从权变观点探讨员工参与对预算管理绩效的影响

JournalofFinanceandEconomicsVol󰀁35No󰀁3Mar󰀁2009󰀁

从权变观点探讨员工参与对预算管理绩效的影响

钱春海

(中国浦东干部学院现代金融研究中心,上海201204)

󰀁󰀁摘󰀁要:文章通过研究不同参与情境下员工参与对预算管理绩效的影响后发现,在不考虑参与一致性情境条件下,员工实际参与程度会通过工作满意度或个人工作绩效,间接提高公司经营绩效,但在考虑参与一致性情境条件下,当参与一致性高时,员工实际参与程度是通过工作满意度间接影响个人工作绩效,进而提升公司经营绩效;当参与一致性低时,员工实际参与程度是通过工作相对紧张度间接影响个人工作绩效,进而提升公司经营绩效。

󰀁󰀁关键词:参与一致性;公司经营绩效;个人工作绩效

󰀁󰀁中图分类号:F275󰀁文献标识码:A文章编号:1001-9952(2009)03󰀁0113󰀁11

󰀁󰀁预算制度是企业界广泛应用的管理控制机制。落实预算制度,除了技术

面的因素外,行为面亦是一个重要的因素。在研究预算制度行为面时,员工参与效果是学者最为关注的一个变量。然而,在相关管理领域的实证文献中,员工参与预算的效果至今仍无定论。部分研究显示,员工参与和管理绩效之间呈正相关关系(Kren,1992);然而也有部分研究发现,二者呈负相关关系(Cherrington,1973)或是不相关(Brownell、Hirst,1986)。面对这样的分歧,理论界给出了两种可能的解释(Chenhall、Brownell,1988):一是员工参与对于绩效的影响可能会因所处情境的不同而有所差异,因此,深入分析员工参与所处的情境,或许能进一步解释研究结果不一致的情形,此为󰀁权变模型󰀁观点;二是员工参与和预算绩效之间可能并非单纯的直接关系,其间还要受到许多中间变量的影响,由此造成两者之间无法呈现单一的直接的关联性,此为󰀁中介变量模型󰀁的观点。

󰀁󰀁然而,无论是权变观点,还是中介观点,基本上都是以单因素多变量交互作用模型进行研究,Edwards(1996)等人指出,由于组织经常采用整套控制系统来强化绩效,因此以单因素为主体的分析模式可能过于简单,无法真实反映企业的实际情况,建议采用多因素多变量交互作用模型进行研究,此即权变观点和

收稿日期:2008󰀁10󰀁06

作者简介:钱春海(1969-),男,江苏扬州人,中国浦东干部学院现代金融研究中心副教授,管理学博士。

󰀁113󰀁财经研究

2009年第3期

中介观点相结合。近期的文献基本上反映了这种趋势(Agbejule、Saarikoski,2006)。

󰀁󰀁从国内文献来看,虽有大量探讨员工参与与预算绩效之间关系的文献,但大部分都是从规范的角度进行说明,有关预算参与与管理绩效之间关系的实证研究则不多见。钱春海(2007)等人首先从目标困难度、目标接受度、组织规模等方面对国内上市公司员工参与与预算管理绩效之间关系的中介过程进行了分析,但其分析并未对员工所处的情境进行探讨,因此,本文拟在已有研究的基础上通过引入员工参与情境变量,研究参与情境对员工参与和预算管理绩效关系的影响。

一、文献回顾与假说建立

󰀁󰀁(一)员工参与对预算绩效的影响

󰀁󰀁一般而言,预算系统并非只是一个用以确定组织中各个利润中心的相关成本及收入目标实现的财务计划,更具有控制、协调、沟通、评估与激励等方面的功能。通过运用这些功能,管理者可根据员工对问题的反馈,精确地评估员工的工作绩效,而员工亦可清楚地得知管理者的目标。从现有文献来看,有关企业使用预算管理的理由有三个基本观点,分别是经济学观点、心理学观点和社会学观点(Shields,1998)。尽管有不同的观点,使用预算的理由会有所差异,但无论哪种观点,均强调员工参与将影响其对工作性质和工作环境的认知。Martins等(2002)通过研究发现,员工参与可带来两种影响,一是员工可以感觉到自己的存在对公司有某种重要的影响;二是管理者能够设计出符合员工某种意愿的绩效评估标准。无论哪种影响,均会提高员工的工作认知,从而提高管理绩效。Edwards(1996)通过研究亦发现,在其他情况不变的条件下,工作相对压力是工作需求和工作能力之间差异的一个正向函数,当工作的要求大于工作能力时,员工会产生某种模糊性,这种模糊性会增加对工作压力的认知,从而提高员工对工作的紧张感,紧张感在一定范围内可刺激员工对工作的努力程度或投入度,但当工作紧张感大于一定程度时,员工将会产生焦虑或不安的情绪,从而在一定程度上降低工作的绩效,因此,工作相对压力与工作绩效的关系为倒U型关系。

󰀁󰀁综上所述,员工通过参与预算可感受到存在的价值,提高对公司预算目标的认知,同时,组织亦能依据反馈的信息,提高制定决策的水平。因此,员工参与可有效改善员工对工作满意度和工作紧张度的认知,从而提高员工的参与一致性,并改善预算绩效。根据绩效的差异,本文进一步将绩效分为公司经营绩效和个人工作绩效,提出以下假说。

󰀁󰀁假说1:员工参与对预算绩效有正向的影响,而这种影响将会受到工作满意度与工作紧张度的中介调节。󰀁114󰀁钱春海:从权变观点探讨员工参与对预算管理绩效的影响

󰀁󰀁假说H1-1:员工实际参与程度对公司经营绩效和个人工作绩效具有的直接的正向影响。

󰀁󰀁假说H1-2:工作满意度会正向调节员工参与对公司经营绩效和个人工作绩效的影响。

󰀁󰀁假说H1-3:工作紧张度会负向调节员工参与对公司经营绩效和个人工作绩效的影响。

󰀁󰀁(二)员工参与一致性对管理绩效的影响

󰀁󰀁近二十年来,权变理论在学术界得到了广泛的应用,该理论认为最好的管理方式必须视内外部环境而定,即在不同的环境下,因变量与自变量之间的关系也会发生变化。目前已有许多学者用权变理论来研究员工参与对预算绩效的影响。例如Bruns和Waterhouse(1975)以组织结构的正式化程度和环境不确定性作为权变因素;Merchant(1981)以组织规模作为权变因素。

󰀁󰀁本文则以员工参与一致性作为情境变量来研究员工参与对预算绩效的影响。参与一致性是指当事人对预算的相关意愿态度,亦指员工实际参与程度与员工自觉参与程度之间的差距。其概念最早可追溯至Vroom和Yetton在1973所提出的VY模型。在VY模型中,决策制定的方式按照权力分享的程度分为五种方式,同时将影响决策制定成效的因素归为八类,然后用决策树的方式求出最佳的决策制定模式,研究结果发现,应该根据不同的问题属性制定相应的参与策略,如果实际参与程度与决策制定情境相一致,则会对参与策略产生正向的影响。

󰀁󰀁参与一致性对预算策略的影响主要是从参与的需求与供给是否相匹配的角度进行分析。显然,在高度参与一致性的前提下,将有助于强化参与策略对绩效的提升,员工参与对绩效的影响将会大于低度参与一致性的情境,而负面影响则反之。基于上述分析,本文得到以下假说。

󰀁󰀁假说2:在不同的参与一致性情境下,员工参与对预算绩效的影响存在差异,而这种差异亦体现在工作满意度与工作紧张度对于绩效影响的中介调节中。󰀁󰀁假说H2-1:在高度参与一致性情境下,员工实际参与程度对公司经营绩效和个人工作绩效的直接影响将大于低度参与一致性的情境。

󰀁󰀁假说H2-2:在高度参与一致性情境下,员工参与通过工作满意度对公司经营绩效和个人工作绩效的间接影响将大于低度参与一致性的情境。

󰀁󰀁假说H2-3:在低度参与一致性情境下,员工参与通过工作紧张度对公司经营绩效和个人工作绩效的间接影响将大于高度参与一致性的情境。

二、研究方法

󰀁󰀁本文在问卷调查的基础上进行分析。研究架构分为两个部分,首先,探讨在不考虑参与一致性的情境下,员工参与和预算绩效的关系;其次,根据权变

󰀁115󰀁财经研究

会发生的变化。

(一)变量的定义和度量

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模型,探讨如果存在不同参与一致性的情境,则员工参与和预算绩效的关系将

󰀁󰀁1󰀁实际参与程度、参与需求程度与参与一致性程度

󰀁󰀁本文将实际参与程度(DPA)定义为员工参与预算编制过程并影响其责任范围内预算目标的程度;参与需求程度(PNP)定义为员工自觉对上述预算参与的需求程度;参与一致性程度(DPC)则定义为两者之间的差异。相关度量按照Clinton和Hunton(2001)等人的研究,各问题项均采用Likert7点尺度度量(1=非常不经常;7=非常经常);参与一致性程度经计算及转换后的结果亦采用Likert7点尺度度量表(1=非常不一致;7=非常一致)。󰀁󰀁2󰀁工作满意度

󰀁󰀁本文将工作满意度(SAT)定义为员工对于工作情况或工作经历的一种感觉或态度,相关度量则参照Comer、Machleit和Lagace(19)等人的研究,经适当修改,用员工自我成长、自我实现、成就感、工作价值以及工作效果5个题项度量,各问题项均采用Likert7点尺度度量(1=非常不同意;7=非常同意)。󰀁󰀁3󰀁工作相对紧张度

󰀁󰀁本文将工作相对紧张度(JRT)定义为员工因对工作环境特性的感受而在心理层面产生的紧张程度。相关度量则参照Shields(2000)的研究量表,共计7项,各问题项均采用Likert7点尺度度量(1=非常不同意;7=非常同意)。这些度量题项在过去的相关研究中曾被广泛地使用,敏感度较佳。󰀁󰀁4󰀁公司经营绩效与个人工作绩效

󰀁󰀁参照Choi和Lee(2003)等人的研究,本文采用客观指标与主观指标相结合的方法度量个人工作绩效(IP);采用自我报告的方式度量公司经营绩效(CP)。其中,度量个人工作绩效的题项12项,前6项为各个工作绩效指标的问项,后6项为各个工作绩效指标相对重要性程度的问项,度量公司经营绩效的题项共计5项,包括市场占有率、成长率、获利率、创新力以及失败率等。各问题项均采用Likert7点尺度度量(1=非常不符合/不重要;7=非常符合/重要)。

(二)实证模型

󰀁󰀁在实证过程中,主要采用回归分析与路径分析相结合的方式验证所建立的假说。回归分析主要了解自变量和因变量之间的关系;路径分析法则是将个别变量之间的关系进行串联形成实证模型,并将其关系分解成直接关系与间接关系。根据前文所建立的假说,本文建立如下实证模型。󰀁󰀁首先,模型1和模型2主要用于检验员工参与程度、工作满意度以及工作相对紧张度对公司经营绩效和个人工作绩效的影响:󰀁116󰀁钱春海:从权变观点探讨员工参与对预算管理绩效的影响

󰀁󰀁CP=󰀁0+󰀁1DPA+󰀁2SAT+󰀁3JRT+󰀁4IP+󰀁5SIZE+󰀁󰀁󰀁IP=󰀁0+󰀁1DPA+󰀁2SAT+󰀁3JRT+󰀁其中:SIZE为公司规模。

󰀁󰀁其次,模型3主要用于检验员工参与程度对工作满意度的影响:

(1)(2)

󰀁󰀁SAT=󰀁0+󰀁1DPA+󰀁(3)󰀁󰀁再次,模型4主要用于检验员工参与程度对工作相对紧张度的影响:󰀁󰀁JRT=󰀁0+󰀁1DPA+󰀁

(三)研究范围及研究对象

󰀁󰀁本文以上海证券交易所公布的上市公司为抽样母体,基于成本考虑,采用比例配置的分层随机抽样(依产业类别分层),以抽签方式抽出约20%的公司,将各公司视为一个集群,在征得公司人力资源管理部同意后,发放问卷,研究对象为各厂的生产部经理或业务主管。共计发放问卷500份,回收118份,扣除14份填答不全者,总计回收有效问卷104份,回收率为20󰀁8%。在这104份回函中,受测者的平均年龄为35󰀁8岁,在公司的平均服务年限为6󰀁5年,现任职务的平均年限为4󰀁3年,公司平均员工人数为1188人。

三、结果分析与解释

(一)变量的描述性统计值与相关分析

󰀁󰀁各变量的描述性统计值显示,所有变量的离散程度大约在1个标准差范围内,最大为DPA(1.347),最小为DPC(0.801)。平均数以DPC(6.114)为最高,其余均在4左右的范围内。

󰀁󰀁各变量的Pearson相关系数显示,实际参与程度与工作满意度、公司经营绩效以及个人工作绩效之间均显著相关,而工作满意度、工作相对紧张度与公司经营绩效、个人工作绩效亦显著相关,显示出实际参与程度与公司经营绩效、个人工作绩效之间的复杂关系,既存在直接关联性,也存在间接关联性,而参与一致性程度与各变量间的相关性也突显出一致性程度对预算参与策略的可能影响。

(二)信度和效度分析

󰀁󰀁首先,量表的信度分析。所谓信度是指问卷中用来度量各变量的题项是否具有一致性、可靠性(Nunnally,1978)。本文采用Cronbach󰀁s󰀁系数来检验,结果见表1。由表1可知,Cronbach󰀁s󰀁系数均高于0󰀁7,符合Nunnally(1978)的建议,因此本文的问卷量表,在信度的检测上达到一定标准。󰀁󰀁其次,量表的效度分析。效度是指度量结果的正确性(Nunnally,1978),高效度表示问卷的变量能真正测量所要度量的概念。按文献通常的做法,本文亦从内容效度和结构效度两方面来说明问卷量表的效度。

󰀁󰀁就内容效度而言,本文有关实际参与程度、参与需求程度、工作满意度、工

󰀁117󰀁(4)

财经研究

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作相对紧张度、公司经营绩效以及个人工作绩效等变量的各个度量项目,均根据相关文献设置,在发放前曾邀请15位业务主管进行测量,以确保问卷的问项能为管理者所了解,并能有效地反映问项的属性,因此本文所使用的度量项目应能符合内容效度的要求。就结构效度而言,本文从两个方面对其进行检验,一是收敛效度;二是区别效度。所谓收敛效度是指测量变量中每一个度量项目与自变量的相关程度(Kerlinger,1986),本文以变量中的每一个度量项目与所有度量总和的相关程度来度量。所谓区别效度是指要辨别研究变量的区别效果,Kerlinger(1986)建议可用因素分析来进行检验。在检验结果中,我们发现每个变量各个度量项目的分项与总项的相关系数,除了SAT3、JRT3以外,均高于0󰀁4的标准,而各度量项目的因素负荷量除了SAT3、JRT3以外,均高于Kerlinger(1986)的建议值0󰀁5,根据上述初步的检测结果,本文将未达标准的问项予以剔除后再检测,结果如表1所示,皆达预期效果,因此,本文所采用的量表应能符合结构效度的要求。

表1󰀁信度、效度再次测试结果表(N=104)

变量实际参与程度参与需求程度工作满意度

度量项目

DPA1;DPA2;DPA3

DPA4;DPA5;DPA6PNP1;PNP2;PNP3PNP4;PNP5;PNP6SAT1;SAT2SAT4;SAT5

收敛效度

0.614;0.6;0.7620.576;0.767;0.5970.583;0.747;0.7060.561;0.717;0.5490.785;0.8820.842;0.7840.555;0.505;0.4030.543;0.733;0.6740.731;0.776;0.7510.660;0.6900.637;0.576;0.6630.638;0.570;0.596

区别效度

0.743;0.788;0.8490.702;0.856;0.7230.726;0.835;0.8110.692;0.823;0.6870.874;0.9360.915;0.8830.709;0.659;0.5580.708;0.845;0.8030.835;0.866;0.8480.782;0.8020.779;0.728;0.7970.759;0.6;0.713

特征值变异量信度3.3.503.253.103.423.33

60.740.86958.490.85681.420.92451.800.80868.440.88455.560.839

工作相对紧张度JRT1;JRT2;JRT4

JRT5;JRT6;JRT7公司经营绩效个人工作绩效

CP1;CP2;CP3CP4;CP5IP1;IP2;IP3IP4;IP5;IP6

󰀁󰀁注:N为纳入分析的样本,下表同。

(三)实证模型的结果分析

󰀁󰀁1󰀁不考虑参与情境条件下的结果分析

󰀁󰀁(1)回归分析结果。表2为不考虑参与情境条件下的回归分析结果总表,由表2可知,各回归模型的自变量之间未发现有严重的共线性问题,而模型的整体适配度(F值)除了模型4以外皆达到1%的显著水平。

󰀁󰀁在模型1中,工作满意度和个人工作绩效均与公司经营绩效有显著正向关系,但工作相对紧张度、实际参与程度均未发现与公司经营绩效有显著关系,因此,假说H1-1前半部分:即员工实际参与程度对于公司经营绩效具有直接的正向影响未获得支持,因此在我国的上市公司里,员工实际参与程度与公司经营绩效不存在直接的正向影响。在模型2中,实际参与程度与个人工作绩效有显著正向关系,工作相对紧张度与个人工作绩效有显著负向关系,工作满意度与个人工作绩效却未发现有显著直接关系,因此,假说H1-1后半󰀁118󰀁钱春海:从权变观点探讨员工参与对预算管理绩效的影响

部分:即员工实际参与程度对个人工作绩效具有直接的正向影响获得支持,即在我国的上市公司里,员工实际参与程度与个人工作绩效存在直接的正向影响。此结果与Merchant(1981)以及Brownell(1982)等人的实证结果相同。另外,由模型3和模型4可知,工作满意度与实际参与程度有显著的正向关系,但工作相对紧张度与实际参与程度则无显著关系。

表2󰀁回归分析结果总表(N=104)

模型1(CP)

预期

󰀁系数

符号

DPA+0.057

*

SAT+0.184JRT--0.113

***

IP+0.317SIZE+0.207**

2Adj.R0.297F9.702***D󰀁W2.024MaxVIF1.537变量

t值

模型2(IP)

模型3(SAT)

预期

符号

4.316-t值

模型4(JRT)󰀁系数

t值

预期预期

󰀁系数t值󰀁系数

符号符号

******0.594+0.3013.420+0.3931.961+0.0911.003-1.167--0.408***-4.8263.0932.4

0.3290.14617.843***18.629***

1.8231.9581.2671.000

-0.161-1.8

0.

2.1.1.016716747000

***

󰀁󰀁注:***、、分别代表1%、5%、10%的显著性水平,下表同。

󰀁󰀁(2)路径分析。表2结果显示实际参与程度存在通过工作满意度间接影响公司经营绩效的可能性,实际参与程度也存在通过个人工作绩效间接影响公司经营绩效的可能性。下面利用路径分析方法研究这种可能性。Baron和Kenny(1986)指出,自变量和因变量之间若存在中介变量的影响,则必须满足下列三个条件:其一,自变量和中介变量之间具有显著相关性;其二,中介变量和因变量之间亦具有显著相关性;其三,加入中介变量后,自变量和因变量之间的直接关系会降低,即相关系数会大于小于回归系数。使用路径分析的主要优点是允许在两个变量之间将部分观察到的关系分解到一个或多个中介变量(预算目标接受)的路径上。根据路径分析法的基本原则,我们将变量之间的关系分为直接效果、间接效果、假性效果三个部分。其中:直接效果为所要研究的两个变量之间的回归系数;间接效果为两个变量各自与中介变量间的回归系数的乘积;假性效果则为相关系数中未由直接效果和间接效果所解释的部分。

󰀁󰀁表3证实了这种可能性,结果发现,在考虑中介变量的影响下,总效果(0󰀁275)大于直接效果(0󰀁057),两变量与中介变量之间有显著关系,因此与Baron和Kenny(1986)提出的三个条件相符,故在我国上市公司的预算行为里,实际参与程度的确存在通过工作满意度间接影响公司经营绩效的中介效果。此外,根据个人工作绩效对实际参与程度及公司经营绩效的中介效果,亦可得出类似的结果。但表3结果并未发现实际参与程度会通过工作满意度的间接效果影响个人工作绩效,亦未发现实际参与程度会通过工作相对紧张度间接效果影响公司经营绩效或个人工作绩效。因此,假说H1-2获得部分支持,即在我国上市公司的预算管理实践中,存在实际参与程度通过工作满意度

󰀁119󰀁财经研究

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间接影响公司经营绩效,而假说H1-3则未获得支持。

表3󰀁路径分析结果表(N=104)

应变量SATJRTCP

自变量DPADPADPASATJRTIPSIZEDPASATJRT

总效果=0.393***-0.1610.275***0.363***-0.3***

0.476***0.275***0.402***0.331***-0.484***

直接效果0.393***-0.1610.0570.184*-0.1130.317***0.207**0.301***0.091-0.408***

+间接效果

+假性效果

0.2180.029-0.129

0.150-0.1220.1590.0680.240-0.076

IP0.101

󰀁󰀁2󰀁考虑参与情境条件下的结果分析

󰀁󰀁我们引入权变因素,探讨在不同参与情境条件下员工参与对于预算管理绩效的影响。本文主要依据样本分群测试结果的相互比较情形进行分析。󰀁󰀁(1)模型回归结果分析。表4为高度一致性样本的原始模型回归检验结果,表5为低度一致性样本的分析结果。就单个回归模型而言,自变量之间未发现有严重的共线性问题,模型的整体适配度(F值)除了模型4中的高度一致性样本未达显著性水平以外,其余均达到5%的显著性水平。

表4󰀁高度一致性样本的原始模型回归检验结果(N=63)

模型1(CP)

变量DPASATJRTIPSIZEAdj.R2

FD󰀁WMaxVIF

预期符号++-++

󰀁系数-0.0790.147-0.0110.371**0.272**0.2034.1***1.8011.607

t值

模型2(IP)

预期预期

󰀁系数t值

符号符号

***

-0.611+2.771+0.305

*

1.171+1.7150.191

***

-0.080--0.446-4.1452.5842.321

0.33311.324***

1.9481.157

模型3(SAT)󰀁系数0.285

**

模型4(JRT)

预期符号

2.320-t值

󰀁系数0.112

t值0.882

0.0665.383**1.7841.000-0.0040.7781.7541.000

󰀁󰀁由表4可知,在高度一致性样本下,个人工作绩效与公司经营绩效有显著正向关系,但实际参与程度、工作满意度以及工作相对紧张度却未发现与公司经营绩效有显著关系。而实际参与程度、工作满意度以及工作相对紧张度与个人工作绩效却有显著关系。另外,工作满意度与实际参与程度之间有显著关系,而工作相对紧张度与实际参与程度之间则未发现有显著关系。󰀁󰀁由表5可知,在低度一致性样本下,个人工作绩效与公司经营绩效有显著正向关系,但实际参与程度、工作满意度以及工作相对紧张度三者均未发现与公司经营绩效有显著关系。实际参与程度以及工作相对紧张度均与个人工作绩效有显著关系。但工作满意度与个人工作绩效则未发现有显著关系。另外,实际参与程度与工作满意度以及工作相对紧张度有显著关系。󰀁120󰀁钱春海:从权变观点探讨员工参与对预算管理绩效的影响表5󰀁低度一致性样本的原始模型回归检验结果(N=41)

模型1(CP)

变量DPASATJRTIPSIZE

2Adj.RFD󰀁WMaxVIF

预期符号++-++

󰀁系数0.0220.254-0.1600.352**0.1430.330

**

4.9342.3821.635

模型2(IP)模型3(SAT)模型4(JRT)

预期预期预期t值󰀁系数t值󰀁系数t值󰀁系数t值

符号符号符号

0.131+0.342**2.229+0.455***3.187--0.350**-2.2321.662+-0.073-0.470-1.012--0.406***-2.7402.1271.031

0.2850.186

******

6.32610.1561.5282.2201.3611.000

󰀁󰀁(2)路径分析。下面使用路径分析法进一步研究在不同参与情境条件下各变量之间的中介关系。在高度一致性情境下,我们可以预测,实际参与程度可能会通过工作满意度间接影响个人工作绩效,进而影响公司经营绩效;而实际参与程度亦有可能通过个人工作绩效间接影响公司经营绩效。表6则证实了上述结论。由表6可知,实际参与程度与个人工作绩效之间的确显著存在工作满意度的间接作用,同时,此作用还会进一步影响公司的经营绩效;实际参与程度亦显著存在通过个人工作绩效的间接作用影响公司经营绩效。至于低度一致性的路径分析结果,与高度一致性情境相比,结果未发生改变。

表6󰀁高度一致性的路径分析结果(N=63)

应变量

SATJRTCP

自变量DPADPADPASATJRTIPSIZEDPASATJRT

总效果=0.285**0.1120.0990.2**-0.2**

0.410***0.287**0.309**0.367***-0.450

直接效果0.285**0.112-0.0790.147-0.0110.371**0.272**0.305***0.191*-0.446***

+间接效果

+假性效果

0.1550.071-0.1650.004

0.0230.071-0.0880.0390.0150.1760.004

IP

󰀁󰀁综上所述,我们发现,就实际参与程度与公司经营绩效的直接效果而言,不论是在高度一致性还是在低度一致性情境下,均未发现有显著的正向影响,因此,假说H2-1前半部分未获得支持。另外,在高度一致性情境下以及在低度一致性情境下,也未发现实际参与程度会通过工作满意度或是工作相对紧张度对公司经营绩效产生间接效果,因此,假说H2-2、假说H2-3的前半部分均未获得支持。但就实际参与程度对个人工作绩效的直接影响而言,不论是在高度一致性还是在低度一致性情境下,均有显著的正向影响,因此,假说H2-1后半部分获得支持。另外,在高度一致性情境下,实际参与程度对个人工作绩效的间接影响来自于工作满意度。当参与一致性低时,实际参与程度通过工作相对紧张度对个人工作绩效的影响会增强,因此,假说H2-2、假说H2-3的后半部分亦获得支持。

󰀁121󰀁财经研究

2009年第3期

四、结󰀁论

󰀁󰀁本文以权变观点与中介观点相结合的方法分析了员工参与对预算管理绩效的影响问题。研究结果发现,在不考虑参与一致性的情境下,实际参与程度通过工作满意度或个人工作绩效,间接提高公司经营绩效,而在考虑参与一致

性的情境时,不论参与一致性是高还是低,实际参与程度均会通过个人工作绩效间接地影响公司经营绩效,但在参与一致性高的情境下,实际参与程度是通过工作满意度间接影响个人工作绩效;在参与一致性低的情境下,实际参与程度只存在通过工作相对紧张度间接影响个人工作绩效。因此,对于企业管理者而言,深入了解影响预算管理的直接与间接因素,对改善预算管理绩效,提高企业经营绩效具有重要的意义。

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ResearchontheEffectofEmployeeParticipation

onBudgetManagementPerformance

fromContingentViewpoint

QIANChun󰀁hai

(ResearchCenterofModernFinance,ChinaExecutiveLeadership

AcademyPudong,Shanghai201204,China)

󰀁󰀁Abstract:Basedontheanalysisoftheeffectofemployeeparticipationonbudgetmanagementperformance,thepaperfindsthattherealemployeeparticipationlevelwillindirectlyraisecorporateoperationperformance

throughjobsatisfactionorindividualperformancewithoutconsideringpar-ticipativecongruence.Inconsiderationofparticipativecongruence,withhighparticipativecongruence,therealemployeeparticipationlevelhasind-irecteffectsonindividualperformancethroughindividualperformance;withlowparticipativecongruence,therealemployeeparticipationlevelindirectlyaffectsindividualperformancethroughrelativejobtension,leadingtotheimprovementofcorporateoperationperformance.

󰀁󰀁Keywords:participativecongruence;corporateoperationperformance;individualperformance

(责任编辑󰀁金󰀁澜)

󰀁123󰀁