2010年11月第十三卷四期 • Vol. 13, No. 4, November 2010 組織文化、服務創新與經營績效關係之研究 – 以台灣營造業為例 陳建成 陳建佑
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第四期 1 組織文化、服務創新與經營績效關係之研究 – 以台灣營造業為例 陳建成 陳建佑 摘要 本研究是第一篇採用「服務創新」觀點探討台灣營造業在組織文化、服務創新與經營績效之影響關係模式。本研究採用因素分析、信度分析、效度檢定與迴歸分析等統計方法分析組織文化、服務創新與經營績效之影響關係，並獲得以下數點研究發現：（1）創新型文化對市場績效與組織績效均呈現顯著正向影響。同時，支持型文化與官僚型文化僅對市場績效呈現顯著正向影響；（2）創新型文化與支持型文化對服務創新均呈現顯著正向影響；（3）創新型文化會透過服務創新的中介影響，進而對市場績效與組織績效呈現顯著正向影響。 關鍵詞：組織文化、服務創新、經營績效、台灣營造業 陳建成 里浩貿易有限公司 陳建佑 崇瑋工業股份有限公司
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第四期 2 導論 研究背景與動機 根據台灣區營造公會之統計資料指出，截至2008年12月底，台灣營造廠商資本額10億以上共計21家，佔營造廠商家數的%；2~10億資本額的營造廠商共計110家，佔營造廠商家數的%；1~2億以及1億以下資本額的營造廠商分別為946家以及10,666家，分別佔營造廠商的%以及%。由此可知，台灣營造廠商以中小規模為主體。此外，營造業在台灣經濟體系佔有非常重要的角色，與機械、鋼鐵、水泥、運輸等產業有著高度的產業關聯性，各行業市場波動亦會受到營造業的直接影響。每當台灣經濟發展遭遇困境時，主管機關總會透過擴大對公共建設的投資，其目的除了創造就業機會之外，亦是增強公共基礎設施，加速台灣經濟與刺激景氣的甦醒（吳濟華、何柏正、黃元璋，2008）。吳濟華等人（2008）明確指出營造業的經濟活動實際上就是國家經濟發展與競爭力的重要指標。既然營造廠商經營績效的好壞攸關台灣經濟發展至鉅，尤其是在全球金融海嘯大幅度變動之際，如何提升營造廠商的營運績效，乃是台灣地區主管機關與營造廠商經營者確切關鍵的課題。 過去文獻指出，組織文化（Organizational Culture）是組織成員態度的表現、行為的規範以及心靈契約（何雍慶等人，2007；Kwantes & Boglarsky, 2007; Wallach, 1983）。組織文化亦稱企業文化（Corporate Culture），意指組織成員間共同擁有的信念、態度、價值觀等（林家五等人，2004；黃營杉、齊德彰，2004；Harrington & Guimaraes, 2005; Irani et al., 2004; Lee & Yu, 2004）；服務創新是以新技術導向為基礎，針對既有產品與服務進行改良（莊立民，2002；陳建成，2009；Drejer, 2004; Jan & Christian, 2005），而且服務創新可以協助組織獲取多重利益（Kotler, 2003）以及滿足顧客多樣化需求（莊立民、段貣祥，2006；Drejer, 2004; Jan & Christian, 2005）。 綜合上述文獻回顧，本研究發現尚未有研究者採用「服務創新」觀點，著墨於組織文化對經營績效之關係。窺探其成因，本研究發現服務創新發展至今尚未成熟，且缺乏一致性的操作型定義。然而，本研究鑑於「服務創新」對台灣營造廠商提升企業競爭力、提升營運效率以及找出因應境外營造廠商的競爭策略之重要性，因而引發本研究嘗試探討組織文化、服務創新對經營績效影響關係的動機。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第四期 3 研究目的 2002年台灣成為世界貿易組織（World Trade Organization, WTO）的會員國之一，外國營造廠商憑藉著雄厚的資金與先進技術大舉搶食台灣營造市場的重大工程，使得台灣營造廠商面臨的經營環境日益險峻。另外，台灣營造業素有經濟火車頭之稱，台灣營造廠商在因應全球營造市場之時，2008年美國次級房貸風波持續發酵，全球金融環境陷入1930年代以來最嚴峻的困局，許多先進國家紛紛推出振興經濟擴大公共建設投資計畫，希冀透過擴張性的財務政策，安然度過世紀金融海嘯。 服務創新除了是新服務與新產品的成功開發，亦包括能夠修正和改善現有的產品、服務之所有創新活動（Drejer, 2004）。對台灣營造廠商而言，如何促使企業營運的服務創新活動與其組織文化進行緊密互動，進而協助組織獲取較佳的經營績效成果，乃是迫切之重要課題。本研究歸納過去台灣內、外研究者對組織文化、服務創新與經營績效課題之相關研究作為理論基礎，並透過因素分析、信度分析、效度檢定以及迴歸分析等統計方法來驗證本研究各項假設，並達成本研究各項目的。茲將本研究目的逐一敘述，依序為：（1）探討組織文化對經營績效之影響；（2）探討組織文化對服務創新之影響；（3）探討組織文化透過服務創新對經營績效之中介影響。 文獻評析與假設推論 首先，本研究擬以組織文化、服務創新與經營績效作為理論基礎，茲將文獻評析分為：（1）組織文化；（2）服務創新；（3）經營績效；其次，本研究藉由過去研究者之研究發現與結果，進一步闡述各構面之影響關係，以作為本研究各項假設推論之基礎。 組織文化 組織文化概念最早由Wallach（1983）在《Individuals and Organization: The Cultural Match》一文中所提出。Wallach（1983）認為組織文化就是組織內的員工能夠共享所暸解的事物，使員工能暸解在公司內應該如何做事。此外，本研究回顧台灣內、外與組織文化課題相關之研究發現，當組織泛指企業時，組織文化（何雍慶等人，2007；吳萬益、林文寶，2002；蘇國楨、陳榮德，2003；Tolfo & Wazlawick, 2008; Kwantes & Boglarsky, 2007; Wallach, 1983）亦可稱為企業文化（林家五等人，2004；黃營杉、齊德彰，2004；
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第四期 4 Harrington & Guimaraes, 2005; Irani et al., 2004; Lee & Yu, 2004; Pekala, 2001）。 組織文化是員工對組織內部環境的一種認知，此認知由價值觀、概念所組成（吳萬益、林文寶，2002）。蘇國楨與陳榮德（2003）採用Wallach（1983）論點，認為組織文化是組織成員對組織所屬文化的實際知覺感受。何雍慶等人（2007）表示組織文化是指組織成員共享的意義體系，是組織試著去克服外在的適應問題及內部的整合問題時，所創造或發展出來的文化。組織文化是一套組織成員與組織互動的規範，更可進一步協助組織成員創造更卓越的價值（Kwantes & Boglarsky, 2007）。Tolfo & Wazlawick（2008）表示組織文化是推動企業成功的動因，其動因涵蓋組織成員共同秉持、分享的價值觀、信念、規範。根據Pekala（2001）論點，企業文化是一套管理組織成員的行為規範。Irani et al.（2004）認為企業文化是企業發展共享活動、價值以及信念的系統，並可進一步引導企業成員彼此間的行為。企業文化主要由信念、價值以及行為模式所構成（黃營杉、齊德彰，2004）。企業文化是透過企業成員共同塑造出來的獨特風氣或信念（Lee & Yu, 2004）。Harrington & Guimaraes（2005）認為企業文化不僅是企業成員共同擁有的信念，亦是企業經營成功的關鍵利器。 在組織文化的分類方面，Wallach（1983）將組織文化區分為官僚型文化（Bureaucratic Culture）、創新型文化（Innovative Culture）以及支持型文化（Supportive Culture）等三大類。另外，Chen（2004）與Lok & Crawford（2004）進ㄧ歩表示官僚型文化的組織較為成熟且穩定，其權責劃分相當明確，且工作內容已具標準化。創新型文化的組織相當重視組織成員的創新性，並容許組織成員冒險進取。當組織面對高度複雜的市場環境時，擁有創新概念的組織較容易獲取較佳的績效表現。支持型文化的組織擁有高度支持、信任的特性，此組織相當重視與組織成員的人際關係，並採用開放式的工作環境。 服務創新 隨著國際市場的競爭快速變化、消費者意識的高漲，導致對產品進行技術創新的趨勢已經無法因應全球經濟體系的變遷，進而促使服務創新（Service Innovation）受到實務界業者與學術界學者的重視與關注。然而，根據Schumpeter（1932）認為創新（Innovation）是驅動經濟成長的主要動力，且可以產生創造性破壞（Creative Destruction）的效果，對個人生產力、資
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第四期 5 源的有效運用、工作本質以及貿易競爭，有著無比重要的影響力（莊立民，2002）。 服務創新的概念貣源於Betz（1987）《Managing Technology Competing through New Ventures, Innovation, and Corporate Research》一書中所提出。Betz（1987）表示服務創新並非新技術生產程序的程序創新，亦不是新型態產品的產品創新，而是在競爭市場中引入技術基礎導向的服務。本研究回顧台灣內、外與服務創新課題相關之研究發現，服務創新發展至今尚未成熟，且缺乏一致性的操作型定義，多數研究者大都認為服務創新針對既有產品與服務進行改良，並滿足顧客多樣化的需求及協助組織獲取多重的利益（莊立民、段貣祥，2006；陳建成，2009；Djellal & Gallouj, 2001; Drejer, 2004; Jan & Christian, 2005; Kotler, 2003; Voss, 1992）。 企業實施服務創新活動最主要目的是希冀獲取多重的利益，可從成本是否降低、服務的結果是否優於競爭對手等面向進行探討（Voss, 1992）。根據Djellal & Gallouj（2001）論點指出，服務創新就是針對新產品的屬性、使用的風險進行改變。Kotler（2003）針對「服務」一詞提出新的見解，認為「新服務」就是組織經由活動提供另一群體的相關利益。這些活動不僅無形，亦無法產生任何所有權。服務創新不只是新產品與服務的成功開發，亦包括針對既有產品與服務進行改善的所有創新活動（Drejer, 2004）。根據Jan & Christian（2005）論點指出，服務創新就是企業為因應顧客多樣化需求，而提高產品與服務的價值改善活動。服務創新以新技術導向作為基礎，開發新產品/服務，以及針對既有產品與服務進行改善（莊立民、段貣祥，2006）。陳建成（2009b）採用莊立民與段貣祥（2006）論點，認為服務創新就是業者提高利潤以及滿足顧客多樣化需求，進而提供新開發產品或服務，或是針對既有服務與產品進行改善。 經營績效 在知識經濟時代中，工業社會慢慢被知識社會取而代之，企業經營者不僅需要滿足消費者需求，亦需要改變資源的分配，如此才能夠在競爭激烈的環境衝擊下獲取競爭優勢（陳建成，2009c）。然而，現今企業越來越重視營運活動的成效及組織成員工作表現的雙重衝擊，導致績效衡量被視為企業獲取競爭優勢的關鍵利器之一（吳萬益、林文寶，2002）。績效衡量結果不但能夠提供企業經營者清楚瞭解組織成員的工作績效，更可進一步讓組織成員知道自身工作表現的優劣狀況（Chen, 2004; Lee & Yu, 2004）；同時亦掌握組
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第四期 6 織成員內心的關鍵需求，適時給予組織成員援助及輔助，如此將有助於激發組織成員的潛能與工作的卓越表現（Ellinger et al., 2002; Erdogan et al., 2001）。 Kanji（2002）表示績效衡量可作為衡量經營成果的工具，更是企業經營者作出決策的重要參考依據。根據陳建成（2009c）研究發現指出，雖然組織績效表現的衡量是如此重要，但迄今為止，如何衡量經營績效表現尚未獲得一致性的結論，導致績效評估指標發展至今仍舊沒有定論。因此，在績效衡量指標的選擇方面，本研究回顧台灣內、外組織文化與績效相關課題之研究（吳萬益、林文寶，2002；何雍慶等人，2007；Chen, 2004; Homburg & Pflesser, 2000; Lee & Yu, 2004），發現部分研究者採用2個以上的績效衡量指標（吳萬益、林文寶，2002；何雍慶等人，2007），但有多數研究者採用單一績效衡量指標（Chen, 2004; Homburg & Pflesser, 2000; Lee & Yu, 2004）。 吳萬益與林文寶（2002）將經營績效視為組織各種目標達成程度的衡量，並採用市場績效與組織績效進行衡量，前者涵蓋提高員工生產力、提升產品品質、提高整體績效、提升對目標支持的程度等；後者則包括提升員工士氣、提升員工對公司的認同感、提升內部參與溝通或討論的機會等。何雍慶等人（2007）探討組織文化與新產品發展績效之關係，並將新產品發展績效分為市場狀況績效、貢獻度績效與利潤度績效等三個因素，由銷貨收入、市場佔有率、投資報酬率、獲利水準、顧客滿意度、對於技術領導的貢獻及對於市場領導的貢獻等7個指標所構成。Homburg & Pflesser（2000）採用單一市場績效指標進行組織文化與績效影響之探討，衡量指標涵蓋顧客滿意度、顧客延續率、顧客價值、吸引新顧客、銷售成長率以及市場佔有率等。 Chen（2004）僅採用工作績效指標探討組織文化與績效彼此間之影響關係。同時，Lee & Yu（2004）則使用資產報酬率、投資報酬率等財務績效指標進行績效表現衡量。 由於組織在一定期間內並非只是追求單一目標，若採用單一績效衡量指標，在缺乏周延性的前提下，將會無法衡量組織部門各層面之績效表現（吳萬益、林文寶，2002）。陳建成（2009c）則認為單一績效衡量指標亦容易受到產業特性的影響，產生較高的衡量誤差。因此，在衡量經營績效時，其衡量問項頇同時具備財務與非財務績效指標衡量，將較易提高受訪者或是填答者之回答意願，並降低衡量偏差（何雍慶等人，2007）。鑑此，本研究引用陳建成（2009c）觀點，採用多元構面（Multiple Dimensions）的績效評估指
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第四期 7 標進行經營績效的衡量。此種績效衡量方式是藉由多元標準以達到周延性與適切性的要求，亦普遍能被接受的績效衡量標準（吳萬益、林文寶，2002）。 組織文化與經營績效之關係 Chow et al.（2002）以美國與台灣企業為對象，探討企業文化、組織規模、競爭環境以及組織績效之間的關係，實證結果發現企業文化的差異對於組織績效有顯著的正向影響。Lee & Yu（2004）以新加坡企業為研究對象，探討企業文化與組織績效關係之研究，研究結果顯示一個強而有力的企業文化對於企業的績效表現有顯著關係。黃營杉與齊德彰（2004）以台灣地區國際觀光旅館業為研究對象，探討服務業內部行銷、企業文化、工作滿足與經營績效間之關係，實證結果顯示企業文化對經營績效有顯著正向相關。Chen（2004）認為組織成員對組織的特性會產生主觀知覺，這些知覺與信念將會形成組織文化，更會進一步影響組織成員的工作滿足感與工作績效表現。何雍慶等人（2007）應用競值架構探討組織文化、主管影響力與新產品發展績效之關係，研究結果顯示組織文化與市場狀況績效因素、貢獻度績效因素和利潤度績效因素皆有相關性存在。 綜合上述文獻討論，本研究認為台灣營造廠商積極透過組織文化塑造企業的核心體，藉以提高組織成員對組織文化的認同，將可滿足組織成員個人的需求、提高工作表現，並促進企業經營績效的卓越。因此，本研究推導出以下假設： H1：組織文化對經營績效有顯著正向影響。 組織文化、服務創新與經營績效之關係 組織文化係由看不見的信念、價值觀、態度、風格以及看得見的行為規範、圖像所組成，不僅代表企業的文化風氣，亦能夠直接影響組織成員的行為表現與思考意念（何雍慶等人，2007；林家五等人，2004；蘇國楨、陳榮德，2003；Tolfo & Wazlawick, 2008; Kwantes & Boglarsky, 2007; Wallach, 1983）；另一方面，根據Chen（2004）研究結果表示，過去已有許多研究驗證不同的組織文化會直接影響組織的經營成果，但亦有研究指出兩者並無顯著關係存在，因而建議採用中介變數探討組織文化與績效之關係。吳萬益與林文寶（2002）表示組織文化是企業經營成功的關鍵因素，凝聚的願景、態度、共識與價值觀可以促進組織成員對新知識與觀察力的開發。同時，服
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第四期 8 務創新不僅能夠協助企業獲取多重利益（Kotler, 2003; Voss, 1992），亦可協助組織成員在面對高速競爭環境時，塑造更快速的反應能力（莊立民、段貣祥，2006； Jan & Christian, 2005）。莊立民與段貣祥（2006）認為在生活物資不斷提升之下，服務創新不僅能夠帶給顧客豐富的體驗價值，切入顧客核心需求，更可進一步提供目標顧客群及潛在顧客群知覺感受認為有價值的服務。再者，服務創新就是針對既有產品與服務，不斷運用新技術與新知識進行改良（莊立民、段貣祥，2006；Drejer, 2004; Jan & Christian, 2005）。因此，本研究發現服務創新對企業經營績效表現的重要性，故將「服務創新」視為中介影響變數，進一步探討組織文化、服務創新與經營績效之影響關係，藉以彌補現有文獻之不足。 綜合以上的文獻回顧，本研究認為身處在全球化的競爭市場中，台灣營造廠商必頇更重視顧客的多樣化需求，以及協助組織成員塑造凝聚共識、價值觀的企業風氣，不僅能夠促進新技術與新知識的開發，更可針對既有產品或服務進行改良，進一步滿足顧客需求、協助組織各種目標的達成，以及經營獲利的提升。因此，本研究推導以下假設： H2：組織文化對服務創新有顯著正向影響。 H3：組織文化會透過服務創新的中介影響，對經營績效有顯著正向影響。 研究設計 研究架構 本研究以台灣營造業之「服務創新」觀點切入，歸結導論以及組織文化、服務創新與經營績效之間影響關係的文獻評析，進一步提出本研究架構如圖1所示。根據研究架構，本研究採用Wallach（1983）觀點，以「官僚型文化」、「創新型文化」以及「支持型文化」作為衡量組織文化的衡量指標；參考莊立民與段貣祥（2006）觀點，採用「服務創新」作為衡量服務創新的衡量指標；參考吳萬益與林文寶（2002）論點，以「市場績效」與「組織績效」作為衡量經營績效的衡量指標。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第四期 9 組織文化 H2 H1 H服務創新 3(中介影響) 經營績效 圖1 研究架構 變數的操作性定義 組織文化 在操作性定義方面，採用Wallach（1983）觀點，對組織文化重新下操作性定義：「台灣營造業組織成員能夠共享所暸解的事物，使員工能暸解在公司內應該如何做事」；在組織文化量表方面，亦引用Wallach（1983）編製的「組織文化量表」，共計12題衡量題項。 服務創新 在操作性定義方面，採用莊立民與段貣祥（2006）觀點，對服務創新重新下操作性定義：「台灣營造廠商為滿足顧客多樣化需求以及利潤的提高，進而針對既有產品與服務進行改善」；在服務創新量表方面，亦引用莊立民與段貣祥（2006）編製的「臺灣服務業組織創新量表」，共計7題衡量題項。 經營績效 在操作性定義方面，採用吳萬益與林文寶（2002）觀點，對經營績效重新下操作性定義：「衡量台灣營造廠商在質化的組織績效以及量化的市場績效」；在經營績效量表方面，亦引用吳萬益與林文寶（2002）編製的「經營績效量表」，共計10題衡量題項。 問卷設計 在衡量問項計分方面，本研究採用李科特（Likert）5點衡量尺度，涵蓋非常不同意、不同意、沒意見、同意以及非常同意等，並分別給予1-5分，其中分數越高表示問卷受測者對該衡量問項的同意程度越高。此外，本研究問卷包括4個部份，第一部分為公司基本資料（3題）；第二部分為組織文化
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第四期 10 量表（12題）；第三部分為服務創新量表（7題）；第四部份為經營績效量表（10題）。 抽樣設計 問卷發放與回收 本研究以「台灣營造業」為研究對象，擬以「台灣區綜合營造工程工業同業公會會員名冊」作為抽樣母體，並採用立意抽樣（Judgment Sampling）進行研究樣本的抽取。立意抽樣亦稱為判斷抽樣，根據研究者的主觀判斷來抽出樣本的方式（陳順宇，2005）。其次，本研究考量受測對象是否具備回答本研究各衡量題項之能力，進一步將問卷受測對象局限於管理、財務、業務、工程、採購等不同部門管理職以上成員；同時，本研究獲得國立成功大學EMBA研究生的協助代為發放與回收研究問卷。問卷於2009年4月底進行發放，篩選10家營造廠商且每家發放30份問卷，共計300份問卷，並於2009年5月底回收178份，扣除無效問卷16份（漏填題數達5題或5題以上），可用於分析的問卷數總計162份。 無回應誤差檢定 為確保研究資料是否具備母體代表性，Armstrong & Overton（1977）建議研究者可以針對所回收的問卷進行無回應誤差（Non-Response Bias）檢定。因此，本研究以問卷回應時間作為自變項，14天內（含）回應的問卷視為早期回應組，超過15天回應的問卷則視為晚期回應組，並使用卡方檢定驗證早、晚期回應組在公司資本額、公司成立年數以及公司員工人數是否呈現統計上的顯著差異。根據檢定結果顯示，公司資本額、公司成立年數以及公司員工人數皆未達顯著水準（p > ）。因此，回應誤差在本研究中可以被排除。 服務創新的中介模式 在「服務創新」中介影響是否具備解釋能力，本研究參考Baron & Kenny（1986）論點，認為中介變項的影響效果是否存在，必頇透過3個步驟，且這3個步驟必頇達統計上的顯著水準，依序為： 1 組織文化對經營績效有顯著的正向影響，茲以組織文化（OC）為自變項，經營績效（BP）為依變項，故迴歸方程式：OP =（OC）。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第四期 11 2 組織文化對服務創新有顯著的正向影響，茲以組織文化（OC）為自變項，服務創新（SI）為依變項，故迴歸方程式：SI =（OC）。 3 組織文化與服務創新同時對經營績效進行迴歸分析時，其組織文化的影響必頇比前一步驟呈現「消退」，甚至達到統計上的不顯著水準，則「強而有力的中介實證」將會成立，茲以組織文化（OC）與服務創新（SI）為自變項，經營績效（BP）為依變項，故迴歸方程式：BP =（OC）+（SI）。 實證分析結果 樣本結構基本資料分析 本研究樣本基本資料涵蓋公司資本額、公司成立年數以及公司員工人數，並採用敘述性統計瞭解樣本結構分佈情況。在公司資本額方面，1億（含）以下所佔比率最高，約%，其次依序為：1億至不足2億，約%以及2億（含）以上，約%。在公司成立年數方面，11年至20年所佔比率最高，約%，其次分別為：10年（含）以下（%）以及20年（含）以上（%）。在公司員工人數方面，101人至500人所佔比例最高，約%，其次依序為：501人以上（%）以及100人以下（%）。 各構面之因素分析 因素分析事前檢定 由於本研究問卷中各量表是參考不同研究者提出的研究量表進行修訂作業，且本研究進一步採用因素分析診斷這些研究構面之收斂與離散情況，藉以篩選出較穩定的關鍵因素。因此，張紹勳（2001）建議採用KMO取樣適合性檢定（Kaiser-Meyer-Olkin）以及巴式球面性檢定（Bartlett’s test of Sphericity）檢驗回收的樣本資料是否適合進行因素分析。本研究採用張紹勳（2001）論點，採用KMO取樣適合性檢定以及巴式球面性檢定來診斷本研究回收的資料是否適合進行因素分析。當KMO值大於或等於，代表兩變數間的偏相關係數越低，進行因素分析萃取共同因素的效果越佳；當巴式球面性檢定結果拒絕虛無假設（p < ），即可進行因素分析（張紹勳，2001）。茲將各構面KMO取樣適合性檢定以及巴式球面性檢定結果整理如表1所示。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第四期 12 根據表1得知，本研究組織文化、服務創新以及經營績效等構面之KMO值依序為：、以及，且巴式球面性檢定的P-value均為，皆符合張紹勳（2001）提出的標準值。因此，本研究資料非常適合進行因素分析。 表1 各構面之因素分析結果 構面 因素 因素負荷量 累積解釋變異量 KMO 巴式球面性檢定 創新型文化 X2= Sig. = 組織 文化支持型文化% 官僚型文化 服務 X2 服務 = 創新 % 創新 Sig. = 市場 績效 經營 X2= 績效% Sig. = 組織 績效 因素萃取 本研究採用主成份分析法針對組織文化、服務創新以及經營績效等構面進行因素萃取，接著採用最大變異轉軸法針對前一階段所萃取的因素進行轉軸。同時，以特徵值大於1作為選取因素個數的原則，並保留因素負荷量絕對值大於的衡量題項。最後，根據所萃取的因素給予適當之命名。玆將各構面之因素萃取結果整理如表1所示。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第四期 13 根據表1得知，組織文化構面經前述因素篩選流程，剔除2題因素負荷量小於後，共萃取3個主成分因素，分別命名為：「創新型文化」、「支持型文化」以及「官僚型文化」，其轉軸後因素負荷量介於到，累積解釋變異量為%，代表解釋能力相當好；服務創新構面經前述因素篩選流程，僅萃取1個主成分因素，命名為：「服務創新」，其轉軸後因素負荷量介於到，累積解釋變異量為%，代表解釋能力良好；經營績效構面經前述因素篩選流程，共萃取2個主成分因素，分別命名為：「市場績效」以及「組織績效」，其轉軸後因素負荷量介於到，累積解釋變異量為%，代表解釋能力良好。 各構面之信度與效度檢定 在信度分析方面，Hair et al.（1998）指出在個別項目的信度（Individual Item Reliability）方面，當因素負荷量大於時，即代表該觀測變數能夠被潛在變數解釋的程度；同時，本研究亦採用Cronbach’s α係數作為測量各量表衡量題項內部一致性之衡量工具。一般而言，Cronbach’s α係數大於，表示該構面之內部一致性相當好，亦稱高信度（Hair et al., 1998; Nunnally, 1978）。 根據表1得知，本研究組織文化、服務創新以及經營績效等構面之觀察變數的因素負荷量均大於；各構面之Cronbach’ s α係數依序為：、以及，亦符合Hair et al（1998）與Nunnally（1978）提出的標準值。因此，本研究各構面的信度相當良好。 在效度檢定方面，陳順宇（2005）表示效度即稱為正確性，問卷能測出所要測量的特性或功能之程度，在確認完問卷具有信度時，並不代表問卷同時具備效度，但如果問卷不具備信度時，則可以肯定問卷無效度可言。鑑此，本研究同時採用內容效度（Content Validity）以及建構效度（Construct Validity）進行各量表效度檢定作業。 在內容效度方面，由於本研究問卷中各量表是參考已發展且信效度良好之量表作為發展基礎。因此，本研究問卷具有相當的適切性，符合內容效度之意涵；在建構效度方面，張紹勳（2001）建議採用分項對總項相關係數（Item to Total Correlation Coefficient）作為建構效度之衡量工具。一般而言，分項對總項相關係數大於，表示各構面的衡量題項彼此間的穩定性良好。根據分析結果得知，本研究各量表衡量題項之分項對總項相關係數均大於
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第四期 14 ，符合張紹勳（2001）提出的標準值。因此，本研究各構面具有初步的建構效度。 共同方法變異分析 在同一時間點以自陳式（Self-Report）量表施測，並由單一來源的受測者回答時，在面對題型極為一致，而且語意皆為正向題時，容易出現共同方法變異（Common Method Variance, CMV）的偏誤（彭台光等人，2006）。Podsakoff et al.（2003）認為共同方法變異會造成受測者在受測過程中，回答結果呈現不當地膨脹，導致統計上的顯著水準增大或減少，因而犯了第一類型錯誤（Type Ⅰ Error）或第二類型錯誤（Type Ⅱ Error）。同時，彭台光等人（2006）指出最常被研究者用來檢定研究資料是否存在共同方法變異的方法為哈門氏單因子測試法（Harman’s One-Factor Test）。 哈門氏單因子測試法表示一個主要因素能夠解釋所有衡量題項彼此間的共同變異時，這些研究資料就存在共同方法變異的問題。根據檢定結果得知，本研究並無出現單一因素解釋大部分的變異。因此，共同方法變異的偏差問題在本研究中可以排除。 各構面之互動影響 本研究採用迴歸分析進行各構面彼此間影響關係的探討，判斷準則依序為：（1）決定係數（R2）：R2是用來解釋線性迴歸模式的適配度（Goodness of Fits），當R2大於，表示迴歸方程式具有解釋力；（2）調整後的決定係數（Adjusted R2）：R2雖然可以說明整個迴歸方程式的解釋力，但容易受到樣本數多寡而呈現高估的現象。因此，蕭文龍（2007）建議採用調整後的決定係數來判斷迴歸方程式的解釋力；（3）Durbin-Watson值介於～，表示殘差間相互獨立無自我相關；（4）F值達統計上的顯著水準：表示迴歸方程式具有解釋力。 組織文化對經營績效之影響 本研究以經營績效為依變項，分別建構創新型文化、支持型文化與官僚型文化為自變項之迴歸模式，並將迴歸係數標準化（β係數），藉由比較各變數迴歸係數之相對大小，探討前述自變項中何者對依變項較具解釋能力。茲將迴歸分析整理如表2所示。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第四期 15 根據表2得知，組織文化對市場績效與組織績效的Adj. R2分別為與，表示此迴歸方程式具有相當良好的解釋力。Durbin-Watson值分別為以及，均介於～標準值，表示殘差間並無自我相關現象存在。此外，組織文化對市場績效呈現顯著正向影響（F = , P < ），其中以「創新型文化」對市場績效較具解釋能力（β = ）；同時，組織文化亦對組織績效呈現顯著正向影響（F = , P < ），且以「創新型文化」對組織績效最具解釋能力（β = ）。因此，H1：組織文化對經營績效有顯著正向影響，獲得支持。 表2 組織文化對經營績效之迴歸分析結果 依變項 自變項市場績效 組織績效 創新型文化 *** *** 支持型文化 * 官僚型文化 * R2 Adj. R2 F值 *** *** D-W值 註：*表示p <，**表p < ，***表p < 組織文化對服務創新之影響 本研究以服務創新為依變項，分別建構創新型文化、支持型文化與官僚型文化為自變項之迴歸模式，並將迴歸係數標準化（β係數），藉由比較各變數迴歸係數之相對大小，探討前述自變項中何者對服務創新較具解釋能力。茲將迴歸分析整理如表3所示。 根據表3得知，組織文化對服務創新的Adj. R2為，表示此迴歸方程式具有相當良好的解釋力。Durbin-Watson值為，介於～標準值，表示殘差間並無自我相關現象存在。此外，組織文化對服務創新呈現顯著正向影響（F = , P < ），其中以「創新型文化」對服務創新最具解釋能力（β = ）。因此，H2：組織文化對服務創新有顯著正向影響，獲得支持。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第四期 16 表3 組織文化對服務創新之迴歸分析結果 依變項 自變項服務創新 創新型文化 *** 支持型文化 *** 官僚型文化 R2 Adj. R2 F值 *** D-W值 註：*表示p <，**表p < ，***表p < 組織文化、服務創新對經營績效之影響 根據表2與表3得知，組織文化除了對經營績效有顯著正向影響之外，亦對服務創新具有顯著正向影響。因此，本研究進一步將組織文化、服務創新同時對經營績效進行迴歸分析，並觀察組織文化、服務創新對經營績效之影響關係。 表4 組織文化、服務創新對經營績效之迴歸分析結果 依變項 自變項市場績效 組織績效 創新型文化 *** *** 支持型文化 * 官僚型文化 服務創新 *** *** R2 Adj. R2 F值 *** *** D-W值 註：*表示p <，**表p < ，***表p < 根據表4得知，組織文化與服務創新對經營績效的Adj. R2為以及，表示此迴歸方程式具有相當良好的解釋力。Durbin-Watson值分別為以及，均介於～標準值，表示殘差間並無自我相關現象存在。此外，組織文化與服務創新對市場績效呈現顯著正向影響（F = , P < ），其中以「創新型文化」對市場績效較具解釋能力（β = ）；同時，組織文化與服務創新亦對組織績效呈現顯著正向影響（F = , P < ），且以「服務創新」對組織績效最具解釋能力（β = ）。另一方面，本研究採用Baron & Kenny（1986）論點，當組織文化
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第四期 17 對經營績效的正向影響逐漸被服務創新吸走而消退時，其組織文化對經營績效的直接正向影響將會逐漸變小，導致組織文化原先對經營績效的正向影響關係削弱或是不顯著。此時，組織文化就必頇完全依賴服務創新對經營績效產生中介影響來影響經營績效。因此，H3：組織文化會透過服務創新的中介影響，對經營績效有顯著正向影響。 結論與意涵 研究結論 本研究擬以「台灣營造業」作為實證研究對象，針對「組織文化、服務創新與經營績效之影響關係」研究課題經由文獻評析、假設推論、研究問卷發放與回收，以及因素分析、信度分析、效度檢定與迴歸分析等統計分析。由前一章實證分析結果發現，本研究推論的各項假設均獲得支持，茲將各項結論依序說明如下： 組織文化對經營績效有顯著正向影響 參照表2可知，台灣營造廠商積極透過組織文化塑造企業的核心體，藉以提高組織成員對組織文化的認同，將可滿足組織成員個人的需求、提高工作表現，並促進企業經營績效的卓越。此研究發現與黃營杉與齊德彰（2004）、Chen（2004）、Chow et al.（2002）與Lee & Yu（2004）等研究者的實證結果一致，表示不同組織文化所形成的企業風氣，不僅能夠滿足組織成員個人的需求，亦會正向影響企業在市場績效與組織績效的表現。 組織文化對服務創新有顯著正向影響 參照表2可知，創新型文化與支持型文化均對服務創新呈現顯著的正向影響。此研究發現與吳萬益與林文寶（2002）、莊立民與段貣祥（2006）以及Drejer（2004）等研究的看法一致，表示台灣營造廠商協助組織成員塑造凝聚共識、價值觀的企業風氣，不僅能夠促使組織成員對於新知識或觀察力的開發，更可進一步針對既有產品或服務進行修改，藉以協助組織獲得多重的利益。 服務創新扮演著關鍵的中介角色 本研究將服務創新定義為台灣營造廠商為滿足顧客多樣化需求以及利潤的提高，進而針對既有產品與服務進行改善，再參照表2可知，服務創新在組織
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第四期 18 文化與經營績效兩者間扮演著中介角色，表示身處在全球化的競爭市場中，台灣營造廠商必頇更重視顧客的多樣化需求及協助組織成員塑造凝聚共識、價值觀的企業風氣，不僅能夠促進新技術與新知識的開發，更可針對既有產品或服務進行改良，進一步提升營運效益、降低契約風險、避免重複投資，使其經營績效持續保持，進而開創出台灣營造業的藍海。 研究貢獻 根據文獻評析得知，本研究發現尚未有研究者採用「服務創新」觀點針對組織文化與經營績效關係進行分析與探討，窺探其成因一來是服務創新概念發展至今尚未成熟；其次則是台灣營造業具備無特定業主的產業特性，導致業務來源不穩定，其業務必頇透過競標方式取得，使其利潤受限於同樣的競爭，進而不利台灣營造廠商作長期營運規劃（吳濟華等人，2008）。對台灣營造廠商而言，服務創新究竟應該如何與組織文化進行互動，藉以協助組織獲取較佳的績效成果，值得進一步深入的探討。因此，本研究以過去研究者對組織文化、服務創新與經營績效所提出的研究結果作為理論基礎，根據本研究實證結果，其具體的研究貢獻如下所示： 1 過去以台灣營造業為研究對象的研究，尚未同時針對組織文化、服務創新與經營績效之影響關係進行整合性的探討。因此，本研究彌補現有文獻之不足。 2 本研究採用「服務創新」作為中介變項，進一步探討組織文化、服務創新與經營績效之影響關係。根據實證分析結果顯示，創新型文化對組織績效（市場績效與組織績效）呈現顯著正向影響；支持型文化與官僚型文化僅對市場績效呈現顯著正向影響。同時，本研究亦發現創新型文化會透過服務創新的中介影響，進而對經營績效（市場績效與組織績效）呈現顯著正向影響。因此，實證結果亦針對服務創新之中介影響文獻不足之處，進行補強。 未來研究方向 本研究在資料蒐集與實證分析階段雖然力求符合社會科學研究之嚴謹度，但難免有不周延處。因此，本研究特提出2點未來研究方向給供研究者參考： 1 根據實證分析結果，本研究發現「創新型文化」對經營績效呈現顯著正向影響關係，亦會透過服務創新的中介影響，進而對組織的市場與組織
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第四期 19 績效產生正向影響。因此，建議未來研究者引用本研究架構，並納入影響經營績效表現的前因影響因素進行深度探討，以致獲得更臻完備的實證結論。 2 彭台光等人（2006）表示在同一時間點以自陳式量表施測，並由單一來源的受測者回答時，在面對題型極為一致，且語意皆為正向題時，容易出現共同方法變異的問題。然而，本研究係採用量化研究法進行實證分析。因此，建議未來研究者納入質性研究法進行探討，以致獲得更完善的研究發現。 參考文獻 何雍慶、楊易淳、周政德（2007），〈應用競值架構探討組織文化、主管影響力與新產品發展績效之關係〉，《中華管理評論國際學報》，第10卷，第3期，頁1 3 1。 吳萬益、林文寶（2002），〈主管行為特性、組織文化、組織學習方式與經營績效關係之研究〉，《輔仁管理評論》，第9卷，第1期，頁71 9 4。 吳濟華、何柏正、黃元璋（2008），〈台灣地區營造業營運績效與經營策略〉，《建築學報》，第64期，頁25 4 8。 林家五、彭玉樹、熊欣華、林裘緒（2004），〈企業文化形成機制：從認知基模到共享價值觀的形成〉，《人力資源管理學報》，第4卷，第3期，頁91 1 15。 張紹勳（2001），《研究方法》。台北：滄海書局。 莊立民（2002），〈組織創新模式建構與實證之研究–以台灣資訊電子業為例〉，國立成功大學企業管理學研究所博士論文。 莊立民、段貣祥（2006），〈臺灣服務業組織創新量表發展之研究〉，《產業論壇》，第8卷，第2期，頁65 8 3。 陳建成（2009a），〈製造策略、顧客滿意度與經營績效關係之實證研究 - 以台灣機械產業為例〉，《International Journal of LISREL》，第2卷，第1期，頁18 3 7。
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