企业管理者元胜任力研究，本文主要内容关键词为：管理者论文,企业论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
Brown认为，没有先决的管理能力，诸如判断力和直觉，任何胜任力的展示都是毫无意义的。因此，管理属性中应包含基础的元胜任力(meta-competency)，即能够处理学习、适应、参与和创造，而不是展现一个人能够做某事的能力。国外有关管理和领导方面的文献已经十分强调某些元胜任力对管理工作的重要性，并对其进行了研究，但是从文献来看，我国有关元胜任力结构要素及其特点的理论成果极少。那么，我国管理者的元胜任力模型由哪些要素组成？这些元胜任力要素有什么特点？本文将对这些问题进行初步探讨。
一、理论回顾与研究假设
1.元胜任力概述
自从胜任力的概念被提出后，有关胜任力的研究就成为全球的焦点。在研究过程中，众多学者从不同角度对胜任力结构框架进行了探讨，提出了元胜任力的概念。 Cheetham和Chivers[1]认为，有五个内在联系的胜任力系列，分别是认知胜任力、职能胜任力、个人胜任力、价值观以及元胜任力。而Nordhaug[2]认为，胜任力的划分应从三个维度进行，这三个维度分别是任务具体性、行业具体性和公司具体性。元胜任力是非公司、非行业和低任务具体性，它可用于完成大量的不同任务。Francois delamare le deist和Jonathan winterton[3]则提出了一个整合的胜任力结构，包含认知、职能、社会和元胜任力四个胜任力系列。认知、职能和社会胜任力就是我们通常所说的KSA (knowledge,skills and attitudes)。元胜任力凌驾于认知、职能和社会胜任力之上，认知、职能和社会胜任力的发展依赖于元胜任力。
三位学者从不同角度对胜任力的结构进行了界定，并各自提出了元胜任力的概念。但众多学者在元胜任力的具体定义上还没有达成共识。Hall使用了元技能这个术语。他把其定义为：获得技能的技能。尽管这个说法和元胜任力有一点差别，但是他们都用相似的观念来表达。而Nelson和Narens认为，元胜任力是指个人看待自己能力的能力。
2.元胜任力要素研究现状
有关元胜任力的研究起始于20世纪90年代，不同的学者提出了不同的元胜任力要素。Nuthall[4]认为元胜任力主要是学习的学习能力。Brown认为，元胜任力是处理不确定的能力，元胜任力与工作的认知方面有关，特别是学习和反映过程有关。Cheetham和Chivers[5]在以前的研究中，提出了沟通、自我发展、创造、分析、解决问题和智力敏锐(mental agility)等六个元胜任力要素。他们经过进一步研究发现，反省(reflection)这个元胜任力要素跟个人的绩效与发展有重要关系。并且，他们更系统、全面地研究了元胜任力与认知胜任力、职能胜任力、个人胜任力、价值观的互动机理。国外其他有关元胜任力研究的一些成果见表1。
表1 元胜任力研究成果
3.研究假设
人力资源学者与在职管理者对这些元胜任力进行综合分析，一致认为元胜任力可以划分为三个维度：
(1)反省、自我管理和信息管理构成自我发展能力维度，这几项元胜任力能够促进管理者进行自我反思，正确看待自己的强势与弱势，能够根据自我需要寻找有关信息来发展自我。
(2)创造力、系统思维、判断力、思维敏捷和综合分析能力组成思维能力维度。如果管理者具备这几项元胜任力素质，他就能够正确地对问题进行系统的思考、综合的分析、归纳、推理和判断，并较快地提出具有创新性的解决方案。
(3)实践能力、解决问题能力、学习能力和沟通能力组成学习运用能力维度。这里的学习运用能力主要指内隐知识的获取并运用于实践的能力。学习运用能力是指管理者运用已有的理论知识来解决问题的能力，在实践过程中获取内隐知识并在以后加以运用的能力。当然，在实践过程当中沟通能力相当重要。
根据以上分析，本文提出以下研究假设：
H1：我国管理者的元胜任力模型由三个维度的12项元胜任力要素组成，见表2。
表2 管理者元胜任力假设模型
Cheetham和Chivers认为，元胜任力是高序列的胜任力，能够在不同部门间转移。他还研究了元胜任力的作用机理。Nordhaug认为，胜任力的划分应从三个维度进行，并认为元胜任力是非公司、非行业，具有低任务具体性，它可用于完成大量的不同任务，具有工作情景可转移性、跨公司和行业可转移性的特点。根据Nordhaug的划分标准，我们可以从行业具体性角度把管理者划分为制造业管理者与非制造业管理者两大类。同时，根据Nordhaug对元胜任力的定义可知：元胜任力在制造业与非制造业中具有可转移性。所以，本文提出以下假设：
H2：我国管理者的元胜任力模型结构在制造业和非制造业中具有可转移性特点。
王重鸣、陈民科[13]对220名中高层管理者的胜任力进行了研究，结果表明，管理胜任力特征结构由管理素质和管理技能两个维度构成，但在维度要素及其关键度上，职位层次间存在显著差异。根据以上学者的研究成果，本文提出以下研究假设：
H3：我国管理者的元胜任力模型结构在不同管理层级上相同。
H4：不同管理层级的元胜任力模型结构相同的情况下，不同管理层级的管理者需要重点提升不同维度的元胜任力。
二、研究方法
1.测量工具的编制
为了降低问卷评判过程的中心化倾向、晕轮误差和逻辑误差的现象，本问卷将12项元胜任力分散设计于44项能力要素中。根据44项能力要素编制“胜任力调查问卷”，要求评价者根据实际情况对五点量表做出选择，从“1非常不重要”到“5非常重要”。本文通过小样本问卷对测量工具进行修订。我们选择了重庆某国有大型企业150位管理者作为小样本对象，收回108份有效问卷。对样本进行探索性分析后可知，样本数据和假设模型较为吻合。
2.大样本研究
我们对主要分布在重庆、四川、贵州、浙江、上海等地的企业发放了问卷，一共发放700份问卷，收回有效问卷 585份。问卷主要数据见表3。从表中可知，这次样本具有较好的代表性。
3.统计方法
主要采用SPSS13.0 for Windows以及Lisrel 8.70统计软件，对数据进行了相关的分析。
表3 问卷样本描述
三、结果分析
1.探索性因素分析
为了便于检验研究假设H1，本文只选用208个样本进行探索性因素分析。探索性因素分析采用了主成份分析法(principal components)，抽取特征值大于1的共同因素，并用最大变异数法进行正交旋转。对这208个样本进行的探索性因素分析发现数据能够较好地吻合假设模型。同时，对假设模型三个因子的内部一致性系数Cronbach a进行了计算，结果见表4。表明问卷信度达到要求。
表4 不同类型样本Cronbach a
该模型的自我发展因子解释了19.78%的总变异，自我发展和思维能力累计解释了39%的总变异， 自我发展、思维能力和学习运用共解释了58%的总变异，结果见表5。
表5 探索性因素分析结果
2.验证性因素分析
对377个样本数据进行验证性因素分析。根据模型修正指数矩阵可知，沟通能力在自我发展因子上的修正指数相对要高（见表6）。沟通能力可能属于自我发展这个因子，但是这会与常理和理论相违背，所以通常只有在下列情况下才拒绝假设H1：(1)调整后的模型拟和指数明显高于假设模型的拟和指数；(2)假设模型拟合程度低。在下列情况下接受假设H1：(1)调整后的模型与假设模型拟合指数差不多，且假设模型拟合程度高； (2)调整后的模型比原模型的拟合指数低，且原模型拟合程度高。
表6 假设模型修正指数及因子负荷
调整沟通能力为自我发展因子，对调整后的模型进行验证性分析，分析结果如表7。从表中可知，两模型的拟合指数χ[2]/df都符合小于2的要求，模型拟合得好；拟合优度指数GFI都大于0.9；非范拟合指数NNFI都大于 0.9；两模型的拟合指数IFI、CFI都大于0.9；近似误差指数RMSEA都小于0.05。从以上拟合指数分析可知：两模型拟合指数高，两模型拟合得好，调整后的模型稍优于假设模型（△GFI=0.016,△IFI=0.007,△CFI=0.008,△RMSEA=0.0064），接受假设H1。
表7 假设模型与调整模型拟合比较
3.多组验证性分析
(1)制造业组与非制造业组验证性分析
多组验证性分析采用验证性分析的样本，将377个样本分为制造业与非制造业两组，制造组样本量为190，非制造组样本量为187。多组验证性分析的目的在于分析两组（制造组与非制造组）的元胜任力因子模型是否相同，某些路径参数在不同组别是否有显著性差异。
多组验证分析结果见表8。当单独对制造业组和非制造业组估计时，从拟合指数来看两组都拟合得不错，非制造业组稍好于制造业组。当对两组进行同时估计，同时设置两组因子负荷、因子协方差、误差方差相同时，通过验证分析可以看到，拟合指数x[2]/df=1.78符合小于2的要求，模型拟合得好；拟合优度指数GFI大于0.9；非范拟合指数NNFI大于0.9；两模型的拟合指数IFI、CFI都大于 0.9；近似误差指数RMSEA都小于0.1，这些拟合优度都处于高水平，所以，我们相信制造组和非制造组的元胜任力模型没有太大的区别，可以认为，两组的元胜任力模型相同，假设H2得到验证。
表8 制造业组与非制造业组验证性分析
(2)高、中和基层组验证性分析
将547份问卷分为三组，高层组样本量为80，中层组样本量为213，基层组样本量为254。对高、中和基层组同时进行估计，设置该三组因子负荷、因子协方差、误差方差等同。经过验证分析可知，该模型的各项拟合指数较高，见表9。模型的拟合程度较高，可以认为，高层、中层和基层的元胜任力素质结构模型一致，从而假设H3得到验证。
表9 高、中和基层组验证性分析与因子均值比较
(3)高、中和基层组因子均值比较分析
在整个能力因子层面上对高、中和基层组因子均值进行分析，分析结果见表9。从表9中△M可以得到：△x[2] (6)=48.7，p＜0.01，这表明高、中和基层在能力因子均值上存在显著差异。但是，模型拟合指数差值△GFI=0.001，△NFI=0.016，△NNFI=0.011，△IFI=0.014，△CFI=0.016，△RMSEA=0.0063不大，这表明高、中和基层在能力因子均值上可能不存在显著差异。所以在整个能力因子层面上，本文不能证明出高、中和基层在能力因子均值上是否存在显著差异。
在单个因子维度层面对高、中和基层组因子均值进行分析。此分析首先将中层的三个能力因子均值固定为 0，然后对高层和基层的能力因子均值进行自由估计，分析结果见表10。将高层和中层进行对比分析可知，高层管理者需要具备较强的思维能力才能够胜任本职工作；将中层和基层对比分析可知，中层更偏重于学习运用的能力，基层更偏重于自我发展的能力。假设H4得到验证。
表10 高、基层与中层因子均值比较
四、结论
本文以Cheetham和Chivers的研究成果作为理论基础，并吸收国外相学者的研究成果，经过实证分析得出：我国管理者元胜任力模型由三个维度构成，思维能力维度由创造力、系统思维判断力、思维敏捷和综合分析能力构成；自我发展维度由反省、自我管理和信息管理构成；学习运用能力维度由实践能力、解决问题的学习能力和沟通能力组成。同时证明了这些元胜任力具有行业和管理层级可转移性的特点，但不同的管理层级要求具备的能力因子各有侧重，高层需要具备较高的思维能力素质，中层管理者需要具备较高的学习运用能力，基层管理者需要具备较高的自我发展能力。
该研究结果建议，不同行业的管理者可以从思维能力、自我发展和学习运用这几方面来全面提升自己的综合素质，但高层应该更加注重创造力、系统思维判断力、思维敏捷和综合分析能力的提升，中层可以在实践能力、解决问题的学习能力和沟通能力这几方面进行重点发展，基层管理者可以重点发展反省、自我管理和信息管理这几方面的能力。