全球经济总量的40%以上是基于项目创造的[1]，项目具有临时性、复杂性、独特性，生产流程面临从重复化向项目化的转变。项目型组织(project-based organization, PBO)是项目导向型经济背景下适应多变的市场和技术环境，并有利于创新、价值创造的组织结构[2]，如今广泛存在于建设、科技、金融等各行业中。PBO在组织结构、管理机制、组织文化和能力需求等方面显著不同于传统基于职能的组织，因而得到研究者们的关注[3]。
在PBO中，卓越的人才管理能力是激发竞争实力的关键因素。在项目工作环境中，PBO需要灵活的资源组织形式，同时雇员需具备快速整合知识、解决复杂问题的能力，以适应复杂、多变的项目要求，并在规定时间完成项目交付[4-5]。完善的人力资源管理(human resource management, HRM)制度是PBO项目成功的使能要素，具有组织战略意义。同时，持续变动的工作特征迫使PBO不能照搬基于职能的组织的HRM制度。Huemann等[6]提出PBO内临时项目或项目集频繁的开始和结束伴随着大量人员的变动，给PBO的HRM带来挑战。Miterev等[7]更以“扰动”一词描述PBO内这种项目频繁开始和结束的临时性与动态性，指出PBO应匹配适应扰动情境的HRM制度。本研究在此基础上，通过问卷调研了中国不同行业PBO的HRM制度配置和组织项目工作的扰动程度，建立多元线性模型定量分析二者相关性，并讨论项目工作扰动如何影响HRM制度配置，为实践中PBO设计或HRM制度调整提供借鉴。
1 文献综述权变理论是组织设计的重要支柱性理论，其主要思想是当组织设计与权变要素相匹配和适应时，组织绩效能得到优化[8]。权变要素是权变理论的核心，指与组织相伴生的特有的外部或内部情境要素，例如组织的市场和技术更新速率、组织竞争环境、组织所处的产业类型等外部要素[8-9]，或组织战略、技术、文化等内部要素[10]。在PBO形式下，与“项目式工作”相关的权变要素成为研究重点。以Miterev等[7]为代表的研究者们提出PBO设计的权变要素包括组织项目化程度、项目式文化、项目型工作内容、变动环境等，强调组织项目工作的内容、形式等特征对PBO设计提出全新挑战与要求。
PBO的HRM作为组织设计的重要环节，也自然应充分考虑项目工作特征。Huemann等[5, 11]研究者指出，PBO的HRM系统与传统组织差异明显，组织应综合考虑项目维度上的人员调配和组织维度上的人力管理。传统组织的“招聘→雇佣→解聘”的人员雇佣模式相对稳定，而在多项目的PBO中，频繁的项目发起和结束伴随组织内部人力资源分配持续变动。PBO的雇员经常处于重复的“委任到项目→参与项目→离开项目”的循环中，长期奔波于不同项目带来了高强度工作、非传统职能型的职业发展路径以及工作与生活协调失衡等问题[6, 12]。Miterev等[7]将这种项目频繁发起和结束现象描述为PBO内的“扰动”，并提出PBO应将项目工作的扰动作为权变要素，设计与之相匹配的HRM制度。这也呼应Söderlund等[13]提出的考虑到项目工作经常面临复杂多变的环境，PBO应采取可以“应对变化”的HRM制度的观点。
组织的HRM往往是多制度并行、依赖协同效果的系统工程，前人的研究[6-7]仅得出PBO的HRM应匹配扰动的项目工作特征的结论，却未描述具体的匹配关系，难以真正指导实践。仅少数学者通过案例研究定性分析了PBO的HRM制度构成(例如Söderlund等[13]和Huemann等[5, 11])，但有限个数的案例研究难以为全行业的PBO提供参考。目前尚未见到研究者进行过定量的实证研究。本研究通过定量模型分析PBO项目工作的扰动特性对组织HRM制度配置的影响，填补了缺乏对PBO中HRM制度选择的实证研究的理论空白。
2 研究方法 2.1 研究变量本研究采用多元线性回归的方法分析PBO中HRM制度配置和项目工作扰动的相关性，在权变视角下，以PBO中HRM制度配置状况为因变量，以PBO中项目工作的扰动程度这一权变要素作为自变量，同时以可能影响组织HRM制度安排的其他权变要素为控制变量。
如何定量且客观描述PBO项目工作扰动是研究设计的核心，本研究运用2个时间变量描述这种扰动程度——项目平均发起频率与项目平均周期。项目工作扰动指PBO内频繁发起和结束临时性项目的动态现象，这种现象伴随着组织人力资源“分配到项目”和“从项目释放”的行动，带来了项目并行和人力资源需求的变动。项目平均发起频率即项目分配人员的频率：数值越小，代表项目工作对组织人力需求发生越频繁(如图 1中项目B紧接着项目A开始，带来新的人力需求)。由于项目结束带来人力释放和再利用，仅考虑频繁的项目发起带来的扰动是不全面的，因而引入项目平均周期来描述项目结束时释放的人力可被新项目复用的现象：项目发起频率一定时，项目周期越短，代表项目越迅速结束，人力越可能得到复用，一定程度上可能缓解组织人力紧缺，避免新项目可能导致全局的人力资源分配变动(如图 1中项目C开始时，项目A释放的人员可被再分配)。项目平均发起频率与项目平均周期这2个自变量分别描述了“项目发起”和“项目结束”的频率，与项目工作扰动的内涵相一致，同时仅通过这2个变量就可清晰表示组织中多项目并行的工作安排。
|
| 图 1 PBO多项目并行示意图 |
因变量的HRM制度配置状况的度量方法借用了Posthuma等[14]的高绩效工作系统(high performance work system, HPWS)涉及的核心HRM实践的题项，同时参考Huemann等[5]描述的PBO中特有的HRM实践进行了补充。此外，基于能力-动机-机会(ability-motivation-opportunity, AMO)模型，参考Jiang等[15]、王红椿等[16]、陈国权等[17]的分类方式，按HRM制度发挥的作用将管理制度分为提升能力型、增强激励型、提供机会型3类。对于控制变量，一方面，项目团队规模可能影响项目发起和结束需分配和释放的人员数量，进而影响组织人员分配或释放过程以及HRM制度配置，因此需控制其可能影响；另一方面，参考Meuer[18]提出的组织HRM设计应考虑的权变要素，引入了组织历史、行业和所属权3组涉及组织维度的变量。正如Drouin等[19]研究表明，组织成熟度、文化差异会引起HRM实践的配置不同，组织历史反映了组织的成熟程度，不同的行业与公司所属权往往有不同的文化与管理风格，都可能影响HRM实践配置。本研究使用的变量如表 1所示。
| 变量 | 描述 | 参考文献 |
| 因变量：HRM制度配置 | ||
| 提高能力型(A) | A1：对招聘标准有清晰明确的描述 A2：培训覆盖所有项目成员 A3：利用培训旨在提升组织绩效 A4：利用培训旨在提升员工工作技能 A5：利用培训旨在促进员工职业发展 |
|
| 增强激励型(M) | M1：基于项目绩效、成果、表现进行人员评估 M2：在重要节点对项目人员展开绩效评估 M3：付薪前进行评估 M4：采取激励薪酬 M5：工作安全感、有持续稳定的项目工作保障 M6：为员工计划职业发展路径 |
Posthuma等[14] Huemann等[5] Jiang等[15] 王红椿等[16] 陈国权等[17] |
| 提供机会型(O) | O1：员工具有表达意见和申诉的渠道和流程 O2：具有正式的信息沟通渠道和流程 O3：员工能获得公司市场表现和战略计划信息 O4：员工能获得公司职位招募的信息 O5：项目人员具有较大的授权 |
|
| 自变量：项目工作扰动程度 | ||
| 项目平均发起频率 | 新项目发起的平均间隔时间，单位为月 | Bredin等[20] |
| 项目平均周期 | 单个项目的平均持续时间，单位为月 | |
| 控制变量 | ||
| 项目团队规模 | 项目团队的平均人数 | Meuer[18] Drouin等[19] |
| 组织历史 | 组织持续运营年数 | |
| 行业 | 组织所属行业，包括建筑、IT、制造、金融、其他等 | |
| 所属权 | 组织所属权，包括国企/央企、民企和外企等 | |
2.2 研究样本
本研究采取问卷调研的方式，向参加2017年9月23—24日在上海举行的项目管理协会(中国)(Project Management Institute, PMI®)年会的参会者发放了问卷，共收集来自160位受访者填写的155个组织的问卷样本。77%的受访者具有项目管理专业人士资格认证(Project Management Professional, PMP®)资质，89%的受访者在组织中担任管理工作(项目、项目集、项目组合经理或组织管理者)，50%以上受访者从事项目管理工作超过5 a。可见，受访者普遍具有丰富的项目管理理论储备和实践经验，样本具有可信度。同时，组织样本的描述性统计结果如表 2所示。样本覆盖了多种行业与组织，可见样本覆盖全面并具有代表性。
| 均值或者占比 | N | |
| 组织特征 | ||
| 组织历史 | 17.75 | 155 |
| 组织人数 | 5 457 | 155 |
| 所属行业 | ||
| 建筑行业 | 7.10% | 11 |
| IT | 36.13% | 56 |
| 制造业 | 24.52% | 38 |
| 金融业 | 6.45% | 10 |
| 其他行业 | 25.81% | 40 |
| 组织所属权 | ||
| 央企国企 | 23.23% | 36 |
| 民企 | 45.81% | 71 |
| 外企 | 26.45% | 41 |
| 其他所属 | 4.52% | 7 |
| 主要员工类型 | ||
| 专家与技术人员 | 41.29% | 64 |
| 白领 | 29.68% | 46 |
| 蓝领 | 18.06% | 28 |
| 次级劳动力 | 6.45% | 10 |
| 其他类型 | 4.52% | 7 |
3 研究结果 3.1 测量模型检验
本研究将HRM制度的测量题项分为3类，需对分类后的测量模型进行检验。首先运用SPSS 21.0软件检验信度。3个变量的Cronbach's α系数均大于0.7，表明测量模型信度较好，具有良好的内部一致性。运用Amos软件进行验证性因子分析。结果表明，3个变量测量项的标准因子载荷显著大于0.5，测量模型拟合指标为：χ2=198.71，df=101，χ2/df=1.967 < 2，RMSEA=0.079 < 0.08，CFI=0.914>0.90。各指标均优于Hair等[21]提出的模型适配度临界值，模型拟合良好。
为了评估单个样本的所有题项的回答来自单一受访者而可能产生的同源偏差，采用Harman单因子检验方法进行分析。当所有测量项提取单一因子时，模型拟合指标为：χ2=279.91，df=104，χ2/df=2.690>2，RMSEA= 0.105>0.08，CFI=0.846 < 0.90。模型拟合程度较差，同时单一因子解释方差不超过50%，这说明研究样本未受到同源测量的影响。
对本研究中的各变量进行Pearson(双尾)相关分析，结果如表 3所示。可以看出，因变量的HRM制度与自变量的项目工作扰动之间的直接相关性显著，可进一步通过多元线性回归模型排除控制变量影响，验证因变量和自变量的相关性。
| 变量 | 提高能力 型HRM 制度 |
增强激励 型HRM 制度 |
提供机会 型HRM 制度 |
项目平 均发起 频率 |
项目平 均周期 |
项目团 队规模 |
组织 历史 |
建筑 企业 |
IT业 | 制造业 | 金融业 | 央企 国企 |
民企 |
| 提高能力型HRM制度 | 1 | ||||||||||||
| 增强激励型HRM制度 | 0.736*** | 1 | |||||||||||
| 提供机会型HRM制度 | 0.618*** | 0.678*** | 1 | ||||||||||
| 项目平均发起频率 | 0.083 | -0.152* | -0.143* | 1 | |||||||||
| 项目平均周期 | 0.241*** | 0.171** | 0.210** | 0.336*** | 1 | ||||||||
| 项目团队规模 | 0.026 | 0.027 | 0.031 | 0.045 | 0.281*** | 1 | |||||||
| 组织历史 | 0.097 | -0.095 | 0.102 | 0.085 | 0.319*** | 0.336*** | 1 | ||||||
| 建筑企业 | 0.026 | -0.036 | -0.043 | -0.071 | 0.129 | 0.168** | 0.196** | 1 | |||||
| IT业 | 0.085 | 0.170** | 0.049 | -0.052 | -0.259*** | -0.078 | -0.150* | -0.211*** | 1 | ||||
| 制造业 | 0.001 | -0.055 | 0.025 | 0.001 | 0.111 | -0.030 | 0.144* | -0.160** | -0.437*** | 1 | |||
| 金融业 | 0.068 | 0.005 | 0.024 | 0.045 | -0.060 | -0.051 | -0.055 | -0.074 | -0.201** | -0.152* | 1 | ||
| 央企国企 | -0.095 | -0.099 | -0.045 | 0.000 | 0.160* | 0.259*** | 0.300*** | 0.263*** | -0.166** | -0.069 | 0.040 | 1 | |
| 民企 | 0.041 | 0.109 | -0.002 | -0.113 | -0.200** | -0.138 | -0.271*** | -0.103 | 0.364*** | -0.285*** | 0.076 | -0.511*** | 1 |
| 注：样本量为155，*代表 10%的置信度下显著，**代表在5%的置信度下显著，***代表在1%的置信度下显著。 | |||||||||||||
3.2 实证结果
运用多元线性回归模型分析PBO项目工作扰动是否影响HRM制度配置。将3类HRM制度作为因变量分别建立模型，首先将控制变量纳入回归方程(模型1、3、5)，再将自变量纳入回归方程(模型2、4、6)，结果如表 4所示。
| 变量 | 提高能力型HRM制度 | 增强激励型HRM制度 | 提供机会型HRM制度 | |||||
| 模型1 | 模型2 | 模型3 | 模型4 | 模型5 | 模型6 | |||
| 自变量 | ||||||||
| 项目平均发起频率 | -0.086 | -0.165* | -0.163* | |||||
| 项目平均周期 | 0.330*** | 0.342*** | 0.298*** | |||||
| 控制变量 | ||||||||
| 项目团队规模 | 0.025 | -0.032 | 0.088 | 0.031 | 0.020 | -0.029 | ||
| 组织历史 | 0.130 | 0.066 | -0.085 | -0.144 | 0.127 | 0.076 | ||
| 行业 | ||||||||
| 建筑业 | 0.093 | 0.087 | 0.040 | 0.025 | -0.023 | -0.036 | ||
| IT | 0.175* | 0.250** | 0.195* | 0.268** | 0.094 | 0.157 | ||
| 制造业 | 0.071 | 0.078 | 0.058 | 0.058 | 0.036 | 0.035 | ||
| 金融业 | 0.139 | 0.172* | 0.057 | 0.094 | 0.061 | 0.093 | ||
| 所属权 | ||||||||
| 国企/央企 | -0.161 | -0.166 | -0.068 | -0.082 | -0.087 | -0.101 | ||
| 民企 | -0.046 | -0.047 | 0.008 | -0.004 | -0.041 | -0.053 | ||
| df | 147 | 145 | 147 | 145 | 147 | 145 | ||
| F | 0.805 | 1.661* | 0.698 | 1.693* | 0.373 | 1.200 | ||
| R2 | 0.053 | 0.132 | 0.047 | 0.134 | 0.026 | 0.103 | ||
| ΔR2 | 0.079 | 0.087 | 0.077 | |||||
| 注：样本量为155，*代表 10%的置信度下显著，**代表在5%的置信度下显著，***代表在1%的置信度下显著。 | ||||||||
提高能力型HRM制度为因变量时，仅将控制变量纳入回归方程时(模型1)，模型整体解释力差(F=0.805, p>0.1)；而引入自变量后(模型2)，模型解释力明显提升(F=1.661, p < 0.1; R2提高了149%)。自变量中项目平均发起频率回归系数为负但不显著(β=-0.086, p>0.1)，项目平均周期回归系数显著为正(β=0.330, p < 0.01)。行业因素也产生了影响，IT(β=0.250, p < 0.05)和金融行业(β=0.172, p < 0.1)的回归系数均显著为正。
增强激励型HRM制度为因变量时，引入自变量后(模型4)比仅包含控制变量(模型3)的模型解释力明显提升(F=1.693, p < 0.1; R2提高了185%)。2个自变量的回归系数均显著(分别为β=-0.165, p < 0.1和β=0.342, p < 0.01)，且IT行业的回归系数显著为正(β=0.268, p < 0.05)。
提供机会型HRM制度为因变量时，引入自变量后(模型6)比仅包含控制变量(模型5)的模型解释力明显提升(R2提高了296%)。2个自变量的回归系数显著(分别为β=-0.163, p < 0.1和β=0.298, p < 0.01)，没有控制变量与因变量显著相关。
模型结果验证了PBO的HRM制度配置与其项目工作扰动程度的关联性。在排除控制变量的影响后，衡量项目工作扰动的自变量与因变量显著相关。具体而言，发起新项目更频繁的PBO的增强激励和提供机会型的HRM制度更完善，且项目平均周期更长的PBO的3类HRM制度均更完善。控制变量中，仅行业因素对HRM制度配置产生了影响。
4 讨论 4.1 HRM制度配置响应项目工作扰动本研究模型结果证实了PBO的项目工作频繁发起和结束的扰动特征对组织HRM制度配置产生了显著影响，这与Miterev等[7]的理论相契合。本研究中自变量度量了临时项目对组织人力资源配置带来的具有相反影响效果的2种扰动：项目平均发起频率度量的“项目发起”加剧了项目的人力需求的紧张程度，而项目平均周期度量的“项目结束”则通过人力释放缓解了这种紧张。当两者互补平衡时，人员可在项目中有序流转，以保障组织项目顺利推进；而当新项目发起过于频繁产生新的人力需求，或长周期的旧项目难以及时释放人力时，此时完备的HRM制度成为了组织弥补人力资本缺口的应对手段，即一种组织对权变要素的响应机制[5]，这也是模型自变量回归系数显著的原因。
PBO的3类HRM制度配置均响应了项目工作扰动，具体原因分别为：1)新项目频繁开始而旧项目未结束的扰动情境造成的直接结果为多项目并行的现象，雇员可能需兼顾多个项目从而造成“项目超载”[22]。不同项目各具特异性，对雇员能力提出更高要求，也激发雇员自主学习和提升的意愿[23-24]，此时PBO采用提升能力的HRM制度(例如加强招聘、正式培训等)可以适应项目不断更新的能力需求与雇员主动学习的意愿。2)项目超载具有两面性：一方面，项目工作占据了雇员大量时间与精力，雇员必须全身心投入项目工作中，这不仅造成雇员感知压力的增加，也可能引起工作与家庭冲突[25]；另一方面，规定时间内完成复杂项目任务可能激发雇员创造性思维甚至更好的绩效表现，雇员通过一次次完成工作挑战提升自我认知、加强自我管理并建立自信，从而在不断的正反馈下享受项目工作[26-27]。增强激励型HRM制度可以顺应并强化雇员对项目工作的享受(例如通过绩效评估、薪酬激励和职业发展等)，也可一定程度缓解雇员的感知压力(例如通过提供工作安全感和家庭关系稳定性等)。3)项目作为临时组织，具备去中心化和自组织的条件。在多并行项目的环境下，提供机会型HRM制度(例如增大雇员授权、加强信息沟通渠道等)有助于项目组织发挥主动性，同时降低沟通不畅造成的内耗，提高管理效率。
4.2 项目工作扰动影响HRM制度适用性本研究分析了不同项目工作特征下PBO的HRM制度配置。Bredin等[20]基于雇员并行参与的项目个数将PBO分为2类，即雇员专心参与单个项目的“集中式参与型”和雇员同时参与多个项目的“分散式参与型”，并指出2类PBO的HRM制度配置和实施有较大差异。雇员参与项目的集中或分散是项目工作扰动的直接结果。在该研究基础上，将本研究样本分成集中式参与型与分散式参与型2组后分别进行模型回归，结果如表 5所示(仅展示自变量回归系数)。结果显示，集中式参与型的PBO样本回归结果与前模型(表 4)一致，而分散式参与型的PBO样本回归模型仅增强激励型HRM制度与自变量的回归系数显著。这种差异的产生是由于项目工作扰动还影响了HRM制度对组织的适用性。
| 集中式参与型PBO | 分散式参与型PBO | ||||||
| 提高能力型 | 增强激励型 | 提供机会型 | 提高能力型 | 增强激励型 | 提供机会型 | ||
| 项目平均发起频率 | -0.146 | -0.215** | -0.267** | -0.075 | -0.245** | -0.122 | |
| 项目平均周期 | 0.519*** | 0.324** | 0.433*** | 0.254 | 0.437*** | 0.261 | |
| 注：**代表在5%的置信度下显著，***代表在1%的置信度下显著。 | |||||||
在PBO中，项目既是实现组织战略的基石，也是组织各项制度运作和发挥绩效的平台，项目工作扰动影响HRM制度的实施条件和发挥效果，进而影响制度对组织的适用性。雇员分散参与项目的情境并不利于提高能力型和提供机会型HRM制度的有效实施。提高能力型制度中包括的面向全体、提升绩效的正式培训在解决雇员兼顾多个项目带来的多元化能力需求时效率较低，雇员倾向通过在项目中学习的非正式培训方式达到项目的能力要求[28]。同时，提供机会型制度中授权、沟通渠道的开展流程复杂，且组织内需具备较强的信任氛围[29]。在分散式参与型PBO中，雇员的注意力被多项目分散，合作依赖临时信任关系，不具备提供机会型制度的实施条件。因此，在分散式参与型样本的模型结果中，不同的PBO并未通过差异化的提高能力型和提供机会型制度配置响应项目工作扰动。增强激励型HRM制度不需要复杂的先决条件，其作用效果也不因项目工作扰动而弱化，在分散式参与型组织中的适用性更强。
5 结论在权变视角下，组织的HRM配置应与组织情境形成互动关系，最终提升组织工作效率[30]。因此，PBO的HRM制度配置应充分考虑组织内因项目频繁发起和结束带来的工作扰动。本研究通过问卷调研，收集了中国155个来自各行业组织PBO的样本，度量了组织各类HRM制度配置，并以发起和结束项目频率衡量项目工作对HRM的扰动，运用多元线性回归模型分析了两者关联。模型结果表明PBO的项目工作扰动对HRM制度配置产生两方面影响：一方面，提高能力型、增强激励型和提供机会型的HRM制度是应对项目工作扰动的有效响应机制；另一方面，项目工作扰动影响了HRM制度的实施条件和发挥效果，进而影响HRM制度对组织的适用性。这一结论有助于PBO从操作层面对标所属行业PBO，结合自身项目工作扰动特点进行HRM制度的设计、安排与调整。PBO既应注重HRM制度的完善优化，也应在资源有限的前提下优先考虑更适用的HRM制度。
正如Keegan等[3]指出，有关PBO的HRM研究领域仍大有可为。本研究仅在权变视角下对PBO项目工作扰动这个概念进行初步探索，定量建立它与组织HRM实践的交互关系，因此采用了易于理解、可操作的客观数据进行测量。后续研究可在此基础上深入探索PBO中临时项目对永久组织带来多维度的扰动因素，以及PBO应如何建立响应扰动的HRM制度。同时，相比传统组织，PBO的HRM另一个显著差异是管理责权从HRM经理向职能、项目经理的转移[12]，这一操作层面的现象是否同样也与项目工作扰动有关，值得后续研究深入探索。
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