戰略人力資源管理對工作績效跨層次影響的實證檢驗

孫 瑜，于桂蘭，梁瀟杰

（吉林大學 商學院，長春 130012）

0 引言

大量的實證研究表明，戰略人力資源管理（以下簡稱SHRM）對企業的運營績效、財務與市場產出、雇員產出均起到了積極的促進作用，是提升組織能力，獲取競爭優勢的有效工具。然而，理論界就SHRM對組織績效的作用機理仍然未能達成共識，揭開兩者間的“黑箱”已成為人力資源管理領域的研究熱點。

諸多學者在多層因果關系研究視角下，深入探討了組織層面的SHRM對個體態度、行為變量的跨層次影響，如組織承諾、工作投入、組織認同、創新行為等。但工作績效作為與組織績效最為密切相關的員工個體反應行為，SHRM對其跨層次影響并沒有得到學界的進一步關注，現有研究僅基于社會交換和資源基礎理論探討了員工個體感知到的SHRM對其工作績效的影響機制，且組織承諾、員工勝任特征感知以及組織支持的中介效應均已得到證實[1]，但已有成果中對中介效應的探討仍然缺乏與勞動關系領域的融合。

勞動關系氛圍作為勞動關系質量的重要衡量指標，其在SHRM與個體工作績效間的中介效應研究尚付闕如。但一些研究表明，雇用保障、收益分享及員工參與等管理實踐對企業內部的勞動關系氛圍產生了顯著預測作用，而勞動關系氛圍又進一步影響了抱怨、申訴、缺席、勞動爭議、罷工等員工負向行為[2]。在此邏輯脈絡下，勞動關系氛圍的中介效應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對員工個體層面工作績效的影響，并進一步檢驗勞動關系氛圍在二者間發揮的跨層次中介作用。

1 理論分析與假設提出

1.1 SHRM與工作績效的關系

SHRM是有計劃的人力資源部署和活動模式，旨在幫助組織實現其績效目標[3]。現有文獻中，學者們對SHRM與員工工作績效關系的研究得出基本一致的結論，即SHRM可以促使員工產生與組織目標相一致的行為和表現[4，5]。盡管學界已初步探討了SHRM對工作績效的影響，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生的系統謬誤，基于此，本文提出如下假設：

H1：SHRM對工作績效存在顯著的跨層次正向預測效果。

1.2 SHRM與勞動關系氛圍的關系

勞動關系氛圍是企業勞動關系質量的重要衡量標準，是員工對企業勞動關系行為和實踐的感知[2]。已有研究表明，基于承諾的SHRM會正向影響包含合作、信任及共同準則和語言的組織社會氛圍[6]。而勞動關系氛圍作為組織氛圍的子系統，SHRM對其影響也已得到了初步驗證[7]。勞動關系氛圍是基于戰略、發展等視角的有效評估工具，可幫助管理者衡量企業內部的人力資源管理效果。基于此，本文提出如下假設：

H2：SHRM對勞動關系氛圍存在預測效果。

H2-1：SHRM對勞資雙贏氛圍存在正向預測效果。

H2-3：SHRM對勞資對立氛圍存在負向預測效果。

H2-2：SHRM對員工參與氛圍存在正向預測效果。

1.3 勞動關系氛圍與工作績效的關系

婁崢嶸（2003）[8]認為，企業與員工間的適度爭議不僅激發了員工的創新行為，而且有效緩解了雙方的緊張局面。但崔勛和吳海艷（2011）[2]卻認為，勞動關系對立氛圍不僅對組織無益，且易于滋生離職、勞動爭議、怠工等員工消極行為。考慮到集體主義文化中的個體在契約精神和競爭意識方面都相對薄弱，因此在中國情境下本文對后者所提出的觀點更為認同。

在數據處理方法上，勞動關系氛圍既可以作為組織層面變量，也可以作為個體層面變量。但以往研究僅在個體層面上探究勞動關系氛圍的影響因素與效應，缺乏在組織層面上對其與其他變量關系的深入考察，基于此，本文提出如下假設：

H3：勞動關系氛圍對工作績效存在顯著的跨層次預測效果。

H3-1：勞資雙贏氛圍對工作績效存在顯著的跨層次正向預測效果。

H3-3：勞資對立氛圍對工作績效存在顯著的跨層次負向預測效果。

H3-2：員工參與氛圍對工作績效存在顯著的跨層次正向預測效果。

1.4 勞動關系氛圍的中介作用

作為有效衡量勞動關系質量的重要指標變量——勞動關系氛圍，原則上應在SHRM與員工個體工作績效間起到一定的傳導作用。社會信息處理理論也可解釋這一邏輯關系，該理論認為員工個體通過對企業內部社會環境的信息處理過程，實現了對某種情境狀況的感知，進而影響了員工的態度判斷，改變了員工的個體行為[9]。因此，在SHRM對員工工作績效的影響中，作為社會信息處理過程變量的勞動關系氛圍能否起到中介作用有待進一步檢驗。基于此，本文提出如下假設：

H4：在SHRM對工作績效的影響中，勞動關系氛圍起到了跨層次中介作用。

H4-1：在SHRM對工作績效的影響中，勞資雙贏氛圍起到了跨層次中介作用。

H4-2：在SHRM對工作績效的影響中，勞資對立氛圍起到了跨層次中介作用。

H4-3：在SHRM對工作績效的影響中，員工參與氛圍起到了跨層次中介作用。

本文根據上述4個假設，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 實證檢驗

2.1 數據收集與變量測量

本次調查中，勞動關系氛圍與工作績效的相關條目由員工根據其個人的實際情況進行填寫，而SHRM的相關條目則由人力資源經理或總監依照組織的現實狀況進行評價。本次調研先后在北京、山西、上海、新疆、青島、重慶、深圳等地區的67家企業回收人力資源經理問卷67份，員工問卷842份，剔除信息嚴重缺失、作答呈現明顯規律、正反向題項評價相互矛盾的無效問卷后，保留了63份人力資源經理問卷與782份員工問卷。

在有效企業樣本中，傳統制造業、服務業、高技術產業企業占比分別為39.7%、27%、33.3%；國有、私營、外資、合資企業占比分別為3.2%、34.9%、20.6%、41.3%。在有效人力資源經理樣本中，61.2%為女性；擁有碩士學歷居多，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間長達3年以上。

考慮到測量工具在國內的使用情況及其信度與效度水平，SHRM的測量采用王林等（2011）[10]使用的Delery和Huselid（1996）[11]的“最佳人力資源管理實踐”量表，從內部晉升、雇傭安全、廣泛培訓、員工參與、工作描述、結果導向的考評、利潤分享7個維度予以測量，量表整體α信度系數為0.921；勞動關系氛圍的測量采用崔勛等（2012）[12]在中國情境下開發的量表，包含勞資雙贏、員工參與、勞資對立三個維度，α信度系數分別為0.822、0.755、0.820。工作績效的測量采用Chen等（2002）[13]開發的4題項量表，α信度系數為0.905。上述變量均采用Likert五點量表形式進行測量，1為“不符合”，5為“符合”。此外，考慮到研究的嚴謹性，將行業類型、組織規模作為本文的組織層面變量予以控制，將年齡、性別以及學歷作為個體層面的變量予以控制，將行業類型與性別分別以“傳統制造業”和“女性”為參照組轉換成虛擬變量，將組織規模賦值為“lg（員工總數）”。

2.2 信度與效度檢驗

本文采用Cronbach’s α系數檢驗量表的信度水平，結果顯示，個體層面變量——工作績效的α系數為0.764；組織層面變量——SHRM、勞資雙贏氛圍、員工參與氛圍、勞資對立氛圍的α系數分別為0.849、0.899、0.729、0.863。所有指標均超過了0.70這一最低檻值，因此可判斷各量表信度良好。

本文通過驗證性因子分析（CFA）檢驗變量效度，各項指標見表1。一般認為若同時滿足以下條件，方可說明測量模型擬合良好，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影響到擬合結果，因而有學者將卡方/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，其余擬合指標均達到了理想狀態，整體上可判斷各變量具有良好的構建效度。

表1 各變量的CFA分析結果

在將個體感知的勞動關系氛圍聚合為組織層面變量前，本文需要根據組內一致性與組間變異性兩個方面的3項指標，即Rwg、ICC(1)和ICC(2)對勞動關系氛圍進行聚合度檢驗。結果表明，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。三個變量的Rwg值均達到了0.7的臨界標準，且ICC(1)和ICC(2)也分別達到了0.12和0.47兩個臨界標準，因此可將勞動關系氛圍的個體層面數據聚合到組織層面上，并開展后續的跨層次研究。

2.3 研究假設檢驗

2.3.1 相關分析

表2為各變量的描述性統計和相關分析結果。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關系；員工參與氛圍與勞資雙贏氛圍存在顯著的正相關關系，與勞資對立氛圍存在顯著的負相關關系；而勞資對立氛圍與SHRM和勞資雙贏氛圍均不存在相關關系。本文將繼續使用HLM、SPSS軟件，檢驗假設所提出的變量間的因果關系。

表2 各變量的描述性統計分析和相關系數

2.3.2 SHRM對勞動關系氛圍的影響

本文使用SPSS軟件對組織層面的SHRM和組織層面的勞動關系氛圍進行同層次實證檢驗，表3為二者的回歸分析結果。模型2、模型4和模型6表明SHRM對勞資雙贏、員工參與氛圍均存在顯著正向預測作用，回歸系數分別0.424和0.368，P在0.01水平上顯著，但對勞資對立氛圍不存在顯著的負向預測作用，因此假設H2-1、H2-3成立，但假設H2-2卻未能得到驗證。

2.3.3 工作績效的跨層次分析

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

表3 SHRM對勞動關系氛圍的影響

模型2的數據結果顯示，SHRM對工作績效存在顯著的正向預測作用，回歸系數為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，這表明工作績效的組間方差有63.6%可被組織層面的SHRM所解釋，假設H1得到了支持；模型3、模型4和模型5的結果表明，勞資雙贏和員工參與氛圍對工作績效均存在顯著的正向預測作用，回歸系數分別為0.498和0.520，P在0.001水平上顯著。而勞資對立氛圍對工作績效則存在顯著的負向預測作用，回歸系數為-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、勞資對立和員工參與氛圍氛圍可分別解釋工作績效的60.3%、12.6%和39.3%的組間方差，假設H3-1、H3-2、H3-3得以證實。

本文采用Baron和Kenny（1986）[16]提出的分步回歸三步法檢驗勞動關系氛圍的中介效應。由于假設H2-2沒有得到證實，所以無需進一步驗證勞資對立氛圍的中介效應，假設H4-2未能得到支持。由于假設H1、H2-1、H2-3均得到了證實，因此本文只需檢驗勞資雙贏、員工參與氛圍中介效應的最后一個環節即可。模型6、模型7是在模型2的基礎上分別加入了勞資雙贏、員工參與氛圍這兩個中介變量。數據結果表明，SHRM對工作績效的影響系數從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分別為0.341、0.310，所有回歸系數均在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中介變量所解釋，由此驗證了勞資雙贏氛圍與員工參與氛圍的部分中介作用，假設H4-1、H4-3得以支持。

3 結論

（1）就SHRM與工作績效的直接效應而言，兩者間存在顯著的跨層次正預測作用。這一結論為學界需要采用多層次回歸模型探討組織層面的SHRM對個體層面變量的影響以揭示其與組織績效間的作用黑箱，提供了中國背景下的實證依據。

表4 工作績效的跨層次模型分析結果

（2）就勞動關系氛圍中的勞資雙贏、員工參與氛圍兩個維度而言，SHRM對勞資雙贏和員工參與氛圍均存在顯著的正向預測效果。勞資雙贏和員工參與氛圍對工作績效均存在顯著的跨層次預測效果，勞資雙贏和員工參與氛圍在SHRM對工作績效的跨層次預測作用中均發揮了部分中介效應。本文根植于勞動關系一元主義研究視角，表明了SHRM的制定與實施在確保企業績效目標實現的同時，也承擔起了強化和諧勞動關系的重要使命。在滿足員工基本訴求和保障員工各類權益的前提下，提升了員工的工作積極性，并最終實現組織效益和其他長遠目標。

（3）就勞資對立氛圍而言，盡管勞資對立氛圍對工作績效存在顯著的跨層次負向預測效果，但SHRM對勞資對立氛圍的影響卻并不顯著。這說明組織內部的勞資對立氛圍不利于員工工作績效水平的提升，但僅從管理實踐的角度改善勞動對立氛圍仍然無法獲得較佳效果，可能需要組織文化建設等更深層次的干預手段。勞資對立氛圍相關假設的驗證結果不佳，主要原因在于SHRM對勞資對立氛圍不存在顯著的預測效應，進而勞資對立氛圍的跨層次中介作用便無法進一步驗證。出現此結果的可能原因是，在對勞資對立氛圍的測量中，本文尚未明確對立狀態的標的與層次，因而存在概念內涵被泛化的可能，進而導致了勞動關系氛圍與其他變量間因果關系的預測偏差。