黃昱方+陸曉東

摘要：通過建立多層線性模型，本文對來自蘇南企業(yè)的296個有效樣本進(jìn)行實(shí)證分析，探討高績效人力資源實(shí)踐對一線員工組織認(rèn)同的影響機(jī)制。研究結(jié)果表明領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量在高績效人力資源實(shí)踐與一線員工組織認(rèn)同之間起完全中介作用，這一結(jié)論揭示了社會交換機(jī)制在一線員工組織認(rèn)同形成過程中的重要作用，以及“圈內(nèi)人”身份對一線員工組織認(rèn)同的直接作用。

關(guān)鍵詞：組織認(rèn)同；高績效人力資源實(shí)踐；領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量

中圖分類號：F27292文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

一、研究背景

隨著組織競爭要素由物理要素轉(zhuǎn)向人力要素，員工的態(tài)度行為是組織可持續(xù)發(fā)展的重要因素，尤其組織認(rèn)同成為了組織凝聚內(nèi)聚力的主要手段和組織成功的重要要素。組織認(rèn)同的概念可以追溯到社會認(rèn)同理論，它是以組織成員的身份定義自我的一種狀態(tài)， 或是一種歸屬于群體的知覺[1]。Pratt[2]認(rèn)為員工之所以會對組織產(chǎn)生認(rèn)同感是由于兩種基本動機(jī)：一是自我歸類的需要，二是自我提升的需要。所有人都有歸屬于團(tuán)隊(duì)或組織的需要，具有個體與集體雙重導(dǎo)向性，個體追求群體成員身份并通過這些群體得到自我認(rèn)同，組織身份與個體身份具有同等重要的道德地位[3]，因此人的社會屬性揭示員工對組織的認(rèn)同感是一種本能。

然而員工的組織認(rèn)同感并不會自然形成，這需要組織提供足夠的“刺激”[4]。員工組織認(rèn)同的形成主要有兩條影響路徑：一是直接主管與下屬的交換關(guān)系促使下屬成為“圈內(nèi)人”身份[5-6]；二是高績效人力資源實(shí)踐[7]。由于領(lǐng)導(dǎo)是組織可靠合適的代言人[8]，員工通過使個人目標(biāo)趨同于領(lǐng)導(dǎo)目標(biāo)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)組織成員的身份定義。高績效人力資源實(shí)踐作為組織的信號和載體，既能夠傳達(dá)組織的價(jià)值觀和理念，也能通過提供良好的培訓(xùn)、內(nèi)部晉升機(jī)會、工作保障與參與權(quán)等措施滿足員工自我歸類、自我提升的需要，進(jìn)而認(rèn)同組織。

我國是一個差序格局的群體社會，在高權(quán)力距離和廣為接受的“上尊下卑”的文化背景下，一線員工往往強(qiáng)調(diào)依附、關(guān)系與等級，重視血緣關(guān)系或人情交換的特殊關(guān)系，通過與直接領(lǐng)導(dǎo)建立良好交換關(guān)系是一線員工形成組織認(rèn)同感的有效途徑。隨著我國一線員工正由60、70后轉(zhuǎn)變?yōu)?0、90后為主，這部分新群體呈現(xiàn)了新特點(diǎn)：穩(wěn)定性差、流動性大、學(xué)歷層次高、隊(duì)伍參差不齊以及期望值高。那么在我國特殊的關(guān)系社會中，高績效人力資源實(shí)踐會通過何種機(jī)制影響一線員工組織認(rèn)同？因此，一個更系統(tǒng)地認(rèn)識高績效人力資源實(shí)踐和一線員工組織認(rèn)同之間關(guān)系的研究不僅是及時的，而且是必要的。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）高績效人力資源實(shí)踐對組織認(rèn)同的影響作用

Huselid[9]認(rèn)為，高績效人力資源實(shí)踐（High Performance Human Resource Practices，簡稱HPHRP）是在人力資源工作過程中組織所使用的影響員工工作態(tài)度、具體實(shí)踐行為以及工作績效的方式方法和制度政策的總稱，這種“最佳實(shí)踐觀點(diǎn)”本質(zhì)上是高績效人力資源工作系統(tǒng)，可以促使組織獲得市場競爭優(yōu)勢，對組織績效產(chǎn)生積極影響。組織對各團(tuán)隊(duì)實(shí)行迥異的人力資源政策，導(dǎo)致不同團(tuán)隊(duì)的成員感知的人力資源實(shí)踐存在差異性，所以本文從最佳實(shí)踐視角把高績效人力資源實(shí)踐視為團(tuán)隊(duì)層次變量，并借助Delery[10]的觀點(diǎn)，把高績效人力資源實(shí)踐作為一個內(nèi)部契合的系統(tǒng)，因?yàn)镈elery認(rèn)為各種具體的人力資源管理實(shí)踐是相互依賴、相互促進(jìn)的。

組織設(shè)計(jì)的人力資源系統(tǒng)具有傳達(dá)信息與組織記憶功能。首先，該系統(tǒng)向員工傳達(dá)了關(guān)于組織戰(zhàn)略與文化的各種信息[11]，這些信息反映了組織價(jià)值觀，體現(xiàn)了組織對員工的要求。組織傳達(dá)的信息通過交流促使成員與組織形成共識。組織認(rèn)同一定程度上取決于組織與員工之間的信息交流，通過信息交流使員工的價(jià)值觀和目標(biāo)趨同于組織的價(jià)值觀和目標(biāo)，從而使得員工找到了適合自己的組織，滿足了自我歸類的需要，降低了員工的組織不確定性。其次，人力資源系統(tǒng)具有組織記憶功能，它有能力記住“過去誰做了貢獻(xiàn)而誰沒有”。基于社會交換理論，對于員工給予組織或其他員工的利益與傷害，組織會做出相應(yīng)的回應(yīng)，包括職位晉升、工作參與權(quán)與工作保障等。公正的系統(tǒng)保證了員工做出的貢獻(xiàn)能得到回報(bào)，滿足了自我提升的需要。因此，提出如下假設(shè)：

H1：高績效人力資源實(shí)踐對一線員工組織認(rèn)同有正向影響作用。

（二） 領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量的中介作用

領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量源于Graen和Dansereau等在1972 年提出的領(lǐng)導(dǎo)-成員交換理論[12]。Grean推翻了已往研究者的基本假設(shè)：領(lǐng)導(dǎo)者會以相似的方式對待其所有部屬。由于領(lǐng)導(dǎo)者時間精力的有限性，領(lǐng)導(dǎo)通過采取差別有序的管理風(fēng)格與部屬形成了不同質(zhì)量的交換關(guān)系。基于社會交換理論，領(lǐng)導(dǎo)與一部分部屬建立特殊關(guān)系，這種關(guān)系是超出了雇傭合同要求范圍的社會性交換，因而這部分部屬得到了較多的信任、幫助、信息和資源，屬于“圈內(nèi)人”（in-group member）；另一部分部屬與領(lǐng)導(dǎo)只是建立在雇傭合同要求內(nèi)的經(jīng)濟(jì)性交換，得到的晉升機(jī)會、關(guān)照與特權(quán)相對較少，屬于“圈外人”（out-group member）[13-14]。在經(jīng)濟(jì)學(xué)、心理學(xué)與社會政治學(xué)領(lǐng)域，員工基于個人利己主義假設(shè)加入某個組織或團(tuán)體，最基本的動機(jī)是滿足多方面的私利，包括生理、安全、自尊或自我實(shí)現(xiàn)，因而通過交換，領(lǐng)導(dǎo)與部屬各自的利己之心得到滿足。領(lǐng)導(dǎo)與部屬交換的內(nèi)容十分廣泛，但是倘若領(lǐng)導(dǎo)部屬之間僅僅是基于工作角色的關(guān)系，那么領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量就應(yīng)該是單維的[13] 。本研究借鑒領(lǐng)導(dǎo)-成員交換量表，認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量是領(lǐng)導(dǎo)和部屬工作關(guān)系好壞的整體反映。

高績效人力資源實(shí)踐具有的傳達(dá)信息與記憶功能促使員工感受到較高的組織支持，基于社會交換理論，員工不僅感到有義務(wù)做出有益于實(shí)現(xiàn)組織目標(biāo)的行為，而且還應(yīng)該情感上對組織具有承諾認(rèn)同感。領(lǐng)導(dǎo)作為組織合適可靠的代言人，員工把組織實(shí)踐行為視為領(lǐng)導(dǎo)公正的管理手段，這有利于促進(jìn)領(lǐng)導(dǎo)與部屬的交流，提高領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量。endprint

H2：高績效人力資源實(shí)踐對領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量有正向影響。

基于社會交換理論，領(lǐng)導(dǎo)給予部屬的信任、資源以及情感交流等社會性交換帶來的高質(zhì)量關(guān)系，使部屬成為了“圈內(nèi)人”。高質(zhì)量關(guān)系的領(lǐng)導(dǎo)與部屬作為一個基于工作關(guān)系的子群體，其部屬不僅具有子群體成員的身份，還擁有更高一級的組織成員社會身份[15]，這雙重身份滿足了成員集體導(dǎo)向的社會屬性和自我歸類的需要。當(dāng)子群體內(nèi)的目標(biāo)與組織目標(biāo)相符時，群體內(nèi)部產(chǎn)生強(qiáng)烈的凝聚力，繼而產(chǎn)生互相支持的同伴效應(yīng)，增強(qiáng)了組織效能[16]；但當(dāng)兩者利益目標(biāo)矛盾時，成員有可能迫于子群體內(nèi)的從眾壓力，為了維護(hù)子群體利益而損害整個組織利益[17]。由于領(lǐng)導(dǎo)與部屬主要是基于工作的關(guān)系，其子群體利益目標(biāo)與組織目標(biāo)相符，因此部屬會在更高一級的組織身份的影響下，為了完成共同的組織目標(biāo)而顧全大局，加強(qiáng)子群體間的合作，實(shí)現(xiàn)自我歸類[18]。員工與領(lǐng)導(dǎo)建立的良好關(guān)系，提升了組織在員工心中的重要性，增強(qiáng)了組織吸引力，最終認(rèn)同組織。鑒于此，本研究可以推斷“圈內(nèi)人”身份會引發(fā)較高的組織認(rèn)同感，但“圈外人”身份會導(dǎo)致較低的組織認(rèn)同感。由此，提出以下假設(shè)：

H3：領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量對一線員工組織認(rèn)同顯著有正向影響。

組織實(shí)施的具有信號與記憶功能的高績效人力資源實(shí)踐有利于員工成長和發(fā)展，有助于提高員工組織支持感，使領(lǐng)導(dǎo)與員工形成高質(zhì)量的交換關(guān)系，高質(zhì)量的領(lǐng)導(dǎo)部屬交換進(jìn)一步激發(fā)了員工義務(wù)回報(bào)與認(rèn)同組織的意識（Setton，1996） [18]；高績效人力資源實(shí)踐是組織傳達(dá)價(jià)值理念的信號和載體，組織通過一系列人力資源管理實(shí)踐傳達(dá)重視和關(guān)心員工的理念，當(dāng)員工知覺到這種理念并給予積極的歸因后，會與作為代言人的領(lǐng)導(dǎo)形成高質(zhì)量關(guān)系，進(jìn)而基于社會交換與社會認(rèn)同原則表現(xiàn)出身份的歸屬感與認(rèn)同感。因此，提出如下假設(shè)：

H4：高績效人力資源實(shí)踐通過領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量正向影響一線員工組織認(rèn)同。

三、研究方法

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)收集

在2014年4-5月期間，本研究主要對蘇南地區(qū)11家企事業(yè)單位一線員工進(jìn)行了問卷調(diào)查，主要涉及制造企業(yè)與服務(wù)企業(yè)。本次調(diào)研由調(diào)查者深入企業(yè)實(shí)地發(fā)放問卷完成，調(diào)查者親自向一線員工發(fā)放問卷并叮囑其填寫，這保證了問卷良好的回收率。為了讓被調(diào)查者真實(shí)放心地填寫，在收集數(shù)據(jù)之前向被調(diào)查者反復(fù)強(qiáng)調(diào)：此次調(diào)查的結(jié)果將完全保密只用于相關(guān)研究，不會泄露任何個人信息。由于條件限制（有的員工處于休假中），部分員工未能及時收回，但絕大部分問卷是在填寫完畢后當(dāng)場收回的，其余問卷待填完后前去收回。最后調(diào)研者根據(jù)所屬團(tuán)隊(duì)對員工進(jìn)行了歸類。

本研究共下發(fā)440份員工問卷，回收了346份，回收率是786%，剔除了填答不完整和隨意填寫的問卷后，剩余296份有效問卷，分別屬于54個團(tuán)隊(duì)，員工問卷有效率673%。在被調(diào)查的有效樣本中，669%為女性；264%年齡不超過24歲，645%年齡在25歲到34歲之間，78%年齡在35歲到44歲之間；已婚的群體占503%；農(nóng)村戶口占561%；高中及以下學(xué)歷的群體占149%，大專占405%，本科占416%。因此，一線員工正呈現(xiàn)年輕化與高學(xué)歷的趨勢。

（二）測量工具

本研究采用Likert 5 級量表對變量進(jìn)行測量（1-非常不同意，5-非常同意）。

1. 個體層次變量：包括領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量與組織認(rèn)同，其中領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量采用Scandura與Grean[19]開發(fā)的7題項(xiàng)量表，進(jìn)行探索性因子分析得到了一個單維度的因子，累積方差比例為62347%，KMO為0907，Cronbachs a值為0899；組織認(rèn)同采用的是Mael與Ashforth[20]開發(fā)組織認(rèn)同的單維度量表，累積方差比例為66262%，KMO為0888，Cronbachs a值為0898。

2.團(tuán)隊(duì)層次變量：高績效人力資源實(shí)踐。此變量采用Delery[21]開發(fā)的量表，并借鑒Wu[22]觀點(diǎn)，從員工角度進(jìn)行測量以避免主管高估所在組織的人力資源實(shí)踐以及單一評價(jià)源影響測量的可靠性。進(jìn)行探索性因子分析得到了一個單維度的因子，累積方差比例為62884%，KMO為0794，Cronbachs a值為0850。

3.控制變量：主要包括性別、年齡、婚姻狀態(tài)、戶籍所在地以及學(xué)歷。

（三） 數(shù)據(jù)分析方法

因傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)方法無法處理多層次模型，忽略了團(tuán)隊(duì)層次與個體層次的關(guān)系，因此本研究采用了SPSS190與HLM70（Hierarchical Linear Modeling，簡稱HLM）兩種統(tǒng)計(jì)軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，構(gòu)建了兩層線性模型。HLM的優(yōu)點(diǎn)在于能同時處理多層次數(shù)據(jù)，將解釋變量的變異分解到不同的層次，并給出合理的解釋和預(yù)測。利用多層分析方法，可以把團(tuán)隊(duì)層次的變異從個體層面的變異中分類出來，從而更清晰準(zhǔn)確地揭示變量間的關(guān)系。Hitt也認(rèn)為同一層次內(nèi)的研究可以采用傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)分析方法，但如果涉及跨層面的研究，采用多層次的研究方法就可以提高實(shí)證研究的準(zhǔn)確性。

四、數(shù)據(jù)分析和結(jié)果

（一）變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1呈現(xiàn)的是本研究中涉及的關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果。

（二） 團(tuán)隊(duì)層面變量聚合

本研究采用參照轉(zhuǎn)移一致模式（Chan，1988）[23]，使數(shù)據(jù)更能反映所要探討的群體層次的現(xiàn)象。然而，最終數(shù)據(jù)是通過團(tuán)隊(duì)成員個體多重評估的均值得到，因此需要檢驗(yàn)組內(nèi)同質(zhì)性和組間差異性。用于評價(jià)組內(nèi)同質(zhì)性的指標(biāo)主要是Rwg，可以證明個體數(shù)據(jù)集合成團(tuán)隊(duì)層次數(shù)據(jù)的有效性。根據(jù)James等[24]提出的判斷標(biāo)準(zhǔn)，需要計(jì)算每個團(tuán)隊(duì)Rwg的平均值或中位數(shù)是否大于07。評價(jià)組間差異性的指標(biāo)有ICC（1）（Interrater Reliability Index）和ICC（2）（Reliability of Group Mean Index），分別反映組間差異程度和群體平均數(shù)信度。endprint

結(jié)果表明，個體層面HPHRP變量Rwg的54個數(shù)值中，平均值與中位數(shù)分別是094、091，符合標(biāo)準(zhǔn)。ICC（1）為0108，表明該變量在各團(tuán)隊(duì)之間有充足的內(nèi)部同質(zhì)性；ICC（2）為0399，表明個體數(shù)據(jù)的平均值作為其團(tuán)隊(duì)層面指標(biāo)的可信度較高。因此，根據(jù)Hofmann & Gavin[25]的建議，本文將HPHRP采取總平均數(shù)中心化，從而一方面確保了個人層次變量被有效控制，另一方面也降低了團(tuán)隊(duì)層次變量間的多重共線性。

（三） 跨層次研究模型的建立與結(jié)果

1.高績效人力資源實(shí)踐對組織認(rèn)同的影響作用。通過HLM軟件分析的檢驗(yàn)結(jié)果如表2，根據(jù)Bryk & Raudenbush[26]概括的程序，首先構(gòu)建一個不包含任何預(yù)測變量的零模型M1進(jìn)行方差成分分析以判斷團(tuán)隊(duì)水平變異的顯著性。結(jié)果表明，組間方差τ00=0210，χ2（53）=117745，p<0001，組內(nèi)方差σ2=0812，所以ICC（1）=0205，表示團(tuán)隊(duì)間變異占團(tuán)隊(duì)成員組織認(rèn)同總變異的205%（02100210+0812），說明可以進(jìn)一步從團(tuán)隊(duì)層次探索對員工組織認(rèn)同的影響。再加入高績效人力資源實(shí)踐構(gòu)建M2模型，結(jié)果表明高績效人力資源實(shí)踐對組織認(rèn)同有顯著的正向影響（γ01=0249，p=0083），H1得到驗(yàn)證。同時截距方程的殘差方差τ00從0210降到了0178，說明組織認(rèn)同在不同團(tuán)隊(duì)間的變異有152%可被HPHRP解釋（0210-01780210）。

2.領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量的中介作用。根據(jù)Baron & Kenny檢驗(yàn)中介作用的程序及判定條件， 建立了M2、M3、M4 模型，分別代表自變量與因變量、自變量與中介變量、中介變量與因變量的關(guān)系，表2中的數(shù)據(jù)顯示都顯著，即H2，H3得到了驗(yàn)證。對比模型M5與模型M2，可以得出，高績效人力資源實(shí)踐對組織認(rèn)同的主效應(yīng)（γ01）從0249減少到0107，領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量的回歸系數(shù)也達(dá)到顯著性水平（γ10=0439，p<0001），表明領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量在高績效人力資源實(shí)踐與組織認(rèn)同之間起到了中介作用，H4得到了驗(yàn)證。但高績效人力資源實(shí)踐對組織認(rèn)同的主效應(yīng)顯著性變成不顯著。因此領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量在高績效人力資源實(shí)踐與組織認(rèn)同之間起完全中介作用。盡管如此，團(tuán)隊(duì)內(nèi)殘差方差（σ2）從0817降到0609，這表明領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量具有較強(qiáng)的中介效應(yīng)，解釋了高績效人力資源實(shí)踐對組織認(rèn)同的變異的255%。

五、結(jié)果結(jié)論與意義

（一）研究結(jié)論

本研究運(yùn)用多層線性分析技術(shù)，對組織實(shí)施的高績效人力資源實(shí)踐活動與一線員工認(rèn)同感之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證探索，結(jié)合社會交換理論進(jìn)一步考察了其中介機(jī)制，結(jié)果證實(shí)了研究假設(shè)，得出了以下結(jié)論。

1.社會交換機(jī)制在員工形成組織認(rèn)同感過程中發(fā)揮重要作用。首先，高績效人力資源實(shí)踐可以促進(jìn)員工組織認(rèn)同的形成，體現(xiàn)了高績效人力資源實(shí)踐能塑造和改變員工態(tài)度，因?yàn)榻M織通過高績效人力資源實(shí)踐向員工提供的職業(yè)技能培訓(xùn)、內(nèi)部晉升機(jī)會、工作保障以及工作參與權(quán)，體現(xiàn)了組織想與員工建立長期合作關(guān)系的意愿，提高了員工對組織的歸屬感，激發(fā)了員工的認(rèn)同感。其次，領(lǐng)導(dǎo)與部屬之間高質(zhì)量的交換關(guān)系使部屬成為“圈內(nèi)人”身份，這種身份給部屬帶來資源、信息以及參與決策權(quán)，使部屬精神上獲得歸屬感。

2.領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量的完全中介作用。一線員工由于呈現(xiàn)年輕化、高學(xué)歷的趨勢，其期望值較高，然而，一線員工卻往往處于組織的底層，更需要依靠直接領(lǐng)導(dǎo)傳達(dá)組織意圖獲得相應(yīng)信息，與直接領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)系較為緊密。因而，高績效人力資源實(shí)踐作為組織傳達(dá)價(jià)值理念的信號和載體，組織通過領(lǐng)導(dǎo)這一媒介傳達(dá)信息，表達(dá)對員工的重視與關(guān)心，一線員工對這些行為給予積極性的歸因并感知到來自組織的支持，進(jìn)而表現(xiàn)出對組織的認(rèn)同。所以，領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量起到了完全中介作用。

（二）實(shí)踐意義

從“貢獻(xiàn)——刺激”的角度來看，應(yīng)該從組織制度層面建立高績效人力資源實(shí)踐，將刺激物的分配權(quán)掌握在組織和制度手中，立足社會交換機(jī)制，通過建立培訓(xùn)、內(nèi)部發(fā)展機(jī)會、工作保障與參與決策權(quán)等一系列制度體系，實(shí)現(xiàn)人力資源激勵的制度化建設(shè)。但對于一線員工這部分特殊群體而言，領(lǐng)導(dǎo)與下屬之間有必要建立良好的關(guān)系，增加交流以提高一線員工的歸屬感與認(rèn)同感，提高穩(wěn)定性，降低離職率。

（三）研究局限性與未來研究方向

本研究的局限性有如下幾個方面：（1）本研究數(shù)據(jù)只是經(jīng)過一次測量獲得的橫截面數(shù)據(jù)，這種點(diǎn)數(shù)據(jù)意味著研究結(jié)果也許并不足以證明高績效人力資源實(shí)踐、領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量與組織認(rèn)同之間的因果關(guān)系，仍需要通過后續(xù)研究進(jìn)一步檢驗(yàn)；（2）本研究只是將領(lǐng)導(dǎo)部屬交換質(zhì)量、高績效人力資源實(shí)踐和組織認(rèn)同都視為單維度。在未來研究中，需進(jìn)一步研究高績效人力資源實(shí)踐的具體維度（培訓(xùn)、內(nèi)部晉升機(jī)會、工作保障以及參與決策權(quán)）與組織認(rèn)同的多維度（成員關(guān)系、忠誠和相似性）之間的具體關(guān)系特點(diǎn)，以便把研究成果更廣泛地應(yīng)用在管理實(shí)踐中。

參考文獻(xiàn)：

[1]Ashforth B E，Mael F. Social Identity Theory and the Organization[J].Academy of Management Review，1989，14（1）： 20-39.

[2]Pratt， M G. To He or Not to He：Central Questions in Organizational Identification[M].CA，US：Sage Publications，1998.

[3]Tsui A S. Reputational Effectiveness：Toward a Mutual Responsiveness Framework[J].Research in Organizational Behavior，1994，16：257-307.endprint

[4][美]西蒙.管理行為（原書第四版）[M].北京：機(jī)械工業(yè)出版社，2004：145-167.

[5]Alev Katrinli，Gulem Atabay， Gonca Gunay， et al. Leader-member Exchange， Organizational Identification and the Mediating Role of Job Involvement for Nurses[J].Journal of Advance Nursing，2008，64（4）：354-362.

[6]David M Sluss，Malayka Klimchak，Jeanne J Holmes.Perceived Organizational Support as a Mediator Between Relational Exchange and Organizational Identification[J].Journal of Vocational Behavior，2008，73（3）：457-464.

[7]李炏，魏峰.高績效人力資源實(shí)踐有助于組織認(rèn)同？——一個被中介的調(diào)節(jié)作用模型[J].管理世界，2011（2）：109-117.

[8]Eisenberger R，Huntington R，Hutison S，et al.Perceived Organizational Support [J].Journal of Applied Psychology， 1986，71（3）： 500-507.

[9]Huselid M A.The Impact of Human Resource Management Practices on Turnover， Productivity，and Corporate Financial Performance [J].Academy of Management Journal， 1995，38（3）： 635-672.

[10]Delery J E，Doty D H. Modes of Theorizing in Strategic Human Resource Management： Tests of Universalistic，Contingency，and Configurational Performance Predictions [J].Academy of Management Journal， 1996，39（4）：802-835.

[11]魏鈞，陳中原，張勉.組織認(rèn)同的基礎(chǔ)理論、測量及相關(guān)變量[J].心理科學(xué)進(jìn)展，2007，15（6）：948-955.

[12]Dansereau F J， Graen G，Haga W J. A Vertical Dyad Linkage Approach to Leadership Within Formal Organizations： A Longitudinal Investigation of The Role-making Process[J].Organizational Behavior and Human Performance，1975， 13（1）：46-78.

[13]Graen G B， Uhl-Bien M. Relationship-based Approach to Leadership： Development of Leader-Member Exchange （LMX） Theory of Leadership Over 25 Years： Applying a Multi-Level-Multi-Domain Perspective[J].Leadership Quarly，1995， 6（2）：219-247.

[14]Green S， Anderson S， Liden R. Demographic and Organizational Influences on Leader-Member Exchange and Related Work Attitudes[J].Journal of Applied Psychology， 1996，66（2）： 298-306.

[15]Matthew J Hornsey，Michael A Hogg.Assimilation and Diversity： An Integrative Model of Subgroup Relations[J].Personality and Social Psychology Review，2000，4（2）：143-156.

[16]Gibson C，Vermeulen F.A Healthy Divide：Subgroups As a Stimulus For Team Learning Behavior[J].Administrative Science Quarterly，2003，48（2）：202-239.

[17]Chen C C，Chen X P.Negative Externalities of Close Guanxi Within Organizations [J].Asia Pacific Journal of Management，2009，26（1）：37-53.

[18]Settoon R P， Bennett N，Liden R C. Social Exchange in Organizations： Perceived Organizational Support，Leader-Member Exchange and Employee Reciprocity[J].Journal of Applied Psychology，1996，81（3）：219 -227.endprint

[19]Scandura T， Graen G B. Moderating Effects of Initial Leader-Member Exchange Status on The Effects of A Leadership Intervention[J].Journal of Applied Psychology，1984，69（3）： 428-436.

[20]Fred Mael，Blake E.Ashforth.Alumni and their Alma Mater：A Partial Test of the Reformulated Model of Organizational Identification[J].Journal of Organizational Behavior，1992，13：103-123.

[21]John E.Delery，D.Harold Doty.Modes OF Theorizing in Strategic Human Resource Management： Tests OF Universalistic， Contingency， and Configurational Performance Predictions[J].Academy of Management Journal， 1996，39（4）：802-835.

[22]Wu P C，Chaturvedi S. The Role of Procedural Justice and Power Distance In the Relationship Between High Performance Work Systems and Employee Attitudes： A Multilevel Perspective[J].Journal of Management， 2009，35（5）：1228-1247.

[23]Chan， D.Functional Relations Among Constructs in the Same Content Domain at Different Levels of Analysis： ATypology of Composition Models[J].Journal of Applied Psychology， 1998，83：234-246.

[24]James L R， Demaree R G， Wolf G. Rwg： An Assessment Of Within Group Interrater Agreement[J].Journal of Applied Psychology， 1993， 78（2）：306-309.

[25]Hofmann DA，Gavin MB. Centering Decisions In Hierarchical Linear Models： Implications for Research In Organizations[J].Journal of Management，1998，24（5）：623-641.

[26]Bryk A S，Raudenbush S W. Hierarch Linear Models： Application and Methods[M].Newbury Park，CA：Sage，1992.endprint

[19]Scandura T， Graen G B. Moderating Effects of Initial Leader-Member Exchange Status on The Effects of A Leadership Intervention[J].Journal of Applied Psychology，1984，69（3）： 428-436.

[20]Fred Mael，Blake E.Ashforth.Alumni and their Alma Mater：A Partial Test of the Reformulated Model of Organizational Identification[J].Journal of Organizational Behavior，1992，13：103-123.

[21]John E.Delery，D.Harold Doty.Modes OF Theorizing in Strategic Human Resource Management： Tests OF Universalistic， Contingency， and Configurational Performance Predictions[J].Academy of Management Journal， 1996，39（4）：802-835.

[22]Wu P C，Chaturvedi S. The Role of Procedural Justice and Power Distance In the Relationship Between High Performance Work Systems and Employee Attitudes： A Multilevel Perspective[J].Journal of Management， 2009，35（5）：1228-1247.

[23]Chan， D.Functional Relations Among Constructs in the Same Content Domain at Different Levels of Analysis： ATypology of Composition Models[J].Journal of Applied Psychology， 1998，83：234-246.

[24]James L R， Demaree R G， Wolf G. Rwg： An Assessment Of Within Group Interrater Agreement[J].Journal of Applied Psychology， 1993， 78（2）：306-309.

[25]Hofmann DA，Gavin MB. Centering Decisions In Hierarchical Linear Models： Implications for Research In Organizations[J].Journal of Management，1998，24（5）：623-641.

[26]Bryk A S，Raudenbush S W. Hierarch Linear Models： Application and Methods[M].Newbury Park，CA：Sage，1992.endprint

[19]Scandura T， Graen G B. Moderating Effects of Initial Leader-Member Exchange Status on The Effects of A Leadership Intervention[J].Journal of Applied Psychology，1984，69（3）： 428-436.

[20]Fred Mael，Blake E.Ashforth.Alumni and their Alma Mater：A Partial Test of the Reformulated Model of Organizational Identification[J].Journal of Organizational Behavior，1992，13：103-123.

[21]John E.Delery，D.Harold Doty.Modes OF Theorizing in Strategic Human Resource Management： Tests OF Universalistic， Contingency， and Configurational Performance Predictions[J].Academy of Management Journal， 1996，39（4）：802-835.

[22]Wu P C，Chaturvedi S. The Role of Procedural Justice and Power Distance In the Relationship Between High Performance Work Systems and Employee Attitudes： A Multilevel Perspective[J].Journal of Management， 2009，35（5）：1228-1247.

[23]Chan， D.Functional Relations Among Constructs in the Same Content Domain at Different Levels of Analysis： ATypology of Composition Models[J].Journal of Applied Psychology， 1998，83：234-246.

[24]James L R， Demaree R G， Wolf G. Rwg： An Assessment Of Within Group Interrater Agreement[J].Journal of Applied Psychology， 1993， 78（2）：306-309.

[25]Hofmann DA，Gavin MB. Centering Decisions In Hierarchical Linear Models： Implications for Research In Organizations[J].Journal of Management，1998，24（5）：623-641.

[26]Bryk A S，Raudenbush S W. Hierarch Linear Models： Application and Methods[M].Newbury Park，CA：Sage，1992.endprint