(wèn)卷或直接剔除樣本企業(yè)。問(wèn)卷分兩次回收，共回收509份，第一次回收有效問(wèn)卷267份，有效回收率為58.6%，第二次回收有效問(wèn)卷242份，有效回收率為53.2%。最終的分析樣本中，企業(yè)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%；初創(chuàng)期占27.898%、發(fā)展期占59.921%、成熟期占9.627%、衰退期占2.554%；電子通訊行業(yè)企業(yè)占28.094%、軟件服務(wù)占19.843%、生物醫(yī)藥占17.485%、機(jī)械制造占16.699%、化工食品占9.627%，其它占8.252%；企業(yè)規(guī)模25～50人占19.843%、50～200人占41.257%、200～500人占38.900%；企業(yè)所有制性質(zhì)為國(guó)有企業(yè)占31.631%、民營(yíng)企業(yè)占36.935%、三資企業(yè)占比31.434%。

2.2 變量測(cè)量

戰(zhàn)略人力資源管理(SHRM)測(cè)量基于Lepak & Snell[15]的測(cè)量條目，并經(jīng)過(guò)與3位科技企業(yè)高層管理者協(xié)商后，形成23題項(xiàng)量表，其測(cè)量范圍包含申述程序、內(nèi)部晉升、合理授權(quán)等8個(gè)維度；情感承諾(AC)測(cè)量采用Porter[24]開(kāi)發(fā)的3題項(xiàng)量表；環(huán)境動(dòng)態(tài)性(ED)和環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)性(EC)測(cè)量采用Jansen[11]開(kāi)發(fā)的環(huán)境特性量表，各有3個(gè)條目；組織績(jī)效(OP)測(cè)量采用Daniel等[25]修訂的組織績(jī)效量表，共4個(gè)條目。借鑒以往相關(guān)研究，本文將企業(yè)行業(yè)、性質(zhì)、規(guī)模、發(fā)展時(shí)期等作為控制變量。

2.3 信效度分析

本研究對(duì)各變量及測(cè)量指標(biāo)的信度(Cronbach's α系數(shù)均大于0.7)、因子載荷(均大于0.5)、組合信度(CR值均大于0.8)、平均萃取方差(均大于0.5)等指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。顯示研究變量的信度與收斂效度良好。同時(shí)，AVE平方根大于其對(duì)應(yīng)相關(guān)系數(shù)，說(shuō)明研究變量的區(qū)分效度良好。

表1 變量信效度檢驗(yàn)結(jié)果

2.4 描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2給出了各變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)。其中，戰(zhàn)略人力資源管理(SHRM)、情感承諾(AC)與組織績(jī)效(OP)顯著正相關(guān)(r=0.535, p<0.01; r=0.482, p<0.01)，戰(zhàn)略人力資源管理(SHRM)與情感承諾(AC)顯著正相關(guān)(r=0.590, p<0.01)，這為研究假設(shè)提供了初步支持。

3 假設(shè)檢驗(yàn)

3.1 層次回歸檢驗(yàn)

本文運(yùn)用層次回歸方法檢驗(yàn)主效應(yīng)、中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)，如表3所示。結(jié)果顯示，與M1相比，M2中戰(zhàn)略人力資源管理(SHRM)對(duì)情感承諾(AC)具有顯著正向影響(β=0.521, p<0.01)，額外解釋23%的情感承諾(AC)變異；與M5相比，M6中戰(zhàn)略人力資源管理(SHRM)對(duì)組織績(jī)效(OP)具有顯著正向影響(β=0.516, p<0.01)，額外解釋22.6%的組織績(jī)效(OP)變異，H1得到驗(yàn)證。與M6相比，M7中情感承諾(AC)對(duì)組織績(jī)效(OP)具有顯著正向影響(β=0.213, p<0.01)，但戰(zhàn)略人力資源管理(SHRM)對(duì)組織績(jī)效(OP)的影響系數(shù)由0.516降為0.405，仍然顯著，表明情感承諾在戰(zhàn)略人力資源管理與組織績(jī)效間起部分中介作用，H2得到驗(yàn)證。與M3相比，M4中SHRM*ED*EC對(duì)情感承諾(AC)的影響顯著，為進(jìn)一步檢驗(yàn)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)奠定了基礎(chǔ)；與M8相比，M9中加入情感承諾(AC)后，SHRM*ED*EC對(duì)組織績(jī)效(OP)的影響顯著(β=0.072, p<0.1)，表明環(huán)境動(dòng)態(tài)性(ED)與環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)性(EC)在情感承諾(AC)第一階段的中介效應(yīng)中起聯(lián)合調(diào)節(jié)作用，H3得到驗(yàn)證。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)系數(shù)(N=509)

表3 層級(jí)回歸分析結(jié)果

各調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸方程如下：

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)

為避免統(tǒng)計(jì)學(xué)第二類(lèi)錯(cuò)誤，借鑒既有研究[26]，并根據(jù)表3回歸結(jié)果進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)果顯示：SHRM(a6)(M4:β=0.601, p<0.01)，SHRM*ED*EC(a10)(M4:β=-0.236, p<0.01)。戰(zhàn)略人力資源管理(SHRM)的回歸系數(shù)(c7)顯著(M9:β=0.388, p<0.01)，情感承諾(AC)的回歸系數(shù)(b1)顯著(M9:β=0.212, p<0.01)。因此，a6=0.601，a10=-0.236，c7=0.388，b1=0.212。根據(jù)中介效應(yīng)計(jì)算公式，可以計(jì)算出ED*EC的調(diào)節(jié)系數(shù)：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為中介效應(yīng)，U1、U2分別為環(huán)境動(dòng)態(tài)性(ED)、環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)性(EC)第一階段的調(diào)節(jié)效應(yīng)，U系數(shù)0.05表明ED*EC對(duì)中介效應(yīng)具有微弱的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3.2 中介與調(diào)節(jié)效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

進(jìn)一步運(yùn)用Bootstrapping法及Sobel test檢驗(yàn)中介與調(diào)節(jié)效應(yīng)的穩(wěn)健性，如表4所示。結(jié)果顯示，情感承諾(AC)的Sobel檢驗(yàn)Z值為8.317，p<0.01，戰(zhàn)略人力資源管理(SHRM)通過(guò)情感承諾(AC)影響組織績(jī)效(OP)的直接效應(yīng)為0.497，CI為[0.388,0.607]，不包含0；間接效應(yīng)為0.137，CI為[0.072,0.216]，不包含0。表明情感承諾(AC)在戰(zhàn)略人力資源管理(SHRM)與組織績(jī)效(OP)間起部分中介作用。

表4 情感承諾中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

本文運(yùn)用Bootstrapping法檢驗(yàn)環(huán)境動(dòng)態(tài)性(ED)與環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)性(EC)在不同匹配情境下的調(diào)節(jié)效應(yīng)，如表5所示。結(jié)果顯示，ED、EC均處于低水平時(shí)，SHRM、ED、EC三維交互效應(yīng)為0.142，95%CI為[0.077,0.225]，不包含零；ED處于低水平、EC處于高水平時(shí)，間接效應(yīng)為0.208，95%CI為[0.112,0.324]，不包含零；ED處于高水平、EC處于低水平時(shí)，間接效應(yīng)為0.049，95%CI為[-0.002,0.135]，包含零；ED、EC均處于高水平時(shí)，間接效應(yīng)為0.115，95%CI為[0.057,0.198]。表明環(huán)境動(dòng)態(tài)性(ED)、環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)性(EC)在高—低匹配情境下不具顯著調(diào)節(jié)效應(yīng)，這與上文結(jié)論即層次回歸檢驗(yàn)的微弱調(diào)節(jié)效應(yīng)具有內(nèi)在一致性。

表5 三維交互調(diào)節(jié)效應(yīng)Bootstrapping檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)上述結(jié)果，繪制不同動(dòng)態(tài)與競(jìng)爭(zhēng)組合下戰(zhàn)略人力資源管理對(duì)組織績(jī)效作用的示意圖(見(jiàn)圖2)。

4 模糊集定性比較分析(fsQCA)

4.1 變量選取與校準(zhǔn)

為驗(yàn)證上述實(shí)證模型在績(jī)效提升路徑中的效能，本研究遵循易明等(2018)的建議，選取戰(zhàn)略人力資源管理、情感承諾、環(huán)境動(dòng)態(tài)性、環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)性和組織規(guī)模5個(gè)變量為組織績(jī)效的前因條件。首先，對(duì)戰(zhàn)略人力資源管理、情感承諾、環(huán)境動(dòng)態(tài)性、環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)性4個(gè)連續(xù)性變量取平均值，運(yùn)用Calibrate(x, n1, n2, n3)函數(shù)轉(zhuǎn)化為0～1的隸屬度值；對(duì)于組織規(guī)模，將25～50人校準(zhǔn)為0，50～200人校準(zhǔn)為0.5，200～500人校準(zhǔn)為1。其次，對(duì)校準(zhǔn)數(shù)據(jù)進(jìn)行一致性和覆蓋度分析，結(jié)果如表6所示，所有前因變量的充分性與必要性條件均低于0.9，說(shuō)明以上條件變量均不是結(jié)果變量的充要條件，只有變量間組合才能導(dǎo)致結(jié)果變量發(fā)生。

圖2 環(huán)境動(dòng)態(tài)性與環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)性的聯(lián)合調(diào)節(jié)作用

4.2 結(jié)果

本研究采用QCA3.0軟件進(jìn)行分析，在真值表中設(shè)置可接受個(gè)案數(shù)為1，選擇連續(xù)性大于0.8的編碼，通過(guò)QCA分析形成復(fù)雜解、精簡(jiǎn)解和中間解。將同時(shí)出現(xiàn)在精簡(jiǎn)解和中間解中的原因條件劃分為核心條件，將僅出現(xiàn)在中間解中的原因條件劃分為邊緣條件，進(jìn)而形成組織績(jī)效的5種觸發(fā)模式，如表7所示。其中，S1的前因構(gòu)型為SHRM*ED*AC*～Q5，提升績(jī)效的核心條件為高戰(zhàn)略人力資源管理和高環(huán)境動(dòng)態(tài)性，邊緣條件為高情感承諾和低組織規(guī)模；S2的前因構(gòu)型為SHRM*AC*ED*EC，提升績(jī)效的核心條件為高戰(zhàn)略人力資源管理和高情感承諾，邊緣條件為高環(huán)境動(dòng)態(tài)性和高環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)性；S3的前因構(gòu)型為SHRM*～EC*～Q5，提升績(jī)效的核心條件為高戰(zhàn)略人力資源管理和低環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)性，邊緣條件為低組織規(guī)模；S4包含兩個(gè)子模式S4a和S4b，其前因構(gòu)型分別為SHRM*Q5*ED*EC和SHRM*Q5*AC*EC，提升績(jī)效的核心條件為高戰(zhàn)略人力資源管理和高組織規(guī)模，相同邊緣條件為高環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)性；S5的前因構(gòu)型為～SHRM*EC*～Q5*～ED*～AC，提升績(jī)效核心條件為低戰(zhàn)略人力資源管理、高環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)性和低組織規(guī)模，邊緣條件為低環(huán)境動(dòng)態(tài)性和低情感承諾。

表6 條件變量必要性分析結(jié)果

表7 組織績(jī)效前因條件構(gòu)型

5 結(jié)論與討論

5.1 研究結(jié)論

本研究基于資源基礎(chǔ)理論與社會(huì)交換理論，以兩時(shí)點(diǎn)收集的509家中小科技企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用Bootstrapping法、層次回歸等定量分析以及模糊集定性比較分析方法，探討了戰(zhàn)略人力資源管理對(duì)組織績(jī)效影響機(jī)制，綜合得出如下結(jié)論：

(1)情感承諾在戰(zhàn)略人力資源管理與組織績(jī)效間起部分中介作用。以往研究廣泛從組織能力、戰(zhàn)略柔性等視角探討戰(zhàn)略人力資源管理對(duì)績(jī)效的影響機(jī)制，但組織是一個(gè)情緒聚合體[20]，其制度實(shí)施及績(jī)效取得離不開(kāi)員工的情感投入?；谏鐣?huì)交換理論，組織的績(jī)效評(píng)價(jià)、薪酬激勵(lì)等人力資源實(shí)踐能夠給員工制度支持與資源支持，作為回報(bào)，員工會(huì)增加情感承諾，并努力獲取績(jī)效[20]。該結(jié)論不僅從情感視角解析了戰(zhàn)略人力資源管理與績(jī)效的關(guān)系，而且為未來(lái)實(shí)體化研究提供了新思路。

(2)環(huán)境動(dòng)態(tài)性與環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)性聯(lián)合正向調(diào)節(jié)情感承諾第一階段的中介效應(yīng)。雖然以往研究也曾探討外部環(huán)境對(duì)戰(zhàn)略人力資源管理的影響，但卻聚焦于單一外部環(huán)境，忽略了外部環(huán)境的多元性。為此，部分學(xué)者呼吁關(guān)注雙元環(huán)境，即兼顧環(huán)境動(dòng)態(tài)與環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)的外部環(huán)境雙重屬性[1,4]。本文將外部環(huán)境雙元性同時(shí)納入邊界框架，揭示出環(huán)境動(dòng)態(tài)與環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)的不同情境組合對(duì)戰(zhàn)略人力資源管理與組織績(jī)效的調(diào)節(jié)效應(yīng)具有差異性。其中，低動(dòng)態(tài)—高競(jìng)爭(zhēng)最能促進(jìn)戰(zhàn)略人力資源轉(zhuǎn)化，低動(dòng)態(tài)—低競(jìng)爭(zhēng)次之，高動(dòng)態(tài)—低競(jìng)爭(zhēng)對(duì)組織戰(zhàn)略人力資源轉(zhuǎn)化的調(diào)節(jié)效應(yīng)微乎其微。一方面，該結(jié)論契合了趙曙明等[2]、林亞清等(2013)的研究結(jié)論，我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)型和中小企業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵期，外部環(huán)境變量已經(jīng)成為組織研究不可忽視的變量；另一方面，該結(jié)論響應(yīng)了孫銳等[13]的建議，在不同外部情境組合中檢驗(yàn)組織資源轉(zhuǎn)化進(jìn)程，以細(xì)化組織資源轉(zhuǎn)化的情境機(jī)制。這為以本土情境為典型特征的組織行為3.0時(shí)代管理學(xué)研究提供了重要借鑒。

(3)中小科技企業(yè)績(jī)效提升路徑有5種模式，其中模式S4包含兩種子模式。雖然以往研究已經(jīng)證實(shí)戰(zhàn)略人力資源管理能夠顯著提升績(jī)效[27]，但其何時(shí)以及如何提升績(jī)效卻尚未獲得深度解析。本研究采用fsQCA方法揭示了戰(zhàn)略人力資源管理、雙元環(huán)境和組織規(guī)模對(duì)組織績(jī)效的匹配影響。模式S1為SHRM*ED*AC*～Q5，從該觸發(fā)模式看，若200人以下規(guī)模的中小企業(yè)在高動(dòng)態(tài)環(huán)境中注重績(jī)效評(píng)估、內(nèi)部晉升、有效報(bào)償?shù)葢?zhàn)略人力資源管理活動(dòng)[4]，且在員工強(qiáng)情感承諾條件下[28]，將獲得更高績(jī)效。模式S2為SHRM*AC*ED*EC，該模式很好地契合了研究中的實(shí)證模型，即在高動(dòng)態(tài)與高競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境下，企業(yè)開(kāi)展戰(zhàn)略人力資源管理活動(dòng)，強(qiáng)化員工情感承諾，更能提升企業(yè)績(jī)效。模式S3為SHRM*～EC*～Q5，從該觸發(fā)模式看，200人以下規(guī)模的中小企業(yè)在低競(jìng)爭(zhēng)性環(huán)境中開(kāi)展戰(zhàn)略人力資源管理活動(dòng)，更能提升績(jī)效。中小企業(yè)具有資源存量不高、應(yīng)用路徑模糊等特征[2]，在低競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境中開(kāi)展資源配置活動(dòng)更能發(fā)揮資源的邊際效益。該構(gòu)型更適用處于“藍(lán)?！毙袠I(yè)的中小企業(yè)資源配置。模式S4為SHRM*Q5*ED*EC和SHRM*Q5*AC*EC，第一種子模式顯示，200～500人規(guī)模的中小企業(yè)戰(zhàn)略人力資源管理對(duì)績(jī)效的影響情境不僅體現(xiàn)為材料供應(yīng)、技術(shù)變化等單一外部環(huán)境，更要考慮以競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手?jǐn)?shù)量和同質(zhì)性程度為典型的競(jìng)爭(zhēng)性外部環(huán)境，且高競(jìng)爭(zhēng)、高動(dòng)態(tài)環(huán)境更能調(diào)諧組織資源轉(zhuǎn)化進(jìn)程，進(jìn)而獲得績(jī)效；第二種子模式顯示，高競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境下，僅從戰(zhàn)略人力資源管理而言，并不能界定其對(duì)200～500人規(guī)模中小企業(yè)績(jī)效的影響。競(jìng)爭(zhēng)性環(huán)境雖然能為組織資源轉(zhuǎn)化帶來(lái)資源刺激，但資源個(gè)體的情感依附影響其對(duì)組織資源配置的認(rèn)同認(rèn)知，進(jìn)而影響員工對(duì)組織的資源投入。模式S5為～SHRM*EC*～Q5*～ED*～AC，該觸發(fā)模式與模式S1、S2表現(xiàn)出差異性。根據(jù)資源保存理論與社會(huì)交換理論，當(dāng)200人規(guī)模以下的中小企業(yè)降低績(jī)效評(píng)估、有效報(bào)償?shù)热肆Y源配置時(shí)，資源個(gè)體更可能趨于保存自身資源，甚至以離職傾向作為組織資源“吝嗇”的回報(bào)。因此，該模式代表的中小企業(yè)績(jī)效水平較低。

5.2 理論貢獻(xiàn)與管理啟示

本文理論貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在3個(gè)方面：首先，以往研究廣泛從組織能力、戰(zhàn)略柔性等視角探討戰(zhàn)略人力資源管理與績(jī)效的關(guān)系，而忽視了員工情感的影響。但組織本身是一個(gè)情緒資源聚合體[20]，組織的制度支持與資源支持直接決定著員工是否進(jìn)行情感投入，進(jìn)而影響績(jī)效。為此，本文從員工情感承諾視角解析戰(zhàn)略人力資源管理對(duì)績(jī)效的影響，不僅豐富了戰(zhàn)略人力資源管理與績(jī)效關(guān)系的研究視角，而且為未來(lái)實(shí)體化研究提供了新思路。其次，本文將外部環(huán)境的雙元屬性納入研究模型，突破了以往研究強(qiáng)調(diào)不確定環(huán)境單一屬性的局限，并從雙元環(huán)境組合視角揭示了戰(zhàn)略人力資源管理通過(guò)情感承諾影響績(jī)效的邊界條件。這不僅回答了情感承諾何時(shí)具有更強(qiáng)的中介效應(yīng)，而且延伸了本文中介模型的適用邊界，為未來(lái)不確定環(huán)境下探討管理問(wèn)題提供了新思路。最后，本研究將實(shí)證研究與定性比較分析(QCA)結(jié)合，以QCA方法考察了組織績(jī)效的多重等效路徑，并驗(yàn)證了本文實(shí)證模型，獲得更加穩(wěn)健的結(jié)論。這不僅從構(gòu)型觀上揭示了中小科技企業(yè)績(jī)效提升的多重路徑，為未來(lái)研究提供了具體思路，而且更深度拓展了實(shí)證結(jié)論的適用性，為中小科技企業(yè)績(jī)效提升提供了有益借鑒。

本研究對(duì)處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期和重大戰(zhàn)略調(diào)整期的中小科技企業(yè)具有重要實(shí)踐意義。首先，中小科技企業(yè)要從聚焦人向聚焦價(jià)值創(chuàng)造與價(jià)值評(píng)價(jià)轉(zhuǎn)變，從專(zhuān)注于組織內(nèi)部向?qū)Ｗ⒂谫Y源整合轉(zhuǎn)變，人力資源價(jià)值管理應(yīng)當(dāng)在組織內(nèi)部形成一致化、共同化。其次，組織要重視戰(zhàn)略人力資源管理實(shí)踐對(duì)員工管理的重要性，注重績(jī)效評(píng)估、內(nèi)部晉升、有效報(bào)償?shù)葢?zhàn)略價(jià)值服務(wù)，擅于通過(guò)開(kāi)展戰(zhàn)略人力資源管理實(shí)踐活動(dòng)強(qiáng)化員工的組織假設(shè)和組織判斷，進(jìn)而增加員工的工作資源投入。再次，中小企業(yè)可以適度保持低動(dòng)態(tài)—高競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，擴(kuò)散外部市場(chǎng)價(jià)格信息，抑制材料供應(yīng)、技術(shù)變化等信息，通過(guò)控制環(huán)境信息要素，調(diào)諧組織資源轉(zhuǎn)化方向與進(jìn)程。最后，針對(duì)不同組織類(lèi)型，采取差異化環(huán)境信息管理，200～500人規(guī)模的中小企業(yè)要注重原料供應(yīng)、技術(shù)變化和價(jià)格變動(dòng)等信息變化，而200人規(guī)模以下的中小企業(yè)則要增加技術(shù)變化等信息擴(kuò)散，減少價(jià)格信息擴(kuò)散。

5.3 不足與展望

雖然本文運(yùn)用實(shí)證與fsQCA雙重方法考量戰(zhàn)略人力資源管理對(duì)組織績(jī)效的影響機(jī)制，但不可避免地存在一些不足。首先，觸發(fā)組織績(jī)效的構(gòu)型是多樣化的，而本文實(shí)證研究?jī)H與兩種模式契合。因此，后續(xù)研究可從更全面視角揭示組織績(jī)效提升路徑。其次，雖然本文采用兩時(shí)點(diǎn)數(shù)據(jù)，且采用Harman單因素檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，共同方法偏差的影響在可控范圍內(nèi)，但各變量測(cè)量源于同一主體，難以消除同源方差。因此，后續(xù)研究仍然要通過(guò)控制變量來(lái)源降低方差影響。