战略人力资源管理对工作绩效跨层次影响的实证检验

孙 瑜，于桂兰，梁潇杰

（吉林大学 商学院，长春 130012）

0 引言

大量的实证研究表明，战略人力资源管理（以下简称SHRM）对企业的运营绩效、财务与市场产出、雇员产出均起到了积极的促进作用，是提升组织能力，获取竞争优势的有效工具。然而，理论界就SHRM对组织绩效的作用机理仍然未能达成共识，揭开两者间的“黑箱”已成为人力资源管理领域的研究热点。

诸多学者在多层因果关系研究视角下，深入探讨了组织层面的SHRM对个体态度、行为变量的跨层次影响，如组织承诺、工作投入、组织认同、创新行为等。但工作绩效作为与组织绩效最为密切相关的员工个体反应行为，SHRM对其跨层次影响并没有得到学界的进一步关注，现有研究仅基于社会交换和资源基础理论探讨了员工个体感知到的SHRM对其工作绩效的影响机制，且组织承诺、员工胜任特征感知以及组织支持的中介效应均已得到证实[1]，但已有成果中对中介效应的探讨仍然缺乏与劳动关系领域的融合。

劳动关系氛围作为劳动关系质量的重要衡量指标，其在SHRM与个体工作绩效间的中介效应研究尚付阙如。但一些研究表明，雇用保障、收益分享及员工参与等管理实践对企业内部的劳动关系氛围产生了显著预测作用，而劳动关系氛围又进一步影响了抱怨、申诉、缺席、劳动争议、罢工等员工负向行为[2]。在此逻辑脉络下，劳动关系氛围的中介效应提出是具有一定合理性的。因此，基于以往研究不足，本文旨在考察组织层面的SHRM对员工个体层面工作绩效的影响，并进一步检验劳动关系氛围在二者间发挥的跨层次中介作用。

1 理论分析与假设提出

1.1 SHRM与工作绩效的关系

SHRM是有计划的人力资源部署和活动模式，旨在帮助组织实现其绩效目标[3]。现有文献中，学者们对SHRM与员工工作绩效关系的研究得出基本一致的结论，即SHRM可以促使员工产生与组织目标相一致的行为和表现[4，5]。尽管学界已初步探讨了SHRM对工作绩效的影响，但仍存在研究层次不足的问题。由于SHRM的跨层次研究可避免单层次研究产生的系统谬误，基于此，本文提出如下假设：

H1：SHRM对工作绩效存在显著的跨层次正向预测效果。

1.2 SHRM与劳动关系氛围的关系

劳动关系氛围是企业劳动关系质量的重要衡量标准，是员工对企业劳动关系行为和实践的感知[2]。已有研究表明，基于承诺的SHRM会正向影响包含合作、信任及共同准则和语言的组织社会氛围[6]。而劳动关系氛围作为组织氛围的子系统，SHRM对其影响也已得到了初步验证[7]。劳动关系氛围是基于战略、发展等视角的有效评估工具，可帮助管理者衡量企业内部的人力资源管理效果。基于此，本文提出如下假设：

H2：SHRM对劳动关系氛围存在预测效果。

H2-1：SHRM对劳资双赢氛围存在正向预测效果。

H2-3：SHRM对劳资对立氛围存在负向预测效果。

H2-2：SHRM对员工参与氛围存在正向预测效果。

1.3 劳动关系氛围与工作绩效的关系

娄峥嵘（2003）[8]认为，企业与员工间的适度争议不仅激发了员工的创新行为，而且有效缓解了双方的紧张局面。但崔勋和吴海艳（2011）[2]却认为，劳动关系对立氛围不仅对组织无益，且易于滋生离职、劳动争议、怠工等员工消极行为。考虑到集体主义文化中的个体在契约精神和竞争意识方面都相对薄弱，因此在中国情境下本文对后者所提出的观点更为认同。

在数据处理方法上，劳动关系氛围既可以作为组织层面变量，也可以作为个体层面变量。但以往研究仅在个体层面上探究劳动关系氛围的影响因素与效应，缺乏在组织层面上对其与其他变量关系的深入考察，基于此，本文提出如下假设：

H3：劳动关系氛围对工作绩效存在显著的跨层次预测效果。

H3-1：劳资双赢氛围对工作绩效存在显著的跨层次正向预测效果。

H3-3：劳资对立氛围对工作绩效存在显著的跨层次负向预测效果。

H3-2：员工参与氛围对工作绩效存在显著的跨层次正向预测效果。

1.4 劳动关系氛围的中介作用

作为有效衡量劳动关系质量的重要指标变量——劳动关系氛围，原则上应在SHRM与员工个体工作绩效间起到一定的传导作用。社会信息处理理论也可解释这一逻辑关系，该理论认为员工个体通过对企业内部社会环境的信息处理过程，实现了对某种情境状况的感知，进而影响了员工的态度判断，改变了员工的个体行为[9]。因此，在SHRM对员工工作绩效的影响中，作为社会信息处理过程变量的劳动关系氛围能否起到中介作用有待进一步检验。基于此，本文提出如下假设：

H4：在SHRM对工作绩效的影响中，劳动关系氛围起到了跨层次中介作用。

H4-1：在SHRM对工作绩效的影响中，劳资双赢氛围起到了跨层次中介作用。

H4-2：在SHRM对工作绩效的影响中，劳资对立氛围起到了跨层次中介作用。

H4-3：在SHRM对工作绩效的影响中，员工参与氛围起到了跨层次中介作用。

本文根据上述4个假设，形成了如图1所示的理论框架模型。

图1 本文的理论模型

2 实证检验

2.1 数据收集与变量测量

本次调查中，劳动关系氛围与工作绩效的相关条目由员工根据其个人的实际情况进行填写，而SHRM的相关条目则由人力资源经理或总监依照组织的现实状况进行评价。本次调研先后在北京、山西、上海、新疆、青岛、重庆、深圳等地区的67家企业回收人力资源经理问卷67份，员工问卷842份，剔除信息严重缺失、作答呈现明显规律、正反向题项评价相互矛盾的无效问卷后，保留了63份人力资源经理问卷与782份员工问卷。

在有效企业样本中，传统制造业、服务业、高技术产业企业占比分别为39.7%、27%、33.3%；国有、私营、外资、合资企业占比分别为3.2%、34.9%、20.6%、41.3%。在有效人力资源经理样本中，61.2%为女性；拥有硕士学历居多，占比46.4%；年龄在36～45岁之间的比例最高，为50.9%。在有效员工样本中，53.3%为男性；84.6%拥有本科及以上学历；80.5%的员工年龄在26～45岁之间；而61.2%的员工在该公司的工作时间长达3年以上。

考虑到测量工具在国内的使用情况及其信度与效度水平，SHRM的测量采用王林等（2011）[10]使用的Delery和Huselid（1996）[11]的“最佳人力资源管理实践”量表，从内部晋升、雇佣安全、广泛培训、员工参与、工作描述、结果导向的考评、利润分享7个维度予以测量，量表整体α信度系数为0.921；劳动关系氛围的测量采用崔勋等（2012）[12]在中国情境下开发的量表，包含劳资双赢、员工参与、劳资对立三个维度，α信度系数分别为0.822、0.755、0.820。工作绩效的测量采用Chen等（2002）[13]开发的4题项量表，α信度系数为0.905。上述变量均采用Likert五点量表形式进行测量，1为“不符合”，5为“符合”。此外，考虑到研究的严谨性，将行业类型、组织规模作为本文的组织层面变量予以控制，将年龄、性别以及学历作为个体层面的变量予以控制，将行业类型与性别分别以“传统制造业”和“女性”为参照组转换成虚拟变量，将组织规模赋值为“lg（员工总数）”。

2.2 信度与效度检验

本文采用Cronbach’s α系数检验量表的信度水平，结果显示，个体层面变量——工作绩效的α系数为0.764；组织层面变量——SHRM、劳资双赢氛围、员工参与氛围、劳资对立氛围的α系数分别为0.849、0.899、0.729、0.863。所有指标均超过了0.70这一最低槛值，因此可判断各量表信度良好。

本文通过验证性因子分析（CFA）检验变量效度，各项指标见表1。一般认为若同时满足以下条件，方可说明测量模型拟合良好，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。由于样本量的大小会影响到拟合结果，因而有学者将卡方/df的最大值限定为4[14]，将RMSEA的最大值限定为0.1[15]。从表1可以看出，除了劳资双赢氛围的卡方/df值超出阀值外，其余拟合指标均达到了理想状态，整体上可判断各变量具有良好的构建效度。

表1 各变量的CFA分析结果

在将个体感知的劳动关系氛围聚合为组织层面变量前，本文需要根据组内一致性与组间变异性两个方面的3项指标，即Rwg、ICC(1)和ICC(2)对劳动关系氛围进行聚合度检验。结果表明，劳资双赢氛围的Rwg值为0.87，ICC(1)和ICC(2)值分别为0.32和0.75；劳资对立氛围的Rwg值为0.91，ICC(1)和ICC(2)值分别为0.19和0.56；员工参与氛围的Rwg值为0.84，ICC(1)和ICC(2)值分别为0.21和0.67。三个变量的Rwg值均达到了0.7的临界标准，且ICC(1)和ICC(2)也分别达到了0.12和0.47两个临界标准，因此可将劳动关系氛围的个体层面数据聚合到组织层面上，并开展后续的跨层次研究。

2.3 研究假设检验

2.3.1 相关分析

表2为各变量的描述性统计和相关分析结果。从表2中可以看出，SHRM与劳资双赢、员工参与氛围均有显著的正相关关系；员工参与氛围与劳资双赢氛围存在显著的正相关关系，与劳资对立氛围存在显著的负相关关系；而劳资对立氛围与SHRM和劳资双赢氛围均不存在相关关系。本文将继续使用HLM、SPSS软件，检验假设所提出的变量间的因果关系。

表2 各变量的描述性统计分析和相关系数

2.3.2 SHRM对劳动关系氛围的影响

本文使用SPSS软件对组织层面的SHRM和组织层面的劳动关系氛围进行同层次实证检验，表3为二者的回归分析结果。模型2、模型4和模型6表明SHRM对劳资双赢、员工参与氛围均存在显著正向预测作用，回归系数分别0.424和0.368，P在0.01水平上显著，但对劳资对立氛围不存在显著的负向预测作用，因此假设H2-1、H2-3成立，但假设H2-2却未能得到验证。

2.3.3 工作绩效的跨层次分析

本文使用HLM软件进行工作绩效的跨层次分析，结果如下页表4所示。由于工作绩效会受到组织和个体两个层面因素的影响，因而本文首先运用零模型来确定工作绩效的组间差异。由零模型的检验结果可知，ICC(1)值为0.505，这表明工作绩效有50.5%的变异存在与组间，可进行后续的跨层次分析。

表3 SHRM对劳动关系氛围的影响

模型2的数据结果显示，SHRM对工作绩效存在显著的正向预测作用，回归系数为0.497，P在0.001水平上显著。加入SHRM后，相较于模型1而言，组间方差由0.239减少至0.087，这表明工作绩效的组间方差有63.6%可被组织层面的SHRM所解释，假设H1得到了支持；模型3、模型4和模型5的结果表明，劳资双赢和员工参与氛围对工作绩效均存在显著的正向预测作用，回归系数分别为0.498和0.520，P在0.001水平上显著。而劳资对立氛围对工作绩效则存在显著的负向预测作用，回归系数为-0.173，P在0.05水平上显著。相较于模型1而言，组织层面的劳资双赢、劳资对立和员工参与氛围氛围可分别解释工作绩效的60.3%、12.6%和39.3%的组间方差，假设H3-1、H3-2、H3-3得以证实。

本文采用Baron和Kenny（1986）[16]提出的分步回归三步法检验劳动关系氛围的中介效应。由于假设H2-2没有得到证实，所以无需进一步验证劳资对立氛围的中介效应，假设H4-2未能得到支持。由于假设H1、H2-1、H2-3均得到了证实，因此本文只需检验劳资双赢、员工参与氛围中介效应的最后一个环节即可。模型6、模型7是在模型2的基础上分别加入了劳资双赢、员工参与氛围这两个中介变量。数据结果表明，SHRM对工作绩效的影响系数从0.497分别减少至0.355、0.405，劳资双赢、员工参与氛围的影响系数分别为0.341、0.310，所有回归系数均在p＜0.001水平上显著。相较于模型2而言，组间方差由0.087分别减少至0.031、0.059，说明工作绩效的组间方差分别有64.4%、32.2%可被劳资双赢、员工参与氛围这两个中介变量所解释，由此验证了劳资双赢氛围与员工参与氛围的部分中介作用，假设H4-1、H4-3得以支持。

3 结论

（1）就SHRM与工作绩效的直接效应而言，两者间存在显著的跨层次正预测作用。这一结论为学界需要采用多层次回归模型探讨组织层面的SHRM对个体层面变量的影响以揭示其与组织绩效间的作用黑箱，提供了中国背景下的实证依据。

表4 工作绩效的跨层次模型分析结果

（2）就劳动关系氛围中的劳资双赢、员工参与氛围两个维度而言，SHRM对劳资双赢和员工参与氛围均存在显著的正向预测效果。劳资双赢和员工参与氛围对工作绩效均存在显著的跨层次预测效果，劳资双赢和员工参与氛围在SHRM对工作绩效的跨层次预测作用中均发挥了部分中介效应。本文根植于劳动关系一元主义研究视角，表明了SHRM的制定与实施在确保企业绩效目标实现的同时，也承担起了强化和谐劳动关系的重要使命。在满足员工基本诉求和保障员工各类权益的前提下，提升了员工的工作积极性，并最终实现组织效益和其他长远目标。

（3）就劳资对立氛围而言，尽管劳资对立氛围对工作绩效存在显著的跨层次负向预测效果，但SHRM对劳资对立氛围的影响却并不显著。这说明组织内部的劳资对立氛围不利于员工工作绩效水平的提升，但仅从管理实践的角度改善劳动对立氛围仍然无法获得较佳效果，可能需要组织文化建设等更深层次的干预手段。劳资对立氛围相关假设的验证结果不佳，主要原因在于SHRM对劳资对立氛围不存在显著的预测效应，进而劳资对立氛围的跨层次中介作用便无法进一步验证。出现此结果的可能原因是，在对劳资对立氛围的测量中，本文尚未明确对立状态的标的与层次，因而存在概念内涵被泛化的可能，进而导致了劳动关系氛围与其他变量间因果关系的预测偏差。