结构方程模型分析与假设检验

上述验证性因子分析结果显示，各分析模型的拟合值均达到模型拟合要求，为开展各变量及其包含的因子之间的关系分析奠定了基础。

（一）因子相关性分析

对上述验证性因子分析结果即各变量及其所含因子间的相关性分析，是进一步开展结构方程模型分析和假设检验的前提，有助于辅助结构方程模型得出更加准确的分析和验证结论。

调查数据显示：自变量管理者主体性、员工主体性所包含的团队与人员发展、管理变革、自我认知、自我发展4个因子之间具有显著的正向中度相关性，表明4个因子之间具有相互独立性，可以进一步开展与其他变量的关系研究。且4个因子分别与因变量人力资源效能所包含的组织氛围、组织成效、管理有效性、组织目标、员工参与管理5个因子有显著的正向中高度相关性，与中介变量管理过程要素包含的计划、组织、领导3个因子和调节变量战略人力资源系统所包含的匹配性、共同性2个因子有显著的正向中度相关关系。调查同时还显示：中介变量管理过程要素包含的计划、组织、领导3个因子和调节变量战略人力资源系统所包含的匹配性、共同性2个因子分别与因变量人力资源效能所包含的组织氛围、组织成效、管理有效性、组织目标、员工参与管理5个因子具有显著的正向中度相关性。

总之，上述相关性分析结论表明可以按验证性因子分析结果进一步分析、研究各变量及其所含因子间的路径和作用机制。

（二）管理二元主体性对企业人力资源效能的影响分析

1.管理者主体性对企业人力资源效能的影响分析

管理者主体性作为管理二元主体性的重要方面，对人力资源效能的影响分析见图6-6。

图6-6　管理者主体性对人力资源效能影响分析模型

模型拟合度相关指标见表6-20，其中图6-6中Y2、Y3X分别代表团队与人员发展、管理变革因子（以下同），可见在验证性因子分析结果的基础上，管理者主体性对人力资源效能的结构方程模型把管理认知因子排除在外。管理者主体性对人力资源效能的影响因素从3个变为2个。

表6-20　管理者主体性对人力资源效能影响结构方程模型拟合指标

表6-20管理者主体性对人力资源效能影响结构方程模型拟合指标显示，卡方自由度比值（χ2／df）指标值为4.485，处于小于5的可接受水平；RMSEA值为0.074，处于小于0.08的普通水平；NFI值为0.985、CFI值为0.988，二者均处于大于0.95以上水平，因此可以认为管理者主体性对人力资源效能影响结构方程模型可接受，模型拟合达到要求，且标准化路径系数的显著性检验结果均为显著。图6-6显示，潜在变量之间即管理者主体性对人力资源效能的影响为正向显著，对应的题项对潜在变量的影响也为正向显著，综合上述分析结果可以判断，模型拟合良好，管理者主体性对人力资源效能有显著的正向影响。

在上述结论的前提下，管理者主体性所包含的各项因子分别对人力资源效能的影响分析见图6-7。

图6-7　管理者主体性因子对人力资源效能影响分析模型

模型拟合度相关指标见表6-21。

表6-21　管理者主体性各因子对人力资源效能影响结构方程模型拟合指标

表6-21管理者主体性各因子对人力资源效能影响结构方程模型拟合指标显示，卡方自由度比值（χ2／df）指标值为4.689，处于小于5的可接受水平；RMSEA值为0.069，处于小于0.08的普通水平；NFI值为0.944，处于大于0.90以上水平，CFI值为0.955，处于大于0.95以上水平，因此可以认为管理者主体性各因子对人力资源效能影响结构方程模型可接受，模型拟合达到要求，且标准化路径系数的显著性检验结果均为显著。结合图6-7信息综合判断，管理者主体性各因子对人力资源效能有正向显著影响；团队与人员发展对人力资源效能的路径系数为0.67，而管理变革对人力资源效能的影响路径系数不高（0.13）。被模型排除的管理认知因子所包含的要素部分并入了管理变革因子之中，部分被删除。

管理者主体性对人力资源效能各因子的影响分析见图6-8。

模型拟合度相关指标见表6-22。

表6-22　管理者主体性对人力资源效能各因子影响结构方程模型拟合指标

表6-22管理者主体性对人力资源效能各因子影响结构方程模型拟合指标显示，卡方自由度比值（χ2／df）指标值为4.938，处于小于5的可接受水平；RMSEA值为0.071，处于小于0.08的普通水平；NFI值为0.901，CFI值为0.914，处于大于0.90以上水平，因此可以认为管理者主体性对人力资源效能各因子影响结构方程模型可接受，模型拟合达到要求，且标准化路径系数的显著性检验结果均为显著。结合图6-8信息综合判断，管理者主体性对人力资源效能各因子有正向显著影响，且路径系数均较高（0.92～0.97）。

图6-8　管理者主体性对人力资源效能各因子影响分析模型

2.员工主体性对企业人力资源效能的影响分析模型

员工主体性作为管理二元主体性的重要方面，对人力资源效能的影响分析见图6-9。

模型拟合度相关指标见表6-23。其中图6-9中Y4X、Y6分别代表自我认知、自我发展因子（以下同），可见在验证性因子分析结果的基础上，员工主体性对人力资源效能的结构方程模型把情绪管理因子排除在外。员工主体性对人力资源效能的影响因素从3个变为2个。

表6-23　员工主体性对人力资源效能影响结构方程模型拟合指标

表6-23员工主体性对人力资源效能影响结构方程模型拟合指标显示，卡方自由度比值（χ2／df）指标值为4.253，处于小于5的可接受水平；RMSEA值为0.075，处于小于0.08的普通水平；NFI值为0.970、CFI值为0.973，二者均处于大于0.95以上水平，因此可以认为员工主体性对人力资源效能影响结构方程模型可接受，模型拟合达到要求。标准化路径系数的显著性检验结果均为显著，综合图6-9判断，潜在变量之间即员工主体性对人力资源效能的影响为正向显著，对应的题项对潜在变量的影响也为正向显著，综合上述分析结果可以判断，模型拟合良好，员工主体性对人力资源效能有显著的正向影响。

图6-9　员工主体性对人力资源效能影响分析模型

在上述结论的前提下，员工主体性所包含的各项因子分别对人力资源效能的影响分析见图6-10。

模型拟合度相关指标见表6-24。

表6-24　员工主体性各因子对人力资源效能影响结构方程模型拟合指标

表6-24员工主体性各因子对人力资源效能影响结构方程模型拟合指标显示，卡方自由度比值（χ2／df）指标值为4.886，处于小于5的可接受水平；RMSEA值为0.085，处于小于0.1的可接受水平；NFI值为0.901、CFI值为0.914，二者均处于大于0.90以上水平，因此可以认为员工主体性对人力资源效能影响结构方程模型可接受，模型拟合达到要求。

标准化路径系数的显著性检验结果均为显著，结合图6-10数据判断，员工主体性自我认知、自我发展因子对人力资源效能有正向显著影响，自我认知通过自我发展对人力资源效能产生影响，路径系数分别为0.84和0.69，同时，自我认知也直接对人力资源效能产生正向显著影响，但影响的路径系数不高（0.16）。被模型排除的情绪管理因子所包含的要素全部归并入自我认知因子之中。

图6-10　员工主体性因子对人力资源效能影响分析模型

员工主体性对人力资源效能各因子的影响分析见图6-11。

模型拟合度相关指标见表6-25。

表6-25　员工主体性对人力资源效能各因子影响结构方程模型拟合指标

表6-25员工主体性对人力资源效能各因子影响结构方程模型拟合指标显示，卡方自由度比值（χ2／df）指标值为4.929，处于小于5的可接受水平；RMSEA值为0.080，处于0.08的普通水平；NFI值为0.916，CFI值为0.924，处于大于0.90以上水平，因此可以认为员工主体性对人力资源效能各因子影响结构方程模型可接受，模型拟合达到要求，且标准化路径系数的显著性检验结果均为显著。结合图6-11信息综合判断，员工主体性对人力资源效能各因子有正向显著影响，且路径系数均较高（0.89～0.97）。

图6-11　员工主体性对人力资源效能各因子影响分析模型

3.管理二元主体性对企业人力资源效能的影响分析模型

管理者主体性和员工主体性同时纳入模型中进行分析，对人力资源效能的影响分析见图6-12。

图6-12　管理二元主体性对人力资源效能影响分析模型

模型拟合度相关指标见表6-26。

表6-26　员工主体性对人力资源效能各因子影响结构方程模型拟合指标

题项和潜在变量、潜在变量之间的标准化路径系数的显著性检验结果均为显著，结合图6-6、6-9、6-12分析，管理二元主体性同时对人力资源效能产生的影响与二者分别对人力资源效能产生的影响路径系数发生了明显变化，见表6-27。

表6-27　不同路径情况下自变量对因变量路径系数变化

结合图6-6、6-9、6-12综合分析，当分别检验管理者主体性或员工主体性对人力资源效能的影响时，二者对人力资源效能的影响路径系数较高，分别为0.80、0.85，而当同时检验管理二元主体性对人力资源效能的影响时，其路径系数明显降低，分别为0.40和0.45，信息同时显示，管理者主体性一方面直接对人力资源效能产生显著正向影响；另一方面通过对员工主体性产生显著正向影响（路径系数0.88），进而员工主体性对人力资源效能产生显著正向影响。但二者分别对人力资源效能的影响系数不高（0.40、0.45），其原因有可能是管理二元主体性通过中介变量对人力资源效能产生影响，该影响有待在后续相关部分中进行验证。

表6-28多元回归分析结果显示，各因子对人力资源效能的解释力之和为95.7%，说明管理者主体性和员工主体性对人力资源效能的综合解释力较高。其中团队与人员发展、自我认知、自我发展所解释的变异量分别为36.7%、29.4%、22.2%，合计的解释力达88.3%。

综合上述分析，本章可以形成以下基本判断：

（1）管理者主体性、员工主体性对人力资源效能的影响因素经探索性因子分析、验证性因子分析之后，在结构方程分析模型中最终确定即：管理者主体性包含团队与人员发展、管理变革2个因子，员工主体性包含自我认知、自我发展2个因子，同时各因子所包含的要素归并与删除。其原因是验证性因子分析，特别是结构方程模型分析过程中，为确保分析模型达到基本的拟合标准要求，需对存在一定程度共线性问题的因子、要素进行归类合并，这一系列变化符合理论研究规范和实践应用要求，其结果更具有科学性、合理性。

表6-28　管理二元主体性各因子对人力资源效能的解释力、显著性关系

注：Y2、Y3X、Y4X、Y6分别对应潜在变量团队与人员发展、管理变革、自我认知、自我发展；YXN对应人力资源效能

（2）管理者主体性和员工主体性对人力资源效能及其各因子均有显著正向影响，二者对人力资源效能的解释变异量为95.7%。管理者主体性、员工主体性各项因子对人力资源效能均有显著正向影响。其中主要的影响因子为团队与人员发展（管理者主体性因子）、自我认知（员工主体性因子）、自我发展（员工主体性因子），3个因子对人力资源效能的综合解释力达88.3%。二者对人力资源效能各因子产生影响的路径系数均较高，对人力资源效能各因子的影响程度较高（0.89～0.97）。

（3）在管理者主体性对人力资源效能的影响中，团队与人员发展因子一方面直接对人力资源效能产生主要影响；另一方面通过管理变革产生重要影响，并通过其对人力资源效能产生次要影响。在员工主体性对人力资源效能的影响中，自我认知因子一方面通过自我发展因子对人力资源效能产生主要影响；另一方面直接对人力资源效能产生次要影响。在管理二元主体性对人力资源效能产生影响的关系中，管理者主体性一方面直接对人力资源效能产生显著正向影响；另一方面对员工主体性产生重要影响，并与员工主体性一起对人力资源效能产生显著正向影响。

（4）提升企业管理实践中主体性对人力资源效能影响的路径可能有三条：一是不考虑员工主体性的前提下，提升管理者主体性能有效提升企业人力资源效能；二是相反亦能有效提升企业人力资源效能；三是同时提升管理二元主体性时，会削弱彼此对人力资源效能的直接影响程度。无论什么路径，均需要中介变量的作用来提升对人力资源效能的最终影响。

基于上述结构方程模型分析，结合表5-4判断，本书预设之管理二元主体性对人力资源效能影响的研究假设H2.1～H2.23中下列假设得到验证，见表6-29。

表6-29　管理二元主体性对人力资源效能影响相关假设验证结果

续　表

（三）管理二元主体性对管理过程要素的影响分析

1.管理者主体性对管理过程要素的影响分析

管理者主体性作为管理二元主体性的重要方面，对管理过程要素的影响分析见图6-13。

图6-13　管理者主体性对管理过程要素影响分析模型

模型拟合度相关指标见表6-30。

表6-30　管理者主体性对管理过程要素影响结构方程模型拟合指标

表6-30管理者主体性对管理过程要素影响结构方程模型拟合指标显示，卡方自由度比值（χ2／df）指标值为3.073，接近3的普通水平；RMSEA值为0.052，接近于0.05的良好水平；NFI值为0.989、CFI值为0.993，二者均处于大于0.95以上水平，因此可以认为管理者主体性对管理过程要素影响结构方程模型可接受，模型拟合达到要求，且标准化路径系数的显著性检验结果均为显著。图6-13显示，潜在变量之间即管理者主体性对管理过程要素的影响为正向显著，对应的题项对潜在变量的影响也为正向显著，综合上述分析结果可以判断，模型拟合良好，管理者主体性对管理过程要素有显著的正向影响。

2.管理者主体性对管理过程要素各因子的影响分析

管理者主体性对管理过程要素各因子的影响分析见图6-14。

图6-14　管理者主体性对管理过程要素各因子影响分析模型

Y2和Y3X分别代表团队与人员发展和管理变革因子，团队人员发展不断提升管理者胜任力、管理认知和相应的思维意识水平，这是推动和顺利开展管理变革的前提条件，而正因为不断推行相关的管理变革工作，使企业的团队与人员发展水平得到了持续提升。从理论上看二者存在相互制约、相互影响和共同作用的关系。同理，高效、合理的组织系统和行为是开展有效领导工作的基础，因此增加这些因子的残差变量间相互关系路径既有理论依据又有现实合理性。修正后模型拟合度相关指标见表6-31。

表6-31　管理者主体性对管理过程要素各因子影响结构方程模型拟合指标

表6-31管理者主体性对管理过程要素各因子影响结构方程模型拟合指标显示，卡方自由度比值（χ2／df）指标值为3.376，处于小于5的可接受水平；RMSEA值为0.055，处于小于0.08的普通水平；NFI值为0.970、CFI值为0.979，二者均处于大于0.95以上水平，因此可以认为管理者主体性对管理过程要素各因子影响的结构方程模型可接受，模型拟合达到要求，且标准化路径系数的显著性检验结果均为显著。图6-14显示，潜在变量之间即管理者主体性对管理过程要素各因子的影响为正向显著，对应的题项对潜在变量的影响也为正向显著，综合上述分析结果可以判断，模型拟合良好，管理者主体性对管理过程要素各因子有显著的正向影响。

管理者主体性各因子对管理过程要素的影响分析见图6-15。

团队与人员发展、管理变革二者存在相互制约、相互影响和共同作用的关系，居于此对模型进行修正，其拟合度相关指标见表6-32。

图6-15　管理者主体性各因子对管理过程要素影响分析模型

表6-32　管理者主体性各因子对管理过程要素影响结构方程模型拟合指标

表6-32管理者主体性各因子对管理过程要素影响结构方程模型拟合指标显示，卡方自由度比值（χ2／df）指标值为4.677，处于小于5的可接受水平；RMSEA值为0.069，处于小于0.08的普通水平；NFI值为0.932，CFI值为0.945，处于大于0.90以上水平，因此可以认为管理者主体性各因子对管理过程要素影响结构方程模型可接受，模型拟合达到要求，且标准化路径系数的显著性检验结果均为显著。结合图6-15信息综合判断，管理者主体性各因子对管理过程要素有正向显著影响，其中团队与人员发展对管理过程要素的影响较大，路径系数为0.52，管理变革对管理过程要素的影响程度不高，路径系数为0.35。

3.员工主体性对管理过程要素的影响分析

员工主体性作为管理二元主体性的重要方面，对管理过程要素的影响分析见图6-16。

图6-16　员工主体性对管理过程要素影响分析模型

Y4X和Y6分别与组织、领导因子密切相关，二者的相互关系阐述见图6-16，因此增加二因子的残差变量间相互关系路径既有理论依据又有现实合理性。修正后模型拟合度相关指标见表6-33。

表6-33　员工主体性对管理过程要素影响结构方程模型拟合指标

表6-33员工主体性对管理过程要素影响结构方程模型拟合指标显示，卡方自由度比值（χ2／df）指标值为4.660，处于小于5的可接受水平；RMSEA值为0.069，处于小于0.08的普通水平；NFI值为0.988、CFI值为0.990，二者均处于大于0.95以上水平，因此可以认为员工主体性对管理过程要素影响结构方程模型可接受，模型拟合达到要求，且标准化路径系数的显著性检验结果均为显著。图6-16显示，潜在变量之间即员工主体性对管理过程要素的影响为正向显著，对应的题项对潜在变量的影响也为正向显著，综合上述分析结果可以判断，模型拟合良好，员工主体性对管理过程要素有显著的正向影响。

4.员工主体性对管理过程要素各因子的影响分析

员工主体性对管理过程要素各因子的影响分析见图6-17。

图6-17　员工主体性对管理过程要素各因子影响分析模型

题项v59和v61分别与观察变量计划分解、计划调整密切相关，二者是计划管理过程中两个密不可分的环节，二者在工作过程中存在一定相互包含关系。同理，组织和领导二因子也存在相互作用关系，因此增加两对变量的残差变量间相互关系路径既有理论依据又有现实合理性。修正后模型拟合度相关指标见表6-34。

表6-34员工主体性对管理过程要素各因子影响结构方程模型拟合指标显示，卡方自由度比值（χ2／df）指标值为4.613，处于小于5的可接受水平；RMSEA值为0.068，处于小于0.08的普通水平；NFI值为0.959、CFI值为0.968，二者均处于大于0.95以上水平，因此可以认为员工主体性对管理过程要素各因子影响的结构方程模型可接受，模型拟合达到要求，且标准化路径系数的显著性检验结果均为显著。图6-17显示，潜在变量之间即员工主体性对管理过程要素各因子的影响为正向显著，对应的题项对潜在变量的影响也为正向显著，综合上述分析结果可以判断，模型拟合良好，员工主体性对管理过程要素各因子有显著的正向影响。

表6-34　员工主体性对管理过程要素各因子影响结构方程模型拟合指标

员工主体性各因子对管理过程要素的影响分析见图6-18。

图6-18　员工主体性各因子对管理过程要素影响分析模型

自我认知和自我发展因子具有密切的相关关系，员工清晰的自我认知有助于更好做到自我发展，员工在自我发展过程中又不断提升自我认知水平，如提升员工的成就感、自我效能感、创造性思维、目的捕获能力等。v17、v18分别与观察变量成就感、自我效能密切相关，二者亦存在相互促进关系。因此增加两对变量的残差变量间相互关系路径既有理论依据又有现实合理性。模型拟合度相关指标见表6-35。

表6-35员工主体性各因子对管理过程要素影响结构方程模型拟合指标显示，卡方自由度比值（χ2／df）指标值为4.765，处于小于5的可接受水平；RMSEA值为0.070，处于小于0.08的普通水平；NFI值为0.913，CFI值为0.930，两者处于大于0.90以上水平，因此可以认为员工主体性各因子对管理过程要素影响结构方程模型可接受，模型拟合达到要求，且标准化路径系数的显著性检验结果均为显著。结合图6-18信息综合判断，员工主体性各因子对管理过程要素有正向显著影响，其中自我认知对管理过程要素的影响较大，路径系数为0.54，自我发展对管理过程要素的影响程度不高，路径系数为0.35。

表6-35　员工主体性各因子对管理过程要素影响结构方程模型拟合指标

5.管理二元主体性对管理过程要素的影响分析模型

管理者主体性和员工主体性同时纳入模型中进行分析，对管理过程要素的影响分析见图6-19。

图6-19　管理二元主体性对管理过程要素影响分析模型

模型拟合度相关指标见表6-36。

表6-36　管理二元主体性对管理过程要素影响结构方程模型拟合指标

题项和潜在变量、潜在变量之间的标准化路径系数的显著性检验结果均为显著，管理二元主体性同时对管理过程要素产生的影响与二者分别对管理过程要素产生的影响路径系数发生了明显变化，见表6-37。

结合图6-13、6-16、6-19分析，当分别检验管理者主体性或员工主体性对管理过程要素的影响时，其路径系数较高分别为0.88、0.90，而当同时检验二元主体性对人力资源效能的影响时，其路径系数明显降低，分别为0.40和0.55，信息同时显示，管理者主体性一方面直接对管理过程要素产生显著正向影响；另一方面通过对员工主体性产生显著正向影响（路径系数0.89），进而员工主体性对管理过程要素产生显著正向影响。管理者主体性直接对管理过程要素产生影响的路径系数不高（0.40），其原因是管理二元主体性通过员工主体性间接对管理过程要素产生影响。

表6-37　不同路径情况下自变量对因变量路径系数变化

综合上述分析，本章可以形成以下基本判断。

（1）管理者主体性和员工主体性对管理过程要素均有显著正向影响，管理者主体性、员工主体性各项因子对管理过程要素均有显著正向影响。其中，管理者主体性主要通过团队与人员发展、管理变革因子对管理过程要素产生影响，而员工主体性则主要通过自我认知、自我发展对管理过程要素产生影响。

（2）管理二元主体性同时对管理过程要素产生影响的关系中，管理者主体性一方面直接对管理过程要素产生显著正向影响；另一方面主要是通过对员工主体性产生间接的重要影响。

基于上述结构方程模型分析，结合表5-4判断，本书预设之管理二元主体性对管理过程要素产生影响的研究假设H3.1～H3.8中下列假设得到验证，见表6-38。

表6-38　管理二元主体性对管理过程要素影响相关假设验证结果

（四）管理过程要素对企业人力资源效能的影响分析

1.管理过程要素对人力资源效能的影响分析

管理过程要素作为一般管理理论的核心内容在企业各项管理活动中的作用具有一般性，其对企业人力资源效能的影响分析见图6-20。

图6-20　管理过程要素对人力资源效能影响分析模型

Y8、Y10分别与观察变量组织成效、组织目标密切相关，二者和人力资源效能在内涵上有相互重叠部分：本书设定组织成效的内容包含员工回报、组织效率、内部满意度三个因素。组织目标则包含目标了解、工作重要性认知、组织对实现目标所提供的支持三个观察变量。人力资源效能则衡量的是实现组织综合目标的程度，包含效益、效率和效果。因此Y8与Y10、Y10与人力资源效能之间存在部分重叠关系。鉴于此，为提升模型拟合效果，分别建立Y8与Y10和Y10与人力资源效能变量的残差变量间的相互关系路径既有理论依据又有现实合理性。修正后模型拟合度相关指标见表6-39。

表6-39　管理过程要素对人力资源效能影响结构方程模型拟合指标

表6-39管理过程要素对人力资源效能的影响结构方程模型拟合指标显示，卡方自由度比值（χ2／df）指标值为4.331，处于小于5的可接受水平；RMSEA值为0.066，处于小于0.08的普通水平；NFI值为0.979、CFI值为0.984，二者均处于大于0.95以上水平，因此可以认为管理过程要素对人力资源效能影响结构方程模型可接受，模型拟合达到要求，且标准化路径系数的显著性检验结果均为显著。图6-20显示，潜在变量之间即管理过程要素对人力资源效能的影响为正向显著，对应的题项对潜在变量的影响也为正向显著，综合上述分析结果可以判断，模型拟合良好，管理过程要素对人力资源效能有显著正向影响。

2.管理过程要素对人力资源效能各因子的影响分析

管理过程要素对人力资源效能各因子的影响分析见图6-21。

图6-21　管理过程要素对人力资源效能各因子影响分析模型

模型拟合度相关指标见表6-40。(www.xing528.com)

表6-40　管理过程要素对人力资源效能各因子影响结构方程模型拟合指标

表6-40管理过程要素对人力资源效能各因子影响结构方程模型拟合指标显示，卡方自由度比值（χ2／df）指标值为4.691，处于小于5的可接受水平；RMSEA值为0.069，处于小于0.08的普通水平；NFI值为0.901、CFI值为0.909，二者均处于大于0.90以上水平，因此可以认为管理过程要素对人力资源效能各因子影响的结构方程模型可接受，模型拟合达到要求，且标准化路径系数的显著性检验结果均为显著。图6-21显示，潜在变量之间即管理过程要素对人力资源效能各因子的影响为正向显著，对应的题项对潜在变量的影响也为正向显著，综合上述分析结果可以判断，模型拟合良好，管理过程要素对人力资源效能各因子有显著的正向影响，且影响程度较高（0.88～0.98）。

管理过程要素各因子对人力资源效能的影响分析见图6-22。

图6-22　管理过程要素各因子对人力资源效能影响分析模型

模型拟合度相关指标见表6-41。

表6-41　管理过程要素各因子对人力资源效能影响结构方程模型拟合指标

表6-41管理过程要素各因子对人力资源效能影响结构方程模型拟合指标显示，卡方自由度比值（χ2／df）指标值为4.936，处于小于5的可接受水平；RMSEA值为0.091，处于0.1的可接受水平；NFI值为0.911，CFI值为0.920，处于大于0.90以上水平，因此可以认为管理过程要素各因子对人力资源效能影响结构方程模型可接受，模型拟合达到要求，且标准化路径系数的显著性检验结果均为显著。结合图6-22信息综合判断，管理过程要素各因子对人力资源效能有正向显著影响，其中计划、组织要素的影响较大，路径系数分别为0.46、0.75，领导程度偏低，路径系数为0.27。

综合上述分析，本章可以形成以下基本判断。

（1）管理过程要素对人力资源效能有显著正向影响，管理过程要素对人力资源效能各因子的影响程度均较高（0.88～0.98）。

（2）管理要素各因子中，组织、计划对人力资源效能的影响程度较高，领导对人力资源效能的影响程度偏低。

基于上述结构方程模型分析，结合表5-5判断，本书预设之管理二元主体性对管理过程要素产生影响的研究假设H4.1～H4.4中下列假设得到验证，见表6-42。

表6-42　管理过程要素对人力资源效能影响相关假设验证结果

（五）管理过程要素在管理二元主体性与人力资源效能间的中介作用分析

中介作用分析包括管理过程要素、计划、组织、领导在管理二元主体性与人力资源效能之间的中介作用分析四部分。

1.管理过程要素在管理者主体性与人力资源效能之间的中介作用分析

本书应用SPSS统计分析软件Bootstrap法对管理过程要素的中介作用进行分析。对数据做中心化处理后，首先检验管理者主体性（X）对人力资源效能（Y）的显著性，其次检验管理者主体性（X）对管理过程要素（M）的显著性，最后检验管理者主体性（X）、管理过程要素（M）对人力资源效能（Y）的显著性，检验结果见表6-43。

表6-43　管理过程要素在管理者主体性与人力资源效能之间中介作用分析

从表6-43的分析结果来看，三个分析步骤的检验结果在95%置信区间均不包含0，双尾检验为显著。管理者主体性影响人力资源效能的标准化回归系数为0.765，双尾检验显著性为0.001，表明管理者主体性对因变量人力资源效能的影响显著；管理者主体性影响管理过程要素的标准化回归系数为0.715，双尾检验显著性为0.001，表明管理者主体性对中介变量管理过程要素的影响显著；管理者主体性影响人力资源效能和管理过程要素影响人力资源效能的标准化回归系数分别为0.470和0.412，显著性均为0.001，影响显著。综合上述三个步骤检验结果判定，管理过程要素在管理者主体性与人力资源效能之间承担着部分中介作用。其中，中介效应占总效应之比为38.5%（0.715×0.412／0.765）。

（1）计划在管理者主体性与人力资源效能之间的中介作用分析。

应用与上述相同的检验方法，对数据做中心化处理后，首先检验管理者主体性（X）对人力资源效能（Y）的显著性，其次检验管理者主体性（X）对计划（M）的显著性，最后检验管理者主体性（X）、计划（M）对人力资源效能（Y）的显著性，检验结果见表6-44。

表6-44　计划在管理者主体性与人力资源效能之间的中介作用分析

从表6-44的分析结果来看，三个分析步骤的检验结果在95%置信区间均不包含0，双尾检验为显著。管理者主体性对因变量人力资源效能的影响显著；管理者主体性影响计划的系数为0.783，双尾检验显著性为0.001，表明管理者主体性对中介变量计划的影响显著；管理者主体性影响人力资源效能和计划影响人力资源效能的系数分别为0.616和0.190，双尾检验显著性分别为0.001和0.003，影响显著。综合上述三个步骤检验结果判定，计划在管理者主体性与人力资源效能之间承担着部分中介作用，其中中介效应占总效应之比为19.4%（0.783×0.190／0.765）。

（2）组织在管理者主体性与人力资源效能之间的中介作用分析。

应用与上述相同的检验方法，对数据做中心化处理后，首先检验管理者主体性（X）对人力资源效能（Y）的显著性，其次检验管理者主体性（X）对组织（M）的显著性，最后检验管理者主体性（X）、组织（M）对人力资源效能（Y）的显著性，检验结果见表6-45。

表6-45　组织在管理者主体性与人力资源效能之间中介作用分析

从表6-45的分析结果来看，三个分析步骤的检验结果在95%置信区间均不包含0，双尾检验为显著。管理者主体性对因变量人力资源效能的影响显著；管理者主体性影响组织的系数为0.778，显著性为0.001，表明管理者主体性对中介变量组织的影响显著；管理者主体性影响人力资源效能和组织影响人力资源效能的系数分别为0.631和0.173，显著性分别为0.001和0.017，影响显著。综合上述三个步骤检验结果判定，组织在管理者主体性与人力资源效能之间承担着部分中介作用，其中中介效应占总效应之比为17.6%（0.778×0.173／0.765）。

（3）领导在管理者主体性与人力资源效能之间的中介作用分析。

应用与上述相同的检验方法，对数据做中心化处理后，首先检验管理者主体性（X）对人力资源效能（Y）的显著性，其次检验管理者主体性（X）对领导（M）的显著性，最后检验管理者主体性（X）、领导（M）对人力资源效能（Y）的显著性，检验结果见表6-46。

表6-46　领导在管理者主体性与人力资源效能之间中介作用分析

从表6-46的分析结果来看，三个分析步骤的检验结果在95%置信区间均不包含0，双尾检验为显著。管理者主体性对因变量人力资源效能的影响显著；管理者主体性影响领导系数为0.585，显著性为0.001，表明管理者主体性对中介变量领导的影响显著；管理者主体性影响人力资源效能和领导影响人力资源效能系数分别为0.649和0.198，显著性均为0.001，影响显著。综合上述三个步骤检验结果判定，领导在管理者主体性与人力资源效能之间承担着部分中介作用，其中中介效应占总效应之比为15.1%（0.585×0.198／0.765）。

在不考虑计划、组织、领导三者的相互作用关系前提下，三者的中介效应大小分别为计划19.4%、组织17.6%、领导15.1%。

2.管理过程要素在员工主体性与人力资源效能之间的中介作用分析

应用与上述相同的检验方法，对数据做中心化处理后，首先检验员工主体性（X）对人力资源效能（Y）的显著性，其次检验员工主体性（X）对管理过程要素（M）的显著性，最后检验员工主体性（X）、管理过程要素（M）对人力资源效能（Y）的显著性，检验结果见表6-47。

表6-47　管理过程要素在员工主体性与人力资源效能之间中介作用分析

从表6-47的分析结果来看，三个分析步骤的检验结果在95%置信区间均不包含0，双尾检验为显著。员工主体性影响人力资源效能的系数为0.738，显著性为0.001，表明员工主体性对因变量人力资源效能的影响显著；员工主体性影响管理过程要素的系数为0.690，显著性为0.001，表明员工主体性对中介变量管理过程要素的影响显著；员工主体性影响人力资源效能和管理过程要素影响人力资源效能的系数分别为0.451和0.426，显著性均为0.001，影响显著。综合上述三个步骤检验结果判定，管理过程要素在员工主体性与人力资源效能之间承担着部分中介作用，其中中介效应占总效应之比为39.8%（0.690×0.426／0.738）。

（1）计划在员工主体性与人力资源效能之间的中介作用分析。

应用与上述相同的检验方法，对数据做中心化处理后，首先检验员工主体性（X）对人力资源效能（Y）的显著性，其次检验员工主体性（X）对计划（M）的显著性，最后检验员工主体性（X）、计划（M）对人力资源效能（Y）的显著性，检验结果见表6-48。

表6-48　计划在员工主体性与人力资源效能之间中介作用分析

从表6-48的分析结果来看，三个分析步骤的检验结果在95%置信区间均不包含0，双尾检验为显著。员工主体性对因变量人力资源效能的影响显著；员工主体性影响计划的系数为0.831，显著性为0.001，表明员工主体性对中介变量计划的影响显著；员工主体性影响人力资源效能和计划影响人力资源效能的系数分别为0.573和0.199，显著性分别为0.001和0.011，影响显著。综合上述三个步骤检验结果判定，计划在员工主体性与人力资源效能之间承担着部分中介作用，其中中介效应占总效应之比为22.4%（0.831×0.199／0.738）。

（2）组织在员工主体性与人力资源效能之间的中介作用分析。

应用与上述相同的检验方法，对数据做中心化处理后，首先检验员工主体性（X）对人力资源效能（Y）的显著性，其次检验员工主体性（X）对组织（M）的显著性，最后检验员工主体性（X）、组织（M）对人力资源效能（Y）的显著性，检验结果见表6-49。

从表6-49的分析结果来看，三个分析步骤的检验结果在95%置信区间均不包含0，双尾检验为显著。员工主体性对因变量人力资源效能的影响显著；员工主体性影响组织的系数为0.717，显著性为0.001，表明员工主体性对中介变量组织的影响显著；员工主体性影响人力资源效能和组织影响人力资源效能的系数分别为0.596和0.198，显著性分别为0.001和0.002，影响显著。综合上述三个步骤检验结果判定，组织在员工主体性与人力资源效能之间承担着部分中介作用，其中中介效应占总效应之比为19.2%（0.717×0.198／0.738）。

表6-49　组织在员工主体性与人力资源效能之间中介作用分析

（3）领导在员工主体性与人力资源效能之间的中介作用分析。

应用与上述相同的检验方法，对数据做中心化处理后，首先检验员工主体性（X）对人力资源效能（Y）的显著性，其次检验员工主体性（X）对领导（M）的显著性，再次检验员工主体性（X）、领导（M）对人力资源效能（Y）的显著性，检验结果见表6-50。

从表6-50的分析结果来看，三个分析步骤的检验结果在95%置信区间均不包含0，双尾检验为显著。员工主体性对因变量人力资源效能的影响显著；员工主体性影响领导的系数为0.523，显著性为0.001，表明员工主体性对中介变量领导的影响显著；员工主体性影响人力资源效能和领导影响人力资源效能的系数分别为0.614和0.236，显著性均为0.001，影响显著。综合上述三个步骤检验结果判定，领导在员工主体性与人力资源效能之间承担着部分中介作用，其中中介效应占总效应之比为16.7%（0.523×0.236／0.738）。

在不考虑计划、组织、领导三者相互作用关系的前提下，三者的中介效应大小分别为计划22.4%、组织19.2%、领导16.7%。

表6-50　领导在员工主体性与人力资源效能之间中介作用分析

3.员工主体性在管理者主体性与人力资源效能之间的中介作用分析

应用与上述相同的检验方法，对数据做中心化处理后，首先检验管理者主体性（X）对人力资源效能（Y）的显著性，其次检验管理者主体性（X）对员工主体性（M）的显著性，最后检验管理者主体性（X）、员工主体性（M）对人力资源效能（Y）的显著性，检验结果见表6-51。

表6-51　员工主体性在管理者主体性与人力资源效能之间中介作用分析

从表6-51的分析结果来看，三个分析步骤的检验结果在95%置信区间均不包含0，双尾检验为显著。管理者主体性对因变量人力资源效能的影响显著；管理者主体性影响员工主体性的系数为0.687，显著性为0.001，表明管理者主体性对中介变量员工主体性的影响显著；管理者主体性影响人力资源效能和员工主体性影响人力资源效能的系数分别为0.498和0.388，显著性均为0.001，影响显著。综合上述三个步骤检验结果判定，员工主体性在管理者主体性与人力资源效能之间承担着部分中介作用，其中中介效应占总效应之比为34.8%（0.687×0.388／0.765）。

综合上述分析，本章可以形成以下基本判断。

（1）管理过程要素在管理者主体性与人力资源效能之间承担着部分中介作用，中介效应占总效应的比值为38.5%。管理过程要素在员工主体性与人力资源效能之间承担着部分中介作用，中介效应占总效应的比值为39.8%。充分证明管理过程要素在管理二元主体性与人力资源效能之间起部分中介作用，且中介效应非常明显。

（2）管理过程要素因子计划、组织、领导在管理二元主体性与人力资源效能之间起部分中介作用，排除三者相互关系时，三者中介作用大小排序分别为计划（19.4%、22.4%）、组织（17.6%、19.2%）、领导（15.1、16.7%）^[5]。

基于上述结构方程模型分析，结合表5-2判断，本书预设之管理过程要素在管理二元主体性与人力资源效能之间起中介或部分中介作用的研究假设H5、H5.1～H5.4中下列假设得到验证，见表6-52。

表6-52　管理过程要素的中介作用假设验证结果

（六）战略人力资源管理系统的调节作用分析

在对战略人力资源管理系统调研结果做均值化处理后，将这一连续变量转化为分类变量，战略人力资源管理系统均值小于3.00者命名为“弱系统”（以下统称弱系统），即战略人力资源管理系统与企业发展战略的匹配性、共同性水平较低。均值大于等于3.00者命名为“强系统”（以下统称强系统），即战略人力资源管理系统与企业发展战略的匹配性、共同性水平较高。应用Amos分析软件对战略人力资源管理系统的调节效用进行检验。

1.战略人力资源管理系统在管理者主体性与人力资源效能之间的调节作用分析

（1）强系统、弱系统结构方程分析模型及拟合指标。

图6-23　强系统预设模型标准化路径

模型拟合度相关指标见表6-53。

表6-53　强系统预设模型拟合指标

图6-24　弱系统预设模型标准化路径

模型拟合度相关指标见表6-54。

表6-54　弱系统预设模型拟合指标

图6-25　强系统调节效应模型标准化路径

模型拟合度相关指标见表6-55。

表6-55　强系统调节效应模型拟合指标

图6-26　弱系统调节效应模型标准化路径

模型拟合度相关指标见表6-56。

表6-56　弱系统调节效应模型拟合指标

上述对强、弱系统的预设模型和调节效应模型图及拟合指标显示，卡方与自由度之比均处于小于5的可接受水平，RMSEA处于小于0.1的可接受水平，NFI、CFI值均处于大于0.9的可接受水平。因此可以认为管理过程要素在管理者主体性与人力资源效能关系的中介作用结构方程模型可接受，模型拟合达到要求，且标准化路径系数的显著性检验结果均为显著。

（2）战略人力资源管理系统调节效应显著性分析。

结构方程模型分析结果显示，调节效应模型各项拟合指标与预设模型相比改变量较大，从表6-57可看出，在预设模型正确的前提下，调节效应模型和预设模型的比较结果中，P值显著（0.000）且NFI、IFI、RFI、TLI的改变量均大于0.05。综合各项指标判断，战略人力资源管理系统对以管理过程要素为部分中介的管理者主体性对人力资源效能作用关系中具有显著的调节作用。

表6-57　调节效应模型显著性分析（1）

2.战略人力资源管理系统在员工主体性与人力资源效能之间的调节作用分析

（1）强系统、弱系统结构方程分析模型及拟合指标。

图6-27　强系统预设模型标准化路径（1）

修正后模型拟合度相关指标见表6-58。

表6-58　强系统预设模型拟合指标（1）

图6-28　弱系统预设模型标准化路径（2）

修正后模型拟合度相关指标见表6-59。

表6-59　弱系统预设模型拟合指标（2）

图6-29　强系统调节效应模型标准化路径（3）

修正后模型拟合度相关指标见表6-60。

表6-60　强系统调节效应模型拟合指标（3）

图6-30　弱系统调节效应模型标准化路径（4）

修正后模型拟合度相关指标见表6-61。

表6-61　弱系统调节效应模型拟合指标（4）

上述对强、弱系统的预设模型和调节效应模型图及拟合指标显示，卡方与自由度之比均处于小于5的可接受水平，RMSEA处于小于0.1的可接受水平，NFI、CFI值均处于大于0.9的可接受水平。因此可以认为管理过程要素在员工主体性与人力资源效能关系的中介作用结构方程模型可接受，模型拟合达到要求，且标准化路径系数的显著性检验结果均为显著。

（2）战略人力资源管理系统调节效应显著性分析。

结构方程模型分析结果显示，调节效应模型各项拟合指标与预设模型相比改变量较大，从表6-62可看出，在预设模型正确的前提下，调节效应模型和预设模型的比较结果中，P值显著（0.000）且NFI、IFI、RFI、TLI的改变量均大于0.05。综合各项指标判断，战略人力资源管理系统在以管理过程要素为部分中介的员工主体性对人力资源效能的作用关系中有显著的调节作用。

表6-62　调节效应模型显著性分析（2）

3.战略人力资源管理系统在管理二元主体性与人力资源效能之间的调节作用分析

使用与上述相同方法，对战略人员管理系统在管理二元主体性与人力资源效能之间的调节作用进行检验，结果见图6-31和表6-63。

图6-31　战略人力资源管理系统调节作用分析模型

表6-63　调节效应模型显著性分析（3）

图6-31结构方程模型分析结果显示，调节效应模型各项拟合指标与预设模型相比改变量较大，从表6-63可看出，在预设模型正确的前提下，调节效应模型和预设模型的比较结果中，P值显著（0.000）且NFI、IFI、RFI、TLI的改变量均大于0.05。综合各项指标判断，战略人力资源管理系统在以管理过程要素部分中介作用的管理二元主体性对人力资源效能的作用关系中起显著调节作用。

4.战略人力资源管理系统各因子在管理二元主体性与人力资源效能之间的调节作用分析

在图6-31结构方程模型基础上用相同方法，对战略人员管理系统因子之匹配性、共同性在管理二元主体性对人力资源效能的作用关系的调节作用进行检验，匹配性的调节效应分析结果见表6-64，共同性的调节性分析见6-65。

表6-64　匹配性调节效应模型显著性分析

表6-65　共同性调节效应模型显著性分析

结构方程模型分析结果显示，匹配性、共同性调节效应模型各项拟合指标与预设模型相比改变量均较大，在预设模型正确的前提下，调节效应模型和预设模型的比较结果中，P值显著（0.000）且NFI、IFI、RFI、TLI的改变量均大于0.05。综合各项指标判断，战略人力资源管理系统在管理二元主体性对人力资源效能作用机制中起显著调节作用。同时，从表6-64和表6-65的NFI、IFI、RFI、TLI数据对比可以看出，与预设模型相比，匹配性调节效应的改变量大于共同性调节效应改变量，一定程度上说明战略人力资源管理系统中匹配性因子在管理二元主体性对人力资源效能的作用关系中的调节作用大于共同性因子。

综合上述分析，本章形成以下基本判断。

（1）按战略人力资源管理系统匹配性、共同性水平高低将战略人力资源管理系统分为强系统（战略人力资源管理系统调研数据均值大于等于3.00）和弱系统（战略人力资源管理系统调研数据均值小于3.00），结构方程模型检验结果显示：战略人力资源管理系统在管理二元主体性对人力资源效能的影响关系中起显著调节作用。

（2）分别以匹配性、共同性作为中介变量的检验结果显示：匹配性的调节作用比共同性的调节作用大5.8%～6.4%。

基于上述结构方程模型分析，结合表5-3判断，本书预设之管理过程要素在管理二元主体性与人力资源效能之间起中介或部分中介作用的研究假设H6、H6.1～H6.3中下列假设得到验证，见表6-66。

表6-66　战略人力资源管理系统调节作用假设验证结果

【注释】

[1]彼得·德鲁克.管理：使命、责任、实务（实务篇）.王永贵译.北京：机械工业出版社，2009：17.

[2]吴明隆.结构方程模型——Amos实务进阶.重庆：重庆大学出版社，2013：8.

[3]本书按企业人力资源管理实践经验划分工龄段，通常情况下，1年以内工龄代表对岗位或企业缺乏基本的认知等级，该等级多为实习生；1～3年为基本熟悉等级，该等级多为普通员工；4～7年为资深员工等级，任职人员可适应班组长、主管岗位；8～10年的任职人员为在某方面业务领域有专业和丰富的工作经验，可指导和管理多人开展工作，通常可胜任部门经理职位，依此类推。

[4]本书按企业人力资源管理实践经验划分年龄段，通常情况下，25岁以下、26～35岁、36～45岁、46～55岁、56岁以上可以分别判断为初入职者、主管／班组长、经理、高级经理／副总经理、总经理／董事长。

[5]计划在管理者主体性与人力资源效能之间的中介效应值为19.4%，在员工主体性与人力资源效能之间的中介效应值为22.4%，依此类推。