假设验证结果：软、硬要素对组织质量更新影响的假设检验

本研究主要借助SPSS 18.0统计软件通过层次回归的方法（Hierarchical Regression Modeling，HRM）对研究假设进行检验。

主效应：假设H1a、H1b分别提出QMP软、硬要素对于组织运营惯例更新具有正向显著促进作用。根据层次回归方程的做法，首先将因变量（组织运营惯例更新）与控制变量（所有制1、所有制2、企业规模、企业年限）投入方程之中，然后再轮流放入QMP软要素与QMP硬要素两个自变量。结果见表5.23，QMP软要素对组织运营惯例更新的影响（β=0.29，p＜0.01）及QMP硬要素对组织运营惯例更新的影响（β=0.47，p＜0.01）均呈显著正相关，由此可判定假设H1a、H1b成立。

中介效应：本研究假设QMP软、硬要素可以有效促进组织运营惯例的更新，其中部分组织运营惯例的更新是在QMP软、硬要素促进组织质量图式更新之后由新的组织质量图式所引发，即组织质量图式更新分别在QMP软、硬要素与组织运营惯例更新之间起部分中介作用。根据目前相关统计方法文献建议（温忠麟，张雷，侯杰泰，等，2004），部分中介效应除了应满足Baron与Kenny（1986）的①自变量显著影响因变量。②自变量显著影响中介变量。③中介变量显著影响因变量。④当自变量与中介变量同时引入方程之后，自变量对因变量的显著效应明显减弱，但中介变量仍对因变量有显著效应4个条件之外，还必须要满足中介效应的显著性检验。因此，笔者在利用层次回归方程检验Baron与Kenny（1986）的4个条件之后，又进一步通过Sobel检验（Sobel，1982）来验证中介效应的显著性。

对于组织质量图式更新在QMP软要素与组织运营惯例更新之间的部分中介效应检验，层次回归结果见表5.23：QMP软要素对组织运营惯例更新（β=0.29，p＜0.01）、组织质量图式更新（β=0.24，p＜0.01）均有显著正向促进作用，组织质量图式更新对组织运营惯例更新也具有显著正向影响（β=0.26，p＜0.01）。当QMP软要素与组织质量图式更新同时导入回归方程之后，QMP软要素对于组织运营惯例更新的影响系数降至0.25（p＜0.01），而组织质量图式更新对于组织运营惯例更新的影响系数仍具有显著性（β=0.2，p＜0.01）。再将相关统计结果代入Sobel检验公式^[2]，结果显示Z=2.17，p＜0.05，这表明组织质量图式更新在QMP软要素与组织运营惯例更新之间的部分中介效应显著，假设H2a、H3、H4a成立。同理，对于组织质量图式更新在QMP硬要素与组织运营惯例更新之间的部分中介效应检验，层次回归结果如表5.23所示：QMP硬要素对组织运营惯例更新（β=0.47，p＜0.01）、组织质量图式更新（β=0.22，p＜0.01）均有显著正向促进作用，组织质量图式更新对组织运营惯例更新也具有显著正向影响（β=0.26，p＜0.01）。并且，当QMP硬要素与组织质量图式更新同时导入回归方程之后，QMP硬要素对于组织运营惯例更新的影响系数降至0.44（p＜0.01），而组织质量图式更新对于组织运营惯例更新的影响系数仍具有显著性（β=0.16，p＜0.05）。随后将相关统计结果代入Sobel在线检验公式，结果显示Z=1.96，p=0.05，由此表明组织质量图式更新在QMP硬要素与组织运营惯例更新之间的部分中介效应显著，假设H2b、H4b成立。

此外，根据前文案例研究的结论，组织运营惯例的更新同时包括质量图式发生变化的运营惯例更新以及质量图式并未发生变化的运营惯例更新，企业的质量管理实践（QMP）既能导致质量图式发生变化的运营惯例更新，又能促进质量图式并未发生变化的运营惯例更新。虽然根据Rerup与Feldman（2011）的研究，组织惯例与组织图式可以相互促进、互为因果，但是我们通过案例研究却发现，尽管组织成员的质量图式更新可以直接引发相应的组织运营惯例的变化，但组织运营惯例的变化却要首先通过组织质量绩效结果的反馈才有可能进一步引发组织成员的质量图式更新。因此，我们在假设模型中仅考虑组织质量图式更新引发组织运营惯例更新一种情况，并假设QMP软、硬要素既可以直接促进组织运营惯例更新，又可以通过促进组织质量图式更新间接影响组织运营惯例更新。由此，我们根据中介效应的层次回归方程模型（见图5.6）以及表5.23的假设检验结果，进一步列出QMP软、硬要素对于组织质量图式更新、组织运营惯例更新（总）、质量图式发生变化的运营惯例更新以及质量图式未发生变化的运营惯例更新4个变量的影响系数，并通过比较这些影响系数的大小进一步确认QMP软、硬要素对于上述4个变量的影响程度。结果见表5.24：QMP硬要素对于组织运营惯例总更新（β=0.47，p＜0.01）以及质量图式未发生变化的组织运营惯例更新的影响系数（β=0.44，p＜0.01）远远高于QMP软要素对于组织运营惯例总更新（β=0.29，p＜0.01）以及质量图式未发生变化的组织运营惯例更新（β=0.25，p＜0.01）的影响系数；而QMP软要素对于组织质量图式更新（β=0.24，p＜0.01）以及伴随质量图式改变的组织运营惯例更新的影响系数（β=0.048，p＜0.05）则略高于QMP硬要素对于组织质量图式更新（β=0.22，p＜0.01）以及伴随质量图式改变的组织运营惯例更新（β=0.035，p=0.05）的影响系数。

表5.23　假设检验结果

续表

注：n=196；**p＜0.01，*p＜0.05。

图5.6　中介效应示意图(www.xing528.com)

资料来源：温忠麟，张雷，侯杰泰，等，2004.

表5.24　QMP软、硬要素对于组织质量图式更新及运营惯例更新的影响^[3]

注：n=196；**p＜0.01，*p≤0.05。

调节效应：对于环境动态性增强QMP软要素对组织质量图式更新的正向促进作用的假设检验，我们以组织质量图式更新为因变量，按照控制变量、自变量、调节变量、自变量与调节变量乘积的顺序，依次将企业相关背景变量（所有制1、所有制2、企业规模、企业年限）、QMP软要素、环境动态性、QMP软要素与环境动态性乘积项导入方程^[4]。结果见表5.23：QMP软要素与环境动态性的乘积交互项对组织质量图式更新的影响系数正向显著（β=0.15，p＜0.05）。由此表明，随着环境动态性的提升，QMP软要素对组织质量图式更新的正向促进作用也随之增强，假设H5a成立。同理，结果见表5.23：QMP硬要素与环境动态性的乘积交互项对组织质量图式更新的影响系数不显著（β=0.03，p＞0.05）。由此表明，随着环境动态性的提升，QMP硬要素对组织质量图式更新的正向促进作用并不会加强，假设H5b不成立。最后我们根据以往文献中调节效应检验的做法（Cohen，Cohen，West，2003），分别以均值加减一个标准差的基准描画出不同环境动态性下的QMP软要素影响组织质量图式更新程度的差异（见图5.7）。

有调节的中介效应：本研究之前曾假设环境动态性会提升组织质量图式更新在QMP软、硬要素与组织运营惯例更新之间的中介效应。由于上文已证实环境动态性调节QMP硬要素对组织质量图式更新的正向促进作用的假设检验并不成立，因此，这里只检验环境动态性提升组织质量图式更新在QMP软要素与组织运营惯例更新之间的中介效应假设。本研究遵照Edwards和Lambert（2007）的做法，使用拔靴法（Bootstrapping Method）来分析不同环境动态性水平下组织质量图式更新所发挥的中介效应差异^[5]。分析结果见表5.25，当企业处于低环境动态性水平（低于均值一个标准差）时，QMP软要素对于组织质量图式更新的促进作用并不显著（r=0.098，n.s.），当企业处于高环境动态性水平（高于均值一个标准差）时，QMP软要素对于组织质量图式更新的促进作用显著（r=0.422，p＜0.01），并且高、低环境动态性水平下的QMP软要素对组织质量图式更新的影响系数差异显著（Δr=0.324，p＜0.01），由此进一步证实环境动态性可以有效提升QMP软要素对于组织质量图式更新的正向促进作用的假设H5a。同时，我们还发现，当企业处于低环境动态性水平（低于均值一个标准差）时，QMP软要素通过组织质量图式更新对于组织运营惯例更新的间接效应并不显著（r=0.014，n.s.），而当企业处于高环境动态性水平（高于均值一个标准差）时，QMP软要素通过组织质量图式更新对于组织运营惯例更新的间接效应则变得显著（r=0.107，p＜0.05），但两者差异的统计结果却并不显著（Δr=0.093，n.s.）。由此，我们判定环境动态性提升组织质量图式更新在QMP软要素与组织运营惯例更新之间的中介效应假设H6a也不成立。

图5.7　环境动态性对QMP软要素与质量图式更新关系的调节作用

表5.25　有调节的中介效应分析（组织运营惯例更新为结果变量）

注：n=196；**p＜0.01；*p＜0.05；PMX代表QMP软要素对组织质量图式更新的影响；PYM代表组织质量图式更新对组织运营惯例更新的影响；PYX代表QMP软要素对组织运营惯例更新的影响；高环境动态性代表均值加1个标准差，低环境动态性代表均值减1个标准差。