孫 瑜，于桂蘭，梁瀟杰

（吉林大學(xué) 商學(xué)院，長(zhǎng)春 130012）

0 引言

大量的實(shí)證研究表明，戰(zhàn)略人力資源管理（以下簡(jiǎn)稱SHRM）對(duì)企業(yè)的運(yùn)營(yíng)績(jī)效、財(cái)務(wù)與市場(chǎng)產(chǎn)出、雇員產(chǎn)出均起到了積極的促進(jìn)作用，是提升組織能力，獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的有效工具。然而，理論界就SHRM對(duì)組織績(jī)效的作用機(jī)理仍然未能達(dá)成共識(shí)，揭開兩者間的“黑箱”已成為人力資源管理領(lǐng)域的研究熱點(diǎn)。

諸多學(xué)者在多層因果關(guān)系研究視角下，深入探討了組織層面的SHRM對(duì)個(gè)體態(tài)度、行為變量的跨層次影響，如組織承諾、工作投入、組織認(rèn)同、創(chuàng)新行為等。但工作績(jī)效作為與組織績(jī)效最為密切相關(guān)的員工個(gè)體反應(yīng)行為，SHRM對(duì)其跨層次影響并沒有得到學(xué)界的進(jìn)一步關(guān)注，現(xiàn)有研究?jī)H基于社會(huì)交換和資源基礎(chǔ)理論探討了員工個(gè)體感知到的SHRM對(duì)其工作績(jī)效的影響機(jī)制，且組織承諾、員工勝任特征感知以及組織支持的中介效應(yīng)均已得到證實(shí)[1]，但已有成果中對(duì)中介效應(yīng)的探討仍然缺乏與勞動(dòng)關(guān)系領(lǐng)域的融合。

勞動(dòng)關(guān)系氛圍作為勞動(dòng)關(guān)系質(zhì)量的重要衡量指標(biāo)，其在SHRM與個(gè)體工作績(jī)效間的中介效應(yīng)研究尚付闕如。但一些研究表明，雇用保障、收益分享及員工參與等管理實(shí)踐對(duì)企業(yè)內(nèi)部的勞動(dòng)關(guān)系氛圍產(chǎn)生了顯著預(yù)測(cè)作用，而勞動(dòng)關(guān)系氛圍又進(jìn)一步影響了抱怨、申訴、缺席、勞動(dòng)爭(zhēng)議、罷工等員工負(fù)向行為[2]。在此邏輯脈絡(luò)下，勞動(dòng)關(guān)系氛圍的中介效應(yīng)提出是具有一定合理性的。因此，基于以往研究不足，本文旨在考察組織層面的SHRM對(duì)員工個(gè)體層面工作績(jī)效的影響，并進(jìn)一步檢驗(yàn)勞動(dòng)關(guān)系氛圍在二者間發(fā)揮的跨層次中介作用。

1 理論分析與假設(shè)提出

1.1 SHRM與工作績(jī)效的關(guān)系

SHRM是有計(jì)劃的人力資源部署和活動(dòng)模式，旨在幫助組織實(shí)現(xiàn)其績(jī)效目標(biāo)[3]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)中，學(xué)者們對(duì)SHRM與員工工作績(jī)效關(guān)系的研究得出基本一致的結(jié)論，即SHRM可以促使員工產(chǎn)生與組織目標(biāo)相一致的行為和表現(xiàn)[4，5]。盡管學(xué)界已初步探討了SHRM對(duì)工作績(jī)效的影響，但仍存在研究層次不足的問題。由于SHRM的跨層次研究可避免單層次研究產(chǎn)生的系統(tǒng)謬誤，基于此，本文提出如下假設(shè)：

H1：SHRM對(duì)工作績(jī)效存在顯著的跨層次正向預(yù)測(cè)效果。

1.2 SHRM與勞動(dòng)關(guān)系氛圍的關(guān)系

勞動(dòng)關(guān)系氛圍是企業(yè)勞動(dòng)關(guān)系質(zhì)量的重要衡量標(biāo)準(zhǔn)，是員工對(duì)企業(yè)勞動(dòng)關(guān)系行為和實(shí)踐的感知[2]。已有研究表明，基于承諾的SHRM會(huì)正向影響包含合作、信任及共同準(zhǔn)則和語言的組織社會(huì)氛圍[6]。而勞動(dòng)關(guān)系氛圍作為組織氛圍的子系統(tǒng)，SHRM對(duì)其影響也已得到了初步驗(yàn)證[7]。勞動(dòng)關(guān)系氛圍是基于戰(zhàn)略、發(fā)展等視角的有效評(píng)估工具，可幫助管理者衡量企業(yè)內(nèi)部的人力資源管理效果?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H2：SHRM對(duì)勞動(dòng)關(guān)系氛圍存在預(yù)測(cè)效果。

H2-1：SHRM對(duì)勞資雙贏氛圍存在正向預(yù)測(cè)效果。

H2-3：SHRM對(duì)勞資對(duì)立氛圍存在負(fù)向預(yù)測(cè)效果。

H2-2：SHRM對(duì)員工參與氛圍存在正向預(yù)測(cè)效果。

1.3 勞動(dòng)關(guān)系氛圍與工作績(jī)效的關(guān)系

婁崢嶸（2003）[8]認(rèn)為，企業(yè)與員工間的適度爭(zhēng)議不僅激發(fā)了員工的創(chuàng)新行為，而且有效緩解了雙方的緊張局面。但崔勛和吳海艷（2011）[2]卻認(rèn)為，勞動(dòng)關(guān)系對(duì)立氛圍不僅對(duì)組織無益，且易于滋生離職、勞動(dòng)爭(zhēng)議、怠工等員工消極行為。考慮到集體主義文化中的個(gè)體在契約精神和競(jìng)爭(zhēng)意識(shí)方面都相對(duì)薄弱，因此在中國(guó)情境下本文對(duì)后者所提出的觀點(diǎn)更為認(rèn)同。

在數(shù)據(jù)處理方法上，勞動(dòng)關(guān)系氛圍既可以作為組織層面變量，也可以作為個(gè)體層面變量。但以往研究?jī)H在個(gè)體層面上探究勞動(dòng)關(guān)系氛圍的影響因素與效應(yīng)，缺乏在組織層面上對(duì)其與其他變量關(guān)系的深入考察，基于此，本文提出如下假設(shè)：

H3：勞動(dòng)關(guān)系氛圍對(duì)工作績(jī)效存在顯著的跨層次預(yù)測(cè)效果。

H3-1：勞資雙贏氛圍對(duì)工作績(jī)效存在顯著的跨層次正向預(yù)測(cè)效果。

H3-3：勞資對(duì)立氛圍對(duì)工作績(jī)效存在顯著的跨層次負(fù)向預(yù)測(cè)效果。

H3-2：?jiǎn)T工參與氛圍對(duì)工作績(jī)效存在顯著的跨層次正向預(yù)測(cè)效果。

1.4 勞動(dòng)關(guān)系氛圍的中介作用

作為有效衡量勞動(dòng)關(guān)系質(zhì)量的重要指標(biāo)變量——?jiǎng)趧?dòng)關(guān)系氛圍，原則上應(yīng)在SHRM與員工個(gè)體工作績(jī)效間起到一定的傳導(dǎo)作用。社會(huì)信息處理理論也可解釋這一邏輯關(guān)系，該理論認(rèn)為員工個(gè)體通過對(duì)企業(yè)內(nèi)部社會(huì)環(huán)境的信息處理過程，實(shí)現(xiàn)了對(duì)某種情境狀況的感知，進(jìn)而影響了員工的態(tài)度判斷，改變了員工的個(gè)體行為[9]。因此，在SHRM對(duì)員工工作績(jī)效的影響中，作為社會(huì)信息處理過程變量的勞動(dòng)關(guān)系氛圍能否起到中介作用有待進(jìn)一步檢驗(yàn)?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H4：在SHRM對(duì)工作績(jī)效的影響中，勞動(dòng)關(guān)系氛圍起到了跨層次中介作用。

H4-1：在SHRM對(duì)工作績(jī)效的影響中，勞資雙贏氛圍起到了跨層次中介作用。

H4-2：在SHRM對(duì)工作績(jī)效的影響中，勞資對(duì)立氛圍起到了跨層次中介作用。

H4-3：在SHRM對(duì)工作績(jī)效的影響中，員工參與氛圍起到了跨層次中介作用。

本文根據(jù)上述4個(gè)假設(shè)，形成了如圖1所示的理論框架模型。

圖1 本文的理論模型

2 實(shí)證檢驗(yàn)

2.1 數(shù)據(jù)收集與變量測(cè)量

本次調(diào)查中，勞動(dòng)關(guān)系氛圍與工作績(jī)效的相關(guān)條目由員工根據(jù)其個(gè)人的實(shí)際情況進(jìn)行填寫，而SHRM的相關(guān)條目則由人力資源經(jīng)理或總監(jiān)依照組織的現(xiàn)實(shí)狀況進(jìn)行評(píng)價(jià)。本次調(diào)研先后在北京、山西、上海、新疆、青島、重慶、深圳等地區(qū)的67家企業(yè)回收人力資源經(jīng)理問卷67份，員工問卷842份，剔除信息嚴(yán)重缺失、作答呈現(xiàn)明顯規(guī)律、正反向題項(xiàng)評(píng)價(jià)相互矛盾的無效問卷后，保留了63份人力資源經(jīng)理問卷與782份員工問卷。

在有效企業(yè)樣本中，傳統(tǒng)制造業(yè)、服務(wù)業(yè)、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)占比分別為39.7%、27%、33.3%；國(guó)有、私營(yíng)、外資、合資企業(yè)占比分別為3.2%、34.9%、20.6%、41.3%。在有效人力資源經(jīng)理樣本中，61.2%為女性；擁有碩士學(xué)歷居多，占比46.4%；年齡在36～45歲之間的比例最高，為50.9%。在有效員工樣本中，53.3%為男性；84.6%擁有本科及以上學(xué)歷；80.5%的員工年齡在26～45歲之間；而61.2%的員工在該公司的工作時(shí)間長(zhǎng)達(dá)3年以上。

考慮到測(cè)量工具在國(guó)內(nèi)的使用情況及其信度與效度水平，SHRM的測(cè)量采用王林等（2011）[10]使用的Delery和Huselid（1996）[11]的“最佳人力資源管理實(shí)踐”量表，從內(nèi)部晉升、雇傭安全、廣泛培訓(xùn)、員工參與、工作描述、結(jié)果導(dǎo)向的考評(píng)、利潤(rùn)分享7個(gè)維度予以測(cè)量，量表整體α信度系數(shù)為0.921；勞動(dòng)關(guān)系氛圍的測(cè)量采用崔勛等（2012）[12]在中國(guó)情境下開發(fā)的量表，包含勞資雙贏、員工參與、勞資對(duì)立三個(gè)維度，α信度系數(shù)分別為0.822、0.755、0.820。工作績(jī)效的測(cè)量采用Chen等（2002）[13]開發(fā)的4題項(xiàng)量表，α信度系數(shù)為0.905。上述變量均采用Likert五點(diǎn)量表形式進(jìn)行測(cè)量，1為“不符合”，5為“符合”。此外，考慮到研究的嚴(yán)謹(jǐn)性，將行業(yè)類型、組織規(guī)模作為本文的組織層面變量予以控制，將年齡、性別以及學(xué)歷作為個(gè)體層面的變量予以控制，將行業(yè)類型與性別分別以“傳統(tǒng)制造業(yè)”和“女性”為參照組轉(zhuǎn)換成虛擬變量，將組織規(guī)模賦值為“l(fā)g（員工總數(shù)）”。

2.2 信度與效度檢驗(yàn)

本文采用Cronbach’s α系數(shù)檢驗(yàn)量表的信度水平，結(jié)果顯示，個(gè)體層面變量——工作績(jī)效的α系數(shù)為0.764；組織層面變量——SHRM、勞資雙贏氛圍、員工參與氛圍、勞資對(duì)立氛圍的α系數(shù)分別為0.849、0.899、0.729、0.863。所有指標(biāo)均超過了0.70這一最低檻值，因此可判斷各量表信度良好。

本文通過驗(yàn)證性因子分析（CFA）檢驗(yàn)變量效度，各項(xiàng)指標(biāo)見表1。一般認(rèn)為若同時(shí)滿足以下條件，方可說明測(cè)量模型擬合良好，即卡方/df的值小于 3，IFI、NFI、CFI和GFI的值均大于0.9，且RMSEA的值小于0.08。由于樣本量的大小會(huì)影響到擬合結(jié)果，因而有學(xué)者將卡方/df的最大值限定為4[14]，將RMSEA的最大值限定為0.1[15]。從表1可以看出，除了勞資雙贏氛圍的卡方/df值超出閥值外，其余擬合指標(biāo)均達(dá)到了理想狀態(tài)，整體上可判斷各變量具有良好的構(gòu)建效度。

表1 各變量的CFA分析結(jié)果

在將個(gè)體感知的勞動(dòng)關(guān)系氛圍聚合為組織層面變量前，本文需要根據(jù)組內(nèi)一致性與組間變異性兩個(gè)方面的3項(xiàng)指標(biāo)，即Rwg、ICC(1)和ICC(2)對(duì)勞動(dòng)關(guān)系氛圍進(jìn)行聚合度檢驗(yàn)。結(jié)果表明，勞資雙贏氛圍的Rwg值為0.87，ICC(1)和ICC(2)值分別為0.32和0.75；勞資對(duì)立氛圍的Rwg值為0.91，ICC(1)和ICC(2)值分別為0.19和0.56；員工參與氛圍的Rwg值為0.84，ICC(1)和ICC(2)值分別為0.21和0.67。三個(gè)變量的Rwg值均達(dá)到了0.7的臨界標(biāo)準(zhǔn)，且ICC(1)和ICC(2)也分別達(dá)到了0.12和0.47兩個(gè)臨界標(biāo)準(zhǔn)，因此可將勞動(dòng)關(guān)系氛圍的個(gè)體層面數(shù)據(jù)聚合到組織層面上，并開展后續(xù)的跨層次研究。

2.3 研究假設(shè)檢驗(yàn)

2.3.1 相關(guān)分析

表2為各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果。從表2中可以看出，SHRM與勞資雙贏、員工參與氛圍均有顯著的正相關(guān)關(guān)系；員工參與氛圍與勞資雙贏氛圍存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，與勞資對(duì)立氛圍存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；而勞資對(duì)立氛圍與SHRM和勞資雙贏氛圍均不存在相關(guān)關(guān)系。本文將繼續(xù)使用HLM、SPSS軟件，檢驗(yàn)假設(shè)所提出的變量間的因果關(guān)系。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析和相關(guān)系數(shù)

2.3.2 SHRM對(duì)勞動(dòng)關(guān)系氛圍的影響

本文使用SPSS軟件對(duì)組織層面的SHRM和組織層面的勞動(dòng)關(guān)系氛圍進(jìn)行同層次實(shí)證檢驗(yàn)，表3為二者的回歸分析結(jié)果。模型2、模型4和模型6表明SHRM對(duì)勞資雙贏、員工參與氛圍均存在顯著正向預(yù)測(cè)作用，回歸系數(shù)分別0.424和0.368，P在0.01水平上顯著，但對(duì)勞資對(duì)立氛圍不存在顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用，因此假設(shè)H2-1、H2-3成立，但假設(shè)H2-2卻未能得到驗(yàn)證。

2.3.3 工作績(jī)效的跨層次分析

本文使用HLM軟件進(jìn)行工作績(jī)效的跨層次分析，結(jié)果如下頁表4所示。由于工作績(jī)效會(huì)受到組織和個(gè)體兩個(gè)層面因素的影響，因而本文首先運(yùn)用零模型來確定工作績(jī)效的組間差異。由零模型的檢驗(yàn)結(jié)果可知，ICC(1)值為0.505，這表明工作績(jī)效有50.5%的變異存在與組間，可進(jìn)行后續(xù)的跨層次分析。

表3 SHRM對(duì)勞動(dòng)關(guān)系氛圍的影響

模型2的數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，SHRM對(duì)工作績(jī)效存在顯著的正向預(yù)測(cè)作用，回歸系數(shù)為0.497，P在0.001水平上顯著。加入SHRM后，相較于模型1而言，組間方差由0.239減少至0.087，這表明工作績(jī)效的組間方差有63.6%可被組織層面的SHRM所解釋，假設(shè)H1得到了支持；模型3、模型4和模型5的結(jié)果表明，勞資雙贏和員工參與氛圍對(duì)工作績(jī)效均存在顯著的正向預(yù)測(cè)作用，回歸系數(shù)分別為0.498和0.520，P在0.001水平上顯著。而勞資對(duì)立氛圍對(duì)工作績(jī)效則存在顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用，回歸系數(shù)為-0.173，P在0.05水平上顯著。相較于模型1而言，組織層面的勞資雙贏、勞資對(duì)立和員工參與氛圍氛圍可分別解釋工作績(jī)效的60.3%、12.6%和39.3%的組間方差，假設(shè)H3-1、H3-2、H3-3得以證實(shí)。

本文采用Baron和Kenny（1986）[16]提出的分步回歸三步法檢驗(yàn)勞動(dòng)關(guān)系氛圍的中介效應(yīng)。由于假設(shè)H2-2沒有得到證實(shí)，所以無需進(jìn)一步驗(yàn)證勞資對(duì)立氛圍的中介效應(yīng)，假設(shè)H4-2未能得到支持。由于假設(shè)H1、H2-1、H2-3均得到了證實(shí)，因此本文只需檢驗(yàn)勞資雙贏、員工參與氛圍中介效應(yīng)的最后一個(gè)環(huán)節(jié)即可。模型6、模型7是在模型2的基礎(chǔ)上分別加入了勞資雙贏、員工參與氛圍這兩個(gè)中介變量。數(shù)據(jù)結(jié)果表明，SHRM對(duì)工作績(jī)效的影響系數(shù)從0.497分別減少至0.355、0.405，勞資雙贏、員工參與氛圍的影響系數(shù)分別為0.341、0.310，所有回歸系數(shù)均在p＜0.001水平上顯著。相較于模型2而言，組間方差由0.087分別減少至0.031、0.059，說明工作績(jī)效的組間方差分別有64.4%、32.2%可被勞資雙贏、員工參與氛圍這兩個(gè)中介變量所解釋，由此驗(yàn)證了勞資雙贏氛圍與員工參與氛圍的部分中介作用，假設(shè)H4-1、H4-3得以支持。

3 結(jié)論

（1）就SHRM與工作績(jī)效的直接效應(yīng)而言，兩者間存在顯著的跨層次正預(yù)測(cè)作用。這一結(jié)論為學(xué)界需要采用多層次回歸模型探討組織層面的SHRM對(duì)個(gè)體層面變量的影響以揭示其與組織績(jī)效間的作用黑箱，提供了中國(guó)背景下的實(shí)證依據(jù)。

表4 工作績(jī)效的跨層次模型分析結(jié)果

（2）就勞動(dòng)關(guān)系氛圍中的勞資雙贏、員工參與氛圍兩個(gè)維度而言，SHRM對(duì)勞資雙贏和員工參與氛圍均存在顯著的正向預(yù)測(cè)效果。勞資雙贏和員工參與氛圍對(duì)工作績(jī)效均存在顯著的跨層次預(yù)測(cè)效果，勞資雙贏和員工參與氛圍在SHRM對(duì)工作績(jī)效的跨層次預(yù)測(cè)作用中均發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。本文根植于勞動(dòng)關(guān)系一元主義研究視角，表明了SHRM的制定與實(shí)施在確保企業(yè)績(jī)效目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的同時(shí)，也承擔(dān)起了強(qiáng)化和諧勞動(dòng)關(guān)系的重要使命。在滿足員工基本訴求和保障員工各類權(quán)益的前提下，提升了員工的工作積極性，并最終實(shí)現(xiàn)組織效益和其他長(zhǎng)遠(yuǎn)目標(biāo)。

（3）就勞資對(duì)立氛圍而言，盡管勞資對(duì)立氛圍對(duì)工作績(jī)效存在顯著的跨層次負(fù)向預(yù)測(cè)效果，但SHRM對(duì)勞資對(duì)立氛圍的影響卻并不顯著。這說明組織內(nèi)部的勞資對(duì)立氛圍不利于員工工作績(jī)效水平的提升，但僅從管理實(shí)踐的角度改善勞動(dòng)對(duì)立氛圍仍然無法獲得較佳效果，可能需要組織文化建設(shè)等更深層次的干預(yù)手段。勞資對(duì)立氛圍相關(guān)假設(shè)的驗(yàn)證結(jié)果不佳，主要原因在于SHRM對(duì)勞資對(duì)立氛圍不存在顯著的預(yù)測(cè)效應(yīng)，進(jìn)而勞資對(duì)立氛圍的跨層次中介作用便無法進(jìn)一步驗(yàn)證。出現(xiàn)此結(jié)果的可能原因是，在對(duì)勞資對(duì)立氛圍的測(cè)量中，本文尚未明確對(duì)立狀態(tài)的標(biāo)的與層次，因而存在概念內(nèi)涵被泛化的可能，進(jìn)而導(dǎo)致了勞動(dòng)關(guān)系氛圍與其他變量間因果關(guān)系的預(yù)測(cè)偏差。