韓慶璐　朱建新

摘 要：運(yùn)用心理契約相關(guān)理論，引用“組織認(rèn)同”為中介變量，提出了集群環(huán)境下企業(yè)間基于利他行為對經(jīng)營績效影響關(guān)系的模型。從產(chǎn)業(yè)集群內(nèi)部企業(yè)間的產(chǎn)業(yè)鏈視角，以“哈爾濱曼哈頓商圈”為集群小微企業(yè)切入點(diǎn)，通過大樣本實(shí)證檢驗(yàn)分析，以調(diào)查問卷以及形成量表的形式，分析集群下小微企業(yè)的利他行為與其經(jīng)營績效的關(guān)系，并運(yùn)用“共生理論”分析其形成機(jī)理。

關(guān)鍵詞：利他行為；組織認(rèn)同；企業(yè)績效

中圖分類號：F270 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2015）20-0022-03

一、研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)收集

（一）問卷基本結(jié)構(gòu)

本文力圖研究集群下小微企業(yè)利他關(guān)系在對其績效的影響，并引入變量“組織認(rèn)同”分析其在利他行為對企業(yè)績效影響中的中介作用。問卷量表的設(shè)計(jì)由問卷的理論構(gòu)思與目的、問卷格式、問卷項(xiàng)目的語句和問卷用語四個部分組成。

（二）數(shù)據(jù)收集與統(tǒng)計(jì)描述

1.數(shù)據(jù)收集

本研究通過問卷調(diào)查獲取數(shù)據(jù)。于2014年12月份開始正式發(fā)放問卷，調(diào)研的總體為集群下的小微企業(yè)。選取哈爾濱曼哈頓商廈、大世界商城等小微企業(yè)為藍(lán)本。為從源頭上保證數(shù)據(jù)的質(zhì)量，本研究嚴(yán)格控制企業(yè)樣本、問卷填寫者以及發(fā)放渠道，最大限度排除外部因素的不利影響。本問卷采取問卷發(fā)放和網(wǎng)絡(luò)發(fā)放兩種方式，還通過銀行發(fā)放問卷，所獲取的數(shù)據(jù)具有較好的可靠性和代表性。一共發(fā)出了150份問卷，回收問卷106份，回收率為70.6%。

2.樣本描述

本研究結(jié)合已有的相關(guān)研究，將從企業(yè)經(jīng)營類型、是否參加過行業(yè)組織對106份有效問卷進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)。

統(tǒng)計(jì)結(jié)果：利他行為、企業(yè)績效、組織認(rèn)同最小值統(tǒng)計(jì)量均為1，最大值統(tǒng)計(jì)量均為5。利他行為均值位于2.98—4.73，企業(yè)績效均值位于3.18—3.71，組織認(rèn)同均值位于2.61—3.67；利他行為、企業(yè)績效、峰度偏度均小于0，符合要求成正態(tài)分布。

二、信效度分析與假設(shè)檢驗(yàn)

（一）信效度分析

1.組織認(rèn)同信效度分析

通過SPSS21.0對收集問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行組織認(rèn)同因子分析（主成分分析&轉(zhuǎn)軸法-最大變異法）可得到如表1所示的檢測結(jié)果。第一次探索因子中sig.<0.05達(dá)到檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)并呈現(xiàn)最佳狀態(tài)，檢驗(yàn)結(jié)果表明每個變量和變量因子之間存在共同因子，存在具備因子分析的條件。抽取因子總方差和31.412%有必要將干擾因子刪除，刪除OI3，經(jīng)過7次主成分分析法&轉(zhuǎn)軸法進(jìn)行因子分析后得到KMO值0.796顯著性SIG<0.05這個分析結(jié)果達(dá)到了極佳的狀態(tài)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，每個變量和每個變量之間存在公共因子，具備因子分析的條件方差和達(dá)到51.642%，表明在刪除干擾題項(xiàng)OI3，OI4，OI5，OI7，OI8，OI9，OI 10，量表達(dá)到建度效度穩(wěn)定的情況，如表1所示之組織認(rèn)同、企業(yè)績效、利他行為的KMO和Bartlett檢驗(yàn)。

通過SPSS21.0對收集數(shù)據(jù)進(jìn)行組織認(rèn)同信度分析，最終得到如表1所示的檢驗(yàn)結(jié)果，組織認(rèn)同量表中4個題項(xiàng)（OI1、OI2、OI6、OI11）內(nèi)部一致性系數(shù) Cronbach's Alpha=0.752，所有題項(xiàng)值<0.752，故表中題項(xiàng)保留。

2.企業(yè)績效信效度分析

通過SPSS21.0對收集問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行企業(yè)績效因子分析（主成分分析&轉(zhuǎn)軸法-最大變異法）可得到如表1所示的檢測結(jié)果。第一次探索因子中sig.<0.05達(dá)到檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)并呈現(xiàn)最佳狀態(tài)，檢驗(yàn)結(jié)果表明每個變量和變量因子之間存在共同因子，存在具備因子分析的條件，如表1企業(yè)績效KMO和Bartlett檢驗(yàn)所示。抽取因子總方差和36.654%有必要將干擾因子刪除，刪除BP7，經(jīng)過4次主成分分析法&轉(zhuǎn)軸法進(jìn)行因子分析后得到KMO值0.788顯著性SIG<0.05這個分析結(jié)果達(dá)到了極佳的狀態(tài)，檢驗(yàn)結(jié)果表明每個變量和每個變量之間存在公共因子，具備因子分析的條件方差和達(dá)到51.2%，表明在刪除干擾題項(xiàng)BP1，BP5，BP7，BP8量表達(dá)到建度效度穩(wěn)定的情況。

通過SPSS21.0對收集數(shù)據(jù)進(jìn)行組織認(rèn)同信度分析，最終得到如表1所示的檢驗(yàn)結(jié)果。組織認(rèn)同量表中4個題項(xiàng)（BP2、BP3、BP4、BP6）內(nèi)部一致性系數(shù) Cronbach's Alpha=0.725，所有題項(xiàng)值<0.725，故表中題項(xiàng)保留。

3.利他行為信效度分析

通過SPSS21.0對收集問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行組織認(rèn)同因子分析（主成分分析&轉(zhuǎn)軸法-最大變異法）可得到如表1所示的檢測結(jié)果。第一次探索因子中sig.<0.05達(dá)到檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)并呈現(xiàn)最佳狀態(tài)，檢驗(yàn)結(jié)果表明每個變量和變量因子之間存在共同因子，存在具備因子分析的條件，如表1利他行為KMO和Bartlett檢驗(yàn)結(jié)果所示，抽取因子總方差和33.953%有必要將干擾因子刪除，刪除OI3，經(jīng)過2次主成分分析法&轉(zhuǎn)軸法進(jìn)行因子分析后得到KMO值0.859顯著性SIG<0.05這個分析結(jié)果達(dá)到了極佳的狀態(tài)。檢驗(yàn)結(jié)果表明每個變量和每個變量之間存在公共因子，具備因子分析的條件方差和達(dá)到51.194%，表明在刪除干擾題項(xiàng)AR3 AR6，量表達(dá)到建度效度穩(wěn)定的情況。

通過SPSS21.0對收集數(shù)據(jù)進(jìn)行組織認(rèn)同信度分析，最終得到如表1所示的檢驗(yàn)結(jié)果。組織認(rèn)同量表中5個題項(xiàng)（AR1，AR2，AR4，AR7，AR7，AR8，AR9）內(nèi)部一致性系數(shù) Cronbach's Alpha=0.824，所有題項(xiàng)值<0.824，故表中題項(xiàng)保留。

（二）利他行為對企業(yè)績效關(guān)系驗(yàn)證

為了驗(yàn)證利他行為對企業(yè)績效的關(guān)系，即假設(shè)H1成立，本節(jié)以利他行為（AR）因變量、企業(yè)績效（BP）為觀測變量，通過結(jié)構(gòu)方程模型的方法來進(jìn)行檢驗(yàn)，整個檢驗(yàn)過程在 Amos21.0 和SPSS21.0 中完成。在 Amos21.0 中，模型運(yùn)行的結(jié)果匯整成表2和圖1。

模擬適配度表（表2）顯示，0

0.079<0.08，IFI、TLI 和 CFI 接近 0.9。雖然 GFI=0.887，沒有達(dá)到0.9的嚴(yán)謹(jǐn)要求，但達(dá)到了0.8的寬松要求，AGFI=0.773，接近0.8的寬松要求可見，模型的適配度可以接受。又如圖1所示AR到BP的路。徑系數(shù)為0.81，且達(dá)到P為0.01的顯著水平，因此接受H1假設(shè)，證明利他行為對企業(yè)績效有正向的影響。

（三）組織認(rèn)同與利他行為、企業(yè)績效關(guān)系驗(yàn)證

為了驗(yàn)證利他行為對企業(yè)績效的關(guān)系，即假設(shè)H2、H3成立，本節(jié)以利他行為（AR）因變量、企業(yè)績效（BP）為觀測變量，加入中介變量組織認(rèn)同（OI）通過結(jié)構(gòu)方程模型的方法來進(jìn)行檢驗(yàn)，試圖驗(yàn)證組織認(rèn)同與利他行為和企業(yè)績效的關(guān)系。整個檢驗(yàn)過程在 Amos21.0 和SPSS21.0 中完成。在 Amos21.0 中，模型運(yùn)行的結(jié)果匯整成表3和圖2。

模擬適配度表（即表2）顯示，0

0.079<0.08，IFI、TLI 和 CFI 雖然沒有達(dá)到0.9的嚴(yán)謹(jǐn)要求，但都達(dá)到了0.8的寬松要求。GFI=0.878，接近0.9的嚴(yán)謹(jǐn)要求；AGFI=0.773，沒有達(dá)到 0.8的嚴(yán)謹(jǐn)要求，但接近 0.8。配適度指標(biāo)都基本達(dá)到了寬松的要求，表明模型的配適度基本可以接受。

又如圖2所示，OI到AR的路徑系數(shù)為0.83，OI到BP的路徑系數(shù)為0.82顯著，在概率為99%的情況下，模型擬合程度良好，關(guān)系顯著。因此，接受H2，H3假設(shè)，利他行為對組織認(rèn)同有正向影響；組織認(rèn)同對企業(yè)績效有正向影響。

（四）中介作用的假設(shè)檢驗(yàn)與分析

檢驗(yàn)中介變量的傳統(tǒng)做法可總結(jié)為：假設(shè)1因變量到觀測變量關(guān)系顯著；假設(shè)2中介變量到因變量關(guān)系顯著；假設(shè)3中介變量到觀測變量關(guān)系顯著；如果假設(shè)4加入中介變量后，因變量到觀測變量的路徑系數(shù)減少，則中介變量是部分中介作用，如果加入中介變量后，路徑系數(shù)不發(fā)生改變，則中介變量是完全中介作用。

本文為了檢驗(yàn)組織認(rèn)同在利他行為對企業(yè)績效的影響關(guān)系中具有中介作用，即假設(shè)4將根據(jù)檢驗(yàn)中介變量的新方法步驟進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，以企業(yè)績效為觀測變量、利他行為為（AR）為因變量、組織認(rèn)同（OI）為中介變量，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，通過 Amos21.0運(yùn)行得到變量間的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。初始模型運(yùn)行后得到表3和 圖3的匯整結(jié)果。

如模擬適配度表（3.4）顯示，0

=0.075<0.08，IFI、TLI 和 CFI 都接近 0.9。雖然 GFI=0.845，沒有達(dá)到0.9的嚴(yán)謹(jǐn)要求，但達(dá)到了0.8的寬松要求；AGFI=0.781，接近了 0.8 的寬松要求?？梢?，模型的適配度可以接受。再看圖 3路徑系數(shù)結(jié)果，利他行為AR到組織認(rèn)同OI路徑為 0.83，且達(dá)到了 0.01 的顯著性要求，即a 顯著；組織認(rèn)同OI到企業(yè)績效BP的路徑為0.89也達(dá)到了 0.01 的顯著性要求。

比較圖2和圖3可以發(fā)現(xiàn)，加入中介變量前AR到BP的路徑系數(shù)為0.81，加入中介變量OI后AR到BP的路徑系數(shù)降為0.59，且路徑系數(shù)均顯著，因此組織認(rèn)同作為中介變量是部分中介作用。

三、研究結(jié)論與管理啟示

1.利他行為在組織認(rèn)同的影響下，對企業(yè)績效具有促進(jìn)作用。小微企業(yè)由于成本低、規(guī)模小等原因處于競爭中的弱勢地位?，F(xiàn)代小微企業(yè)可以參考這種經(jīng)營模式加強(qiáng)合作意識，提高競爭力，促進(jìn)企業(yè)發(fā)展；一些企業(yè)可以運(yùn)用“利他行為”與其他企業(yè)合作，擴(kuò)大經(jīng)營范圍，從而提高績效。小微企業(yè)間可加強(qiáng)聯(lián)系，加強(qiáng)對所在組織群體的認(rèn)同感，強(qiáng)化非正式組織的作用，使員工對所在組織產(chǎn)生更強(qiáng)的依賴感和歸屬感。小微企業(yè)間可互相學(xué)習(xí)，互幫互助，加強(qiáng)協(xié)同合作，從而提高工作效率，高績效地共同發(fā)展。

2.外部監(jiān)管部門應(yīng)加強(qiáng)對集群下小微企業(yè)的規(guī)范控制。哈爾濱曼哈頓商圈應(yīng)加強(qiáng)構(gòu)建非正式組織，加強(qiáng)小微企業(yè)對其非正式組織的認(rèn)同感和歸屬感，使得集群環(huán)境下的小微企業(yè)能夠加強(qiáng)協(xié)同合作，發(fā)揮合力，最大限度地提高工作效率，從而提高企業(yè)績效。

[責(zé)任編輯 李 可]