人力资本介入企业内部治理的实证分析.doc

人力资本介入企业内部治理的实证分析兼对相关利益者理论一个假设的验证 梁雄军* 制度经济学或工商管理领域摘要通过对人力资本理论、相关利益者理论和所有权及激励等企业理论关于人力资本问题的文献简要回顾，运用经济理论、管理理论和问卷调查研究方法，借助SPSS对浙江省台州市21家中小企业样本作人力资本参与企业治理的定量分析，结论是：企业的员工人力资本拥有者和企业重要的相关利益者(之一)参与企业治理，能有效地提高企业内部治理效率，并由此构建人力资本介入型治理结构模型。进而，就此研究的深入提出若干初步建议。关键词：人力资本 相关利益者 企业治理Empirical Analysis on Human Capital Participate in Corporate GovernanceAlso A Validation for the Hypothesis of Stakeholders TheoryLiang Xiong- jun(Taizhou Municipal Peoples Government Port Office, Zhejiang Taizhou 318000 ,China)Abstract：Reviewing the literatures of the human capital theory, the stakeholders theory and the firm theory on incentive and ownership, applying the economic and managerial theory, making use of the questionnaires and sampling 21 SMEs in Taizhou, we make a quantitative analysis of human capital participating in corporate governance by means of SPSS. It is concluded that employees, the important stakeholders and human capital owners, having a hand in corporate governance can improve the internal governance efficiency. Then we construct the human capital participating in governance model and provide some suggestions for further researches. Key words: human capital; stakeholders; corporate governanceJEL Classification: C810, G300, J240一、引 言人力资本是蕴含于劳动者个体自身中的各种生产知识与技能的总存量(新帕尔格雷夫经济大辞典)，用埃莉诺奥斯特罗姆(2000,p.27)的话说：“人力资本是指个人完成某项活动所必需的知识和技能”。自亚当斯密以来，人们就曾认识到教育对于增进人的能力的作用*梁雄军(男,1959-，台州市人)，浙江大学管理学硕士；主要从事现代经济与管理结合及在中小企业应用的研究。浙江大学法学院余逊达教授、管理学院王重鸣教授和陈旭东教授给予本文构思有益启发；受2002年中国经济学年会分会场主席、清华大学经济管理学院李子奈教授对本人另一篇交流论文的指教，本文修正了一个因素命名。谨向各位老师衷心致谢！文中错误完全属于笔者。1引自张凤林(译者序,p.1)。参见(美)雅各布明塞尔.人力资本研究M.张凤林译,北京:中国经济出版社,2001。“到上个世纪的20、30年代，马歇尔和费雪已注意到了人力资本的重要性；但是，贝克尔、明塞尔、刘易斯、里斯和舒尔茨等大师们及其子弟在(上世纪)50年代对人力资本做了一批精湛的研究，经他们的发展才使这一主题纳入了选择理论的框架；其目标不过是解释职业选择”(张五常,1982,p.7,p.8及注、)。奥利弗威廉姆森(1979)从特质交易的角度指出，“由于专用性人力资本和物质资本的使用更趋单一，从而更缺乏向其他用途转移的可能性”(pp.43-44)，而交易专用性的人力资本投资一般更存在着特质交换，如生产经营中的专门培训和边学边干(p.31)，他举例：“如买者诱使卖者对交易专用性方面的专用物质资本进行投资。由于这种资本用于其他方面的价值按定义比其原定的特殊用途小得多，卖者就被紧紧地捆在这笔交易上了”(p.30)。青木昌彦(2001,pp.136-139)按心智程序将人力资产区分为个人型和背景取向型，并认为，在某种意义上，“背景取向型人力资产比个人型人力资产更具组织专用性”(他同时指出，“任何心智模型在不同程度上既是个人型，又是背景取向型”的)。人力资本所具有的专用性特征以及雇主与人力资本所有者员工间的关系也相似于买者要求卖者对物质资本作专用性投资的情况。从这一意义讲，人力资本因为同样要被“套牢”，它一旦投入于某个组织，风险便随之而来 张维迎在为澄清崔之元（1996）文章可能引起理论混乱而作的论文中承认，“在一定的情况下，工人也是风险承担者”（1996，p.89），但更认为非人力资本是“天生的”风险承担者（1996，p.82），主张“人力资本所有者是企业风险的真正承担者”的方竹兰（1997）就此提出质疑。因此，对于力主政府在整个国民经济中推行利润分享制的韦茨曼，由于他明确无误地排除了在该制度中员工参与决策的可能和不实行员工持股计划，因而遭到了当时就持“员工也承担一部分经营风险，他们无疑应该在企业的有关决策中享有一定的发言权”观点的牛逖(1986)的激烈批评 引自S埃思特林和S瓦德华尼(1990,p.279)。玛格丽特M布莱尔(1995)针对20世纪“60年代末70年代初，公司对广大相关利益者集团的关心已成为一种可接受的商业活动”的现实(p.188)，“认为，相关利益者必须被特别定义，它的含义只是那些已经贡献了公司专用化资产而这些资产又在企业中处于风险状态的人和集团 引自布鲁斯K麦卡劳瑞(前言,p.2)。参见美玛格丽特M布莱尔.1995。”。在所有权与控制面向21世纪的公司治理探索一书中，布莱尔指出，在高度专用化人力资本方面的投资对公司财富创造方式极为重要的情况下，职工也是股东，他们也是剩余索取者并成为剩余风险的承担者。并且，职工不但可能而且像股东一样有极强的动机来监督公司资源的有效使用，因为与那些遥远和匿名的股东比，他们处于对经理行使监督职能更有利的地位(p.212)。这时，“解决公司治理问题的一个重要答案是增加职工的所有权和公司财产的控制权(p.245)”。在现实经济活动中真正为企业的生存和发展操心并支配企业的其实是向企业投入大量人力资产的企业经营者和职工，有效率的公司结构是利益相关者拥有对应的剩余索取权与控制权(杨瑞龙、周业安,1998a,p.45)。由于“资本存量的规模取决于人力资本(劳动)、实物资本(机器、厂房、农业设施等等)以及自然资源的数量”(道格拉斯C诺思,1981,p.4)，且“资本存量因知识的变化而变化资本存量的变化通过许多途径来诱导制度的变迁”(诺思,1981,p.232)。在“人力资本的管理变得与有形资产的管理一样重要”(布莱尔,1995,p.12)的当今，将人力资本导入企业治理结构框架一种治理结构的改革，就显得十分必要和紧迫。因为，“为有效率的资源配置提供激励的所有权结构(即一套使创新和人力资本投资等方面的私人收益率接近其社会收益率的产权)将是重要的(诺思,1981,p.29)。”二、21家中小企业样本的实证分析中国改革以来，尤其在乡镇企业迅猛发展及以后乡镇集体企业（包括部分城镇集体企业与国有小企业）实行产权制度改革的过程中，人力资本在企业发展中的作用和人力资本所有者拥有一定的决策权就已体现，虽然当时的实践者们在理论上对人力资本缺乏全面的认识，且主要仅将拥有一技之长的技术人才作为帮企业赚钱发财“金元宝”。如江浙众多企业暗聘的“星期天工程师”，他们不仅获得远高于“市场激励工资”的报酬，而且他们具有让厂长们言听计从的能力；他们可能又是第一批实行“年薪制”的企业（专）兼职专家型员工；他们也是最早与企业主们分享剩余的人们，所承担的剩余风险仅是与他们分享剩余不成比例的机会成本。而他们在人力资本投资中的一部分或较大部分，却是由国家（国有企业或科研单位）支付的。在浙江省台州市的改制与自然人创办的企业中，为吸引、稳定和激励核心(骨干)员工，给他们一定的提法不一的各类岗位责任股(改制企业即拥有所有权，非改制企业到约定时间拥有所有权)和以股权作为奖励方式，比较普遍。这是对人力资本激励的一种形式。本文在对浙江台州市21家中小企业310位各类员工问卷调查的基础上，应用SPSS对所集数据进行分析，旨在寻找人力资本各因素与经典企业内部治理结构 一般企业的内部治理结构系指由股东会、董事会（监事会）和经理层组成的一种企业组织机构，没有涉及人力资本或相关利益者集团或个人进入问题，从这一意义上说，它在这里被称为是经典的。和管理效能、组织绩效之间的(互为)因果关系，验证作为企业相关利益者之一人力资本拥有者企业员工参与企业治理的功效，并试图构建人力资本介入型治理结构模型。（一）问卷设计、统计说明及研究取样根据研究的构思和基本理论假设，在掌握大量中小企业运行情况并按简单抽样方法对部分样本企业作深入访谈的基础上，设计调查问卷，展开大样本调查。1、问卷设计与统计说明测量问卷由五个部分、共100余个项目组成，所有项目内容均反映客观存在的问题。除名义变量外，测量量表为7点。7点量表均采用分数与评价(认同程度)反向的办法，即分数越小，对该项目(变量)的评价(认同程度)越高或愈好。2、研究取样问卷调查在1999年1112月进行，在大样本调查前，对问卷作了试测和必要的修改。共向上述21家企业发出问卷362份，收回问卷326份，回收率为90.05%；其中有效问卷310份，回收问卷的有效率为95.09%。样本企业被试分布及各企业治理结构状况分别见表2-1和表2-2。(由国有、城乡集体企业改制而成的企业和由自然人合股兴办的企业，本文分别称之为“改制企业”与“非改制企业”；同时，本文定义：拥有占企业总股本3%及以上股权的为大股东，有股权但未达3%的为小股东，无股权的为非股东。)表2-1 样本企业被试分布情况总人数(人)高层主管(名)中层主管(名)董事(名)监事(名)大股东(名)小股东(名)非股东(名)35岁及以下(人)36岁及以上(人)高中及以下(人)大专及以上(人)男性(人)女性(人)全部企业21家31031685213651598616714325159210100改制企业13家204174432123715314911131644013965非改制企业8家106142420128672763087197135表2-2 两种生成方式的本样企业治理结构和股东及员工情况生成方式企 业 名 称股东会董事会(人数)监事会(人数)股东人数员工人数备 注改制临海市机筛厂有5无125125台州市冶金工具厂有7无60120部分员工不愿入股台州市轮窑厂有5无2530最早改制企业之一天台橡胶机械厂有932970多数员工不愿入股台州天轮集团有限公司有135480490浙江银轮机械有限公司有53351380临海铸造厂有5无138138台州印刷厂有531360多数员工不愿入股玉环柱塞阀厂有73645637名股东不在工厂上班玉环标准件厂有4263120部分职工不愿入股玉环造船厂有52643034名股东不在工厂上班玉环酒厂有73633835名股东不在工厂上班玉环塑料厂有73182182非改制台州市众达摩托车配件厂无仅董事长无598董事长主持日常工作台州市矿冶工具厂有无无2493股东会代替董事会市浙诺尔制鞋有限公司无3333493监事为3董事妻台州新界泵业有限公司有5312490监事会由股东组成台州宝利特有限公司无4无41010玉环旋港水泥厂有5无2086玉环烟机厂无3无321温岭旅游用品厂有7321480 注：监事会(人数)一栏中，小于3的数字表示执行监事的人数。（二）调查结果的分析 下面对问卷调查所集数据按统计假设作检验后进行因素、方差、相关和回归分析。1因素分析1.1市场绩效、质管绩效 文中有时将市场绩效与质管绩效合称为经管绩效。变量的分析对有关变量作因素分析，提取出2个因素，共解释了68.39%的总变异。由V2、V39和V4组成的因素命名为“市场绩效”(拓展市场绩效的简称)；由V5、V26和V9组成的因素命名为“质管绩效”(质量管理绩效的简称)。具体数据处理结果请见表2-3。表2-3 市场绩效、质管绩效变量的因素分析及因素内变量一致性分析结果变 量 内 容 因素及其荷重系数市场绩效质管绩效V2我们企业比其它同类企业效益好V39企业注重开拓新产品市场V4企业主导产品市场在不断扩大.834.752.693.101.206.419.721V5企业很注重产品质量V26对产品质量的检验很严格V9产品质量与工人奖励挂钩.189.327.146.872.853.694.7761.2 周边绩效变量的分析经因素分析，在满意维度上得到4个因素，共解释了总变异的75.45%。由V1、V3组成的因素命名为“企业满意度”，由V13、V14、V12组成的因素命名为“收入满意度”，由V21、V20组成的因素命名为“管理者满意度”，由V24、V22组成的因素命名为“同事满意度”。其数据处理的结果请见表2-4。表2-4 满意度变量的因素分析及因素内变量一致性分析结果变 量 内 容因素及其荷重系数对企业对收入对管理者对同事V1本企业的生产、工作条件不错V3在本企业工作感到自豪.877.736.116.302.129.179.170.225.721V13了解企业提供的各种福利V14奖金与贡献比较一致V12对工资收入感到满意.154.165.496.794.782.620.333.089.255.307.126.053.779V21管理人员也关心我个人问题V20上司经常指导我们工作.195.160.151.301.804.794.283.176.719V24同事常讨论把工作做好V22同事间关系很和睦.125.244.120.251.244.176.842.731.616 在归属感维度上，得到2个因素，共解释了总变异的69.58%。由V34、V32组成的因素命名为“不愿离职”，由V56、V61组成的因素命名为“组织承诺”。具体数据处理的结果请见表2-5。表2-5 归属感变量的因素分析及因素内变量一致性分析结果变 量 内 容 因素及其荷重系数不愿离职组织承诺V34另企业更有利我发展，我也在本企业V32另企业有高工资，我也不离开本企业.865.760.053.260.547V56企业的问题，就是我的问题V61企业如遇困难，职工愿意少领工资.101.190.838.799.561在公平性维度上，获得2个因素，共解释了72.57%的总变异。由V23、V18组成的因素命名为“待人公正”，由V71、V41组成的因素命名为“处事公平”。其数据处理结果请见表2-6。 表2-6 公平性变量的因素分析及因素内变量一致性分析结果变 量 内 容 因素及其荷重系数待人公正处事公平V23企业对本外地员工一视同仁V18上司对待我们都很公正.943.603.077.054.590V71中层管理者处事都较公正V41工作成绩突出，会得到公平提拔.160.119.818.801.5861.3 管理行为变量的分析 该维度的因素分析，提取出3个因素，并解释总变异的69.47%。由V37、V38、V36和V35共同组成的因素命名为“透明度”，由V49、V48、V19组成的因素命名为“参与性”，由V47、V42、V46、V45、V44和V43组成的因素命名为“制度性”。具体数据处理结果请见表2-7。 表2-7 管理行为变量的因素分析及因素内变量一致性分析结果变 量 内 容 因素及其荷重系数透明度参与性制度性V37我了解企业当年的销售目标V38我了解企业三五年的发展计划V36我了解企业重大决策的结果V35我了解企业重大决策的过程.846.825.726.624.110.133.411.602.214.180.153.051.857V49奖励、福利政策，职工事先都大致了解V48企业订制度事先都听过职工意见V19我提建议性批评意见会受奖励.234.096.277.800.790.582.244.362.290.780V47其他职工也遵守规章制度V42企业执行规章制度很严格V46中层干部也自觉遵守规章制度V45我能自觉遵守规章制度V44企业有完整的规章制度V43目前的规章制度有利于企业的发展-.019.268.199.063.258.309.197.241.276.035.388.320.784.783.762.724.707.705.8911.4 管理、领导效能变量的分析 管理效能维度仅涉及企业中层管理干部及班组长等管理层，提取出2个因素，解释了总变异的66.79%；由V10、V11、V50组成的因素命名为(中层及一线主管的)“能力水平”，由V67、V69、V25组成的因素命名为“管理方式”。领导效能维度涉及企业董事会、监事会与总经理等经营决策层，获得2个因素，解释了73.68%的总变异；由V95、V94、V92、V93组成的因素命名为“班子效能”，由V100、V98、V101、V96组成的因素命名为“经理素质”。从这两个因素构成变量的内容看，它们属于企业内部治理结构因素，故文中述及的内部治理结构因素概指领导效能维度的“班子效能”和“经理素质”这两个因素，请留意。具体的数据处理结果请分别见表2-8、表2-9。 表2-8 管理效能变量的因素分析及因素内变量一致性分析结果变 量 内 容因素及其荷重系数能力水平管理方式V10部门经理(主任)都比较精通业务V11车间主任、班组长技术水平较高V50中层管理人员多数都有水平.855.833.693.210.233.282.773V67企业领导鼓励职工参与管理V69领导鼓导职工发表管理新主意V25希望进取的人会得到上司的支持.215.247.227.830.786.679.722 表2-9 领导效能（内部治理结构）变量的因素内分析及因素内变量一致性分析结果变 量 内 容因素及其荷重系数经理素质班子效能V95监事会能独立发挥作用V94我们企业的领导班子很团结V92我对企业领导班子很信任V93我们企业的董事会作用很大.075.386.479.466.854.772.724.685.854V100对总经理的能力很佩服V98总经理工作勤奋、学习勤勉V101总经理有号召力V96总经理真正对董事会负责.870.840.805.712.286.174.316.407.8861.5 人力资本变量的分析在确认人力资本水平上，从5个变量中得到2个因素，解释了总变异的72.545%。命名：由变量V76、V75和V78组成的因素为“人力资本1”(认同员工人力资本的简称)，由变量V79和V80组成的因素为“人力资本2”(是否确认员工人力资本的简称)。数据的处理结果见表2-10。表2-10 认同与是否确定人力资本变量的因素分析及因素内变量一致性分析结果 变 量 内 容因素及其荷重系数人力资本1人力资本2V76 从员工到领导,人力资本价值量有多少V75劳动者是一种人力资本V78员工被当人力资本看,其积极性会更高.862.862.836.157.126.139.836V79劳动者就是打工领工资的人V80企业已把全体员工当作人力资本看-.005.315.884.709-.967在人力资本参与分配水平上，获得2个因素，解释了总变异的72.370%。命名：由变量V82和V83组成的因素为“人力资本3”(人力资本折股的简称)，由变量V819和V77组成的因素为“人力资本4”(人力资本参与分配的简称)。数据的处理结果见表2-11。表2-11 人力资本折股与参与分配变量的因素分析及因素内变量一致性分析结果 变 量 内 容因素及其荷重系数人力资本3人力资本4V82员工人力资本的价值量可评估V83 人力资本可以折算为股份.829.758.167.242.516V81人力资本参与利润分配是一种资本的回报V77人力资本参与利润分配对企业、员工都有利.160.228.882.813.701在扩大持股面(另一种人力资本变量)水平上，从5个变量中提取2个因素，共解释了总变异的80.355%。命名：由变量V86、V87、V88和V91、V90组成的2个因素分别为“骨干行股”和“奖励股权”。数据的处理结果见表2-12。需要特别说明的是，在台州的改制与非改制企业中，为吸引、稳定和激励核心(骨干)员工，给他们一定的岗位责任股(改制企业即拥有所有权，非改制企业到约定时间拥有所有权)和以股权作为奖励方式，比较普遍。这是对人力资本激励的一种形式。表2-12 扩大持股面变量的因素分析及因素内变量一致性分析结果 变 量 内 容因素及其荷重系数骨干持股奖励股权V86 给技术骨干岗位股V87给营销骨干岗位股V88给管理骨干岗位股.935.931.864.119.115.267.915V91企业奖励现金或股权，我肯定选择股权V90奖给员工股份比发奖金有利.102.194.850.813.603上述分析表明，从列入因素分析的64个变量中，共获得因素23个，荷重处于.582.943之间，各因素的内部一致性系数值处在.547.967之间(小于.600的仅5个)，各维度上的若干因素解释了总变异的66.79%87.76%，表明因素分析结果有较好的信度和效度。我们将这23个因素归类为组织绩效、组织效能和人力资本作用三大维度，并将组织绩效、组织效能和领导效能、人力资本作用分别概称为经典企业内部治理效率和人力资本介入型治理结构 在这里，我们假设人力资本参与治理具有提高企业治理效率的作用，因而，可以且应该介入经典企业内部治理结构。，请见下页图2-1(黑体字为所获得的因素)。经管绩效市场绩效质管绩效收入满意度组织绩效满意度企业满意度管理者满意度经典企业内部治理效率同事满意度周边绩效归属感不愿离职组织承诺公平性待人公正处事公平管理效能能力水平管理方式透明度管理行为参与性组织效能制度性 领导效能 班子效能经理素质人力 资本 介入 型 治理结构人力资本1人力资本 作 用人力资本2人力资本3人力资本4骨干持股奖励股权 图2-1 因素归类2、多重比较分析 下表2-13是4个人力资本因素所含的9个变量在大股东、小股东与非股东评价上的多重比较结果。(按照量表的定义，)分析表明：1）除V79和V83外，大股东对其它7个人力资本变量的认同程度均好于小股东与非股东(即他们的均数最小，仅在V77上等于非股东)，并且在V76、V80、V82上显著或非常显著地好于小股东，在V80、V82上非常显著地好于非股东。在V79上，大股东虽不显著地好于非股东，但显著地差于小股东；在V83上，大股东不但显著地差于小股东，而且也不显著地差于非股东。2）小股东在V76、V75、V78、V77上不显著地差于非股东，在V79上非常显著地好于非股东，在V80、V82、V83和V81上不显著地好于非股东。因此，总体上可以认为，股东在对员工人力资本的认同、确认、折股和参与利润分配上的看法，与现代经济理论主流观点的期望基本相符合。虽然我们要充分估计到股东们在填答问卷时心理因素的作用认同所谓专家的观点，而不能过分乐观。表2-13 人力资本9个变量在大、小、非股东均数上的多重比较分析结果变 量 内 容分 组 均 数比较均数差及Sig.比较均数差及Sig.大股东小股东非股东比较均数差Sig.比较均数差Sig.V76 从员工到领导,人力资本价值量有多少2.382.792.64大-小=-.40*.023-V75劳动者是一种人力资本2.542.842.76-V78员工被当人力资本看,其积极性会更高2.652.872.76-V79劳动者就是打工领工资的人3.664.213.40大-小=-.55*.026小-非=.81*.000V80企业已把全体员工当作人力资本看2.853.583.83大-小=-.73*.000大-非=-.98*.000V82员工人力资本的价值量可评估2.583.233.42大-小=-.39*.039大-非=-.57*.006V83 人力资本可以折算为股份4.023.553.63大-小=.46*.029-V81人力资本参与利润分配是一种资本的回报3.083.133.16-V77人力资本参与利润分配对企业、员工都有利2.692.852.69-注：凡两两比较差异不显著的变量，其“比较均数差和Sig.”值均不在表中列出。本文的显著性表示:*为.05水平显著,*为.01水平显著(.001水平显著及以上也以*表示)，下同。表2-14是扩大持股面5个变量在大股东、小股东与非股东评价上的多重比较结果。在设立骨干岗位股的三个变量上，小股东均显著或非常显著地好于非股东与大股东，而非股东不显著地稍好于大股东；在V91上，仅非股东表现出显著地好于小股东。这些结论可由不同身份的员工在企业中占据岗位的不同来解释。表2-14 扩大持股面5个变量在大、小、非股东均数上的多重比较分析结果变 量 内 容分 组 均 数比较均数差及Sig.比较均数差及Sig.大股东小股东非股东比较均数差Sig.比较均数差Sig.V86给技术骨干岗位股3.432.793.28大-小=.64*.001小-非=-.49*.004V87给营销骨干岗位股3.452.873.38大-小=.57*.003小-非=-.51*.004V88给管理骨干岗位股3.543.043.47大-小=.49*.014小-非=-.42*.022V91企业奖励现金或股权，我肯定选择股权3.403.453.03-小-非=-.42*.040V90奖给员工股份比发奖金有利3.773.904.03-3、相关分析经数据检验，基本符合皮尔森相关分析的统计假设条件，故我们将人力资本的6个因素与组织绩效、组织效能的17个因素作皮尔森相关分析，结果如下图2-15所示。表2-15 人力资本因素与组织绩效、组织效能因素的相关分析结果市场绩效质管绩效收入满意度企业满意度管理者满意度同事满意度不愿离职组织承诺待人公正处事公平透明度参与性制度性能力水平管理方式班子效能经理素质人力资本1.220*.212*.080.084.070.094.031.152*.076.190*.223*.178*.205*.184*.176*.114*.131*人力资本2.222*.276*.360*.211*.301*.221*.289*.234*.315*.278*.341*.352*.274*.286*.322*.308*.301*人力资本3.113*.114*.114*.028.089.034.051.164*.048.117*.226*.206*.121*.165*.205*.104.096人力资本4.212*.146*.083.036.100.092-.018.130*.092.185*.173*.124*.196*.107.151*.114*.174*骨干持股.134*.081.070.076.062.037.018.217*.023.061.094.060.156*.100.094.096.202*奖励股权.137*.177*.124*.119*.047.050-.001.130*.120*.143*.130*.126*.212*.210*.108.197*.244*注：表内显著性水平经双侧检验而得；因表格宽度限制，用6号小字，请见谅。 上表显示，除人力资本4、奖励股权与不愿离职呈负的弱相关外，其余100个相关系数均为正，且有20个相关系数呈显著水平，45个相关系数呈非常显著水平，其中人力资本2与组织绩效、组织效能间的17个相关系数全部呈非常显著的水平。说明人力资本与组织绩效、组织效能的因素相互间的正影响极普遍。4、回归分析我们分别做6个人力资本因素对组织绩效、管理效能各因素和介入型内部治理结构各层面相互间的回归分析，结果分别见表2-16和表2-17。表2-16 人力资本6个因素对组织绩效、管理效能各因素的回归分析结果因变量进入回归方程的自变量回归系数标准回归系数T值F值调整后的R2值市 场绩 效人力资本2.222.2043.741*15.190*.084人力资本1.175.2033.708*（常数）1.1714.707*质 管绩 效人力资本2.257.2554.763*14.410*.115人力资本1.126.1572.805*奖励股权.079.1142.041*（常数）.7402.992*收入满意 度人力资本2.460.3606.775*45.903*.127（常数）1.7086.648*企业满意 度人力资本2.255.2113.785*14.326*.041（常数）1.7286.772*管理者满意度人力资本2.383.3015.544*30.731*.088（常数）1.7516.689*同 事满意度人力资本2.214.2213.974*15.792*.046（常数）1.5907.797*不 愿离 职人力资本2.417.2895.289*27.971*.080（常数）2.1337.149*组 织承 诺人力资本2.229.2174.001*12.556*.101骨干持股.149.1953.583*人力资本1.091.1091.990*（常数）.9753.370*待 人公 正人力资本2.354.3155.816*33.821*.096（常数）1.3165.708*处 事公 平人力资本2.310.2674.940*18.089*.100人力资本4.162.1683.100*（常数）1.5175.521*透明度人力资本2.455.2326.189*21.453*.166人力资本3.177.1572.731*人力资本1.143.1272.208*（常数）.7472.189*参与性人力资本2.431.3446.562*29.249*.155人力资本3.191.1913.643*（常数）.9653.208*制度性人力资本2.262.2524.695*15.247*.122奖励股权.111.1552.787*人力资本1.114.1382.470*（常数）1.0313.986*能 力水 平人力资本2.301.2664.965*15.367*.122奖励股权.124.1592.860*人力资本1.104.1152.065*（常数）1.1234.069*管 理方 式人力资本2.352.3145.925*25.028*.135人力资本3.171.1913.607*（常数）.9853.616*由上表2-16可知，各自变量回归系数T检验和回归方程F检验的结果是非常显著的，说明各回归方程中自变量与因变量间的因果关系成立。又对方差膨胀因子作检验，所有VIF值均未超过界限，表明各方程的自变量间无显著共线性。表2-17 人力资本介入型内部治理结构各层面间的回归分析结果 因变量进入回归方程的自变 量回 归系 数标准回归系 数T值F值调整后的R2值班 子效 能经理素质.748.65015.064*141.522*.476（.466）人力资本2.136.1122.605*（常数）.7163.658*经 理素 质班子效能.557.64114.959*100.255*.491（.466）骨干持股.104.1373.350*人力资本2.103.0982.299*（常数）-.066-.343人力资本1人力资本4.677.64814.017*104.011*.500人力资本3.170.1693.472*骨干持股-.118-.129-2.912*（常数）.4992.943*人力资本2班子效能.160.1922.605*19.054*.105经理素质.162.1702.299*（常数）2.85219.922*人力资本3骨干持股.260.2785.660*41.017*.341人力资本4.231.2223.308*人力资本1.208.2093.231*奖励股权.087.1011.972*（常数）1.0595.346*人力资本4人力资本1.577.60314.017*119.361*.535人力资本3.160.1663.541*骨干持股.124.1433.348*（常数）.4432.827*骨干持股人力资本3.370.3355.761*21.511*.249奖励股权.199.2093.824*经理素质.151.1152.246*人力资本1-.247-.225-3.250*人力资本4.220.1922.652*（常数）.0843.265*奖励股权骨干持股.245.2334.118*21.694*.211人力资本1.201.1743.085*经理素质.222.1603.085*人力资本3.175.1502.464*（常数）1.1934.377*注：表右列两个括号内数值为删除因素人力资本2和骨干持股后所得的值。表明人力资本的因素进入方程后能提高调整后的R2值。在表2-17中，各自变量回归系数的T检验和回归方程的F检验同样非常显著，表明各回归方程中自变量与因变量间的因果关系成立。而方差膨胀因子检验结果是所有VIF值均未超过界限，认为各方程的自变量间无显著共线性。5、构建人力资本介入型治理结构模型的分析及结论依据回归分析结论，分别构建人力资本因素对组织绩效和管理效能因素的回归关系模型和人力资本介入型治理结构各因素间的回归关系模型，请见图2-2、图2-3。管理者满意度市场绩效质管绩效收入满意度企业满意度同事满意度不愿离职组织承诺奖励股权骨干持股人力资本4人力资本3人力资本2人力资本1世纪管理方式能力水平制度性参与性透明度处事公平待人公正图2-2 人力资本对组织绩效、管理效能的回归关系模型 经理素质 班子效能 奖励股权骨干持股人力资本1人力资本4人力资本3人力资本2 () 图2-3 人力资本介入型治理结构各因素的回归关系模型综上分析结果，进而可得出如下二个结论。第一、人力资本因素对经典企业内部治理结构、组织绩效、管理效能各因素具有正影响和积极的促进作用。相关分析表明，人力资本的6个因素与经典企业内部治理结构、组织绩效、管理效能的各因素(除2个相关系数为负外)，它们之间均呈正线性的关系，说明它们相互正影响。从回归分析的因果关系看，一是自变量人力资本在各回归方程中的回归系数均非常显著，方程的拟合程度也良好，表明自变量与因变量间具有确认的因果关系；二是人力资本介入型治理结构各因素间多数呈正互为因果关系，尤其是人力资本2(是否确认员工人力资本)与经典企业内部治理结构的班子效能(董、监事会层面)与经理素质(经理层)间