謝玉華，李　紅，蘭　果

（湖南大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖南 長沙 410000）

企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任對(duì)勞動(dòng)關(guān)系氛圍的影響研究——基于高參與工作系統(tǒng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

謝玉華，李紅，蘭果

（湖南大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖南 長沙 410000）

摘要：文章通過對(duì)湖南長沙的30家企業(yè)進(jìn)行調(diào)查，從不同層次員工中收集了507份有效問卷。以企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任為前因變量、勞動(dòng)關(guān)系氛圍為后果變量、高參與工作系統(tǒng)為調(diào)節(jié)變量，探討了三者之間的關(guān)系。結(jié)果表明：企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任（工資報(bào)酬、工作時(shí)間、健康與安全、結(jié)社和集體談判權(quán)利、基本人身權(quán)利）對(duì)積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著的正向影響，對(duì)消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著的負(fù)向影響；高參與工作系統(tǒng)不調(diào)節(jié)企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任與積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍的關(guān)系，也不調(diào)節(jié)企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任與消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍的關(guān)系。這與中國的管理情境有關(guān)，高控制工作系統(tǒng)限制了高參與工作系統(tǒng)功能的發(fā)揮。

關(guān)鍵詞：企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任；勞動(dòng)關(guān)系氛圍；高參與工作系統(tǒng)

［DOI］10.3969/j.issn.1007-5097.2016.08.001

一、引　言

從20世紀(jì)80年代開始，基于經(jīng)濟(jì)全球化，企業(yè)社會(huì)責(zé)任問題逐漸形成了企業(yè)社會(huì)責(zé)任運(yùn)動(dòng)，并得到聯(lián)合國的支持。在全球化的過程中，鑒于全球資源分配體系發(fā)生了變化，以CSR為焦點(diǎn)的利益沖突被激發(fā)，因此歐美國家都致力于制定國際勞工標(biāo)準(zhǔn)，并想方設(shè)法把國家貿(mào)易和國際勞工標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行掛鉤，以促成一種新型國際貿(mào)易壁壘的形成。

勞工運(yùn)動(dòng)作為推動(dòng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任發(fā)展的力量之一，透過利益相關(guān)者的理論視角來看，企業(yè)員工不僅僅是企業(yè)的非股東利益相關(guān)者，更是其承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的直接對(duì)象。目前我國的勞資關(guān)系進(jìn)入新階段，大量的新生代員工進(jìn)入企業(yè)，企業(yè)面臨新的勞資關(guān)系挑戰(zhàn)。因此，本文試圖從企業(yè)履行員工社會(huì)責(zé)任方面來探討其對(duì)勞動(dòng)關(guān)系氛圍的改善狀況。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任研究

企業(yè)社會(huì)責(zé)任一詞最早是由Sheldon于1924年提出的［1］。Carroll依據(jù)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的內(nèi)容維度把其劃分為四類［2］。后來這一概念又得到了延伸：企業(yè)在對(duì)股東負(fù)責(zé)的同時(shí)，更要對(duì)例如員工、供應(yīng)商、社區(qū)、政府等其他利益相關(guān)者負(fù)責(zé)。

國外學(xué)者構(gòu)建了對(duì)企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任評(píng)價(jià)的指標(biāo)。美國經(jīng)濟(jì)發(fā)展委員會(huì)把企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任評(píng)價(jià)指標(biāo)劃分為三個(gè)維度：公民權(quán)與機(jī)會(huì)平等、童工與培訓(xùn)、工作場所安全。我國學(xué)者在研究企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任時(shí)，主要以SA8000標(biāo)準(zhǔn)為藍(lán)本，在此基礎(chǔ)上有所調(diào)整。郝云宏和汪月紅提出企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)為：薪酬與福利、安全與健康、民主參與、教育與培訓(xùn)、員工公益、員工職業(yè)發(fā)展等方面［3］

（二）勞動(dòng)關(guān)系氛圍研究

1935年，Lewin在研究場地理論時(shí)提出了“心理氛圍”：個(gè)體的行為依情境的不同而有所變化，因此在探索人類行為時(shí)就必須要關(guān)注與該行為對(duì)應(yīng)的情境［4］。勞動(dòng)關(guān)系為研究“氛圍”這一概念提供了一個(gè)嶄新的平臺(tái)，而企業(yè)員工感知到的這種氛圍，即勞動(dòng)關(guān)系氛圍。

國外相關(guān)研究人員較早開始對(duì)勞動(dòng)關(guān)系氛圍維度的劃分，開發(fā)出了各種量表。Matin的研究表明，勞動(dòng)關(guān)系氛圍可劃分為四個(gè)維度：工會(huì)支持、冷漠、對(duì)抗、敵對(duì)［5］。對(duì)勞動(dòng)關(guān)系氛圍進(jìn)行了大量研究的Dastmalchian從1982年提出三維度量表，一直到1991年擴(kuò)展到10項(xiàng)目量表。Dastmalchian、Lee和Bennet也在勞動(dòng)關(guān)系氛圍維度的研究上做出了貢獻(xiàn)［6-10］。

國內(nèi)學(xué)者借鑒國外的研究成果，例如沈豪等借鑒Dastmalchian的10項(xiàng)目量表，提出積極和消極兩個(gè)維度；崔勛等學(xué)者借鑒Bennett的量表，將勞動(dòng)關(guān)系氛圍分為員工參與、勞資對(duì)立、勞資雙贏三個(gè)維度［11］。此外，蔡玲玉通過對(duì)臺(tái)灣企業(yè)的研究，將勞動(dòng)關(guān)系氛圍劃分為一體性、信任感和和諧性三個(gè)維度［12］，胡恩華提出員工感知和合作狀況兩維度的量表［13］。

不同的學(xué)者基于研究視角的不同，將勞動(dòng)關(guān)系氛圍劃分成不同的維度。其中普遍認(rèn)可的是合作—對(duì)抗的維度?；谥袊榫?，崔勛、吳海艷等學(xué)者也提出了新的維度［14-15］。本文的量表以吳覲鼎在相關(guān)研究中引用的量表為基礎(chǔ)，包括積極—消極兩個(gè)維度，總共七個(gè)題項(xiàng)［16］。

（三）高參與工作系統(tǒng)研究

20世紀(jì)80年代，在美國制造業(yè)激烈競爭的情境下產(chǎn)生了高參與工作系統(tǒng)的概念。企業(yè)迫切需要改善內(nèi)部各系統(tǒng)、各功能的狀況以恢復(fù)競爭優(yōu)勢。人們意識(shí)到員工才是最寶貴的資源，并要求企業(yè)人力資源管理實(shí)踐高度配合企業(yè)競爭戰(zhàn)略的實(shí)現(xiàn)。Pfeffer的研究表明，高參與工作系統(tǒng)是由一系列人力資源管理實(shí)踐構(gòu)成的管理模式［17］。Huselid、Jackson& Sehuler等學(xué)者把高參與工作系統(tǒng)看作是在公司內(nèi)部的一系列活動(dòng)和政策，其目的在于保障人力資源管理能夠有效地服務(wù)于企業(yè)戰(zhàn)略［18］。Appelbaum、Balley&Berg也提出了AMO模型［19］。

國內(nèi)學(xué)者李華、李傳昭認(rèn)為高參與工作系統(tǒng)是一個(gè)綜合的復(fù)雜系統(tǒng)，它以提高員工對(duì)企業(yè)的投入為核心［20］。張一馳、黃濤和李琦的研究表明，高參與工作系統(tǒng)的有效性主要表現(xiàn)在四個(gè)方面：人力資源管理的基礎(chǔ)、員工參與、程序公平以及人力資源的管理重點(diǎn)［21］。李焱、魏峰認(rèn)為通過內(nèi)在流動(dòng)與激勵(lì)性薪酬可以提高員工的組織認(rèn)同［22］。程德俊、趙曙明認(rèn)為高控制型工作系統(tǒng)轉(zhuǎn)向高參與型工作系統(tǒng)的過程，最本質(zhì)的變化是員工社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的不同［23］。本文借鑒Appelbaum、Balley&Berg的研究觀點(diǎn)，認(rèn)為高參與工作系統(tǒng)是指員工能夠參與企業(yè)決策、并影響企業(yè)績效的一種人力資源管理系統(tǒng)［19］。

三、研究的理論假設(shè)

企業(yè)履行員工社會(huì)責(zé)任可以視為企業(yè)在勞動(dòng)關(guān)系方面的硬件建設(shè)，這一硬件建設(shè)是否有助于員工心理感知的改善呢？根據(jù)心理契約理論，當(dāng)員工感知組織履行契約責(zé)任，其對(duì)勞動(dòng)關(guān)系氛圍的心理感知將會(huì)得到改善。本文便是以企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任的視角研究其對(duì)勞動(dòng)關(guān)系氛圍的影響。

然而，現(xiàn)實(shí)中同樣履行企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任的企業(yè)為什么會(huì)表現(xiàn)出不同的勞動(dòng)關(guān)系和諧度？是否在企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任與勞動(dòng)關(guān)系氛圍的相關(guān)關(guān)系中還存在其他的影響因素？根據(jù)需求層次理論，員工存在多樣化的需求。不僅需要獲得較好的薪酬福利，還需要被尊重和參與機(jī)會(huì)。企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任的具體內(nèi)容大多是從法律層面、制度層面和道德層面要求企業(yè)賦予員工應(yīng)該享有的基本權(quán)利。而高參與工作系統(tǒng)體現(xiàn)了一種柔性的人本管理思想，也是一種更高層次的人力資源管理實(shí)踐。本文認(rèn)為企業(yè)在承擔(dān)基本的員工社會(huì)責(zé)任基礎(chǔ)上，再采取高參與的人力資源實(shí)踐，能更有效地改善勞動(dòng)關(guān)系。

綜合國內(nèi)外理論研究成果，本文提出如圖1所示的概念模型。

圖1　研究模型

本研究的具體假設(shè)如下：

H1：企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任對(duì)積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍具有顯著的正向影響。

H11：工資報(bào)酬對(duì)積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著正向影響；

H12：工作時(shí)間對(duì)積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著正向影響；

H13：健康與安全對(duì)積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著正向影響；

H14：結(jié)社和集體談判權(quán)利對(duì)積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著正向影響；

H15：基本人身權(quán)利對(duì)積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著正向影響。

H2：企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任對(duì)消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍具有顯著的負(fù)向影響。

H21：工資報(bào)酬對(duì)消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著負(fù)向影響；

H22：工作時(shí)間對(duì)消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著負(fù)向影響；

H23：健康與安全對(duì)消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著負(fù)向影響；

H24：結(jié)社和集體談判權(quán)利對(duì)消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著負(fù)向影響；

H25：基本人身權(quán)利對(duì)消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著負(fù)向影響。

H3：企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任與積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍之間的關(guān)系受到高參與系統(tǒng)的正向調(diào)節(jié)。

H31：工資報(bào)酬與積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍之間的關(guān)系受到高參與系統(tǒng)的正向調(diào)節(jié)；

H32：工作時(shí)間與積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍之間的關(guān)系受到高參與系統(tǒng)的正向調(diào)節(jié)；

H33：健康與安全與積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍之間的關(guān)系受到高參與系統(tǒng)的正向調(diào)節(jié)；

H34：結(jié)社和集體談判權(quán)利與積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍之間的關(guān)系受到高參與系統(tǒng)的正向調(diào)節(jié)；

H35：基本人身權(quán)利與積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍之間的關(guān)系受到高參與系統(tǒng)的正向調(diào)節(jié)。

H4：企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任與消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍之間的關(guān)系受到高參與系統(tǒng)的負(fù)向調(diào)節(jié)。

H41：工資報(bào)酬與消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍之間的關(guān)系受到高參與系統(tǒng)的負(fù)向調(diào)節(jié)；

H42：工作時(shí)間與消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍之間的關(guān)系受到高參與系統(tǒng)的負(fù)向調(diào)節(jié)；

H44：結(jié)社和集體談判權(quán)利與消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍之間的關(guān)系受到高參與系統(tǒng)的負(fù)向調(diào)節(jié)；

H45：基本人身權(quán)利與消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍之間關(guān)系受到高參與系統(tǒng)的負(fù)向調(diào)節(jié)。

四、研究方法與設(shè)計(jì)

（一）問卷設(shè)計(jì)

問卷主要包括兩部分：第一部分為基本情況部分，主要涉及6個(gè)背景變量；第二部分為各變量的測量量表部分，包括企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任量表、高參與工作系統(tǒng)量表和勞動(dòng)關(guān)系氛圍量表，量表均采用李克特5點(diǎn)計(jì)分法。

企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任量表：基于SA8000標(biāo)準(zhǔn)，并且根據(jù)謝玉華制定的湖南省企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)合中國國情制定企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任量表。共30個(gè)題項(xiàng)，包括基本人身權(quán)利、工資報(bào)酬、工作時(shí)間、健康與安全、結(jié)社和集體談判權(quán)利5個(gè)方面。勞動(dòng)關(guān)系氛圍量表參考國內(nèi)學(xué)者吳覲鼎在研究中使用的相關(guān)量表［16］。高參與工作系統(tǒng)量表參考程德俊、趙曙明改編自Ichniowski開發(fā)的量表，共16個(gè)題項(xiàng)［24］。

（二）研究樣本

本研究先做小范圍預(yù)試，然后調(diào)整初始量表，最終確定正式問卷。

125例患者中陰道鏡檢測陽性患者為86例，陰性患者為39例。而后經(jīng)過1年隨訪，發(fā)現(xiàn)陰道鏡檢測陽性患者CIN發(fā)生率為36.05%，其相對(duì)危險(xiǎn)值為0.29，檢測陰性患者其CIN發(fā)生率為5.13%，對(duì)比差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(χ2=13.201，P=0.000)，見表2。

本研究是依托湖南省長沙市企業(yè)社會(huì)責(zé)任領(lǐng)導(dǎo)小組組織的“在長企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)價(jià)”課題來進(jìn)行研究的。此課題對(duì)在長的30家企業(yè)進(jìn)行社會(huì)責(zé)任評(píng)價(jià)，因此本研究的樣本覆蓋30家在長沙的企業(yè)。在長企業(yè)不僅僅包括湖南省的企業(yè)，還包括其他企業(yè)在湖南設(shè)立的分公司。第三方機(jī)構(gòu)對(duì)這30家企業(yè)進(jìn)行現(xiàn)場驗(yàn)證時(shí)，每家企業(yè)發(fā)放20份問卷，要求企業(yè)隨機(jī)抽取不同層次的員工填寫問卷，員工填寫完問卷后現(xiàn)場收回，有效保證了問卷回收率。在進(jìn)行課題調(diào)研期間，對(duì)30家企業(yè)進(jìn)行了湖南省企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)價(jià)的培訓(xùn)，通過培訓(xùn)有利于員工對(duì)于問卷題項(xiàng)的理解，更有利地保證了問卷填寫的有效性。調(diào)查時(shí)間為2014年8月至11月，共發(fā)放問卷600份，收回問卷590份，刪除嚴(yán)重回答不完整的問卷和所有題項(xiàng)選擇同一個(gè)選項(xiàng)的問卷，有效問卷為507份，有效率為85.93%。

五、研究結(jié)果與分析

本文通過SPSS19.0、獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)和單因素方差分析法對(duì)問卷進(jìn)行分析，檢驗(yàn)企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任對(duì)勞動(dòng)關(guān)系氛圍的影響以及高參與工作系統(tǒng)在此過程中的調(diào)節(jié)作用。

（一）信度分析與效度分析

企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任量表的Cronbach's值為0.955，信度水平良好。各題項(xiàng)的CITC值均高于0.3，具有較高的內(nèi)部一致性。本文把勞動(dòng)關(guān)系氛圍劃分積極—消極兩個(gè)維度，兩個(gè)維度采取不同的計(jì)分方式，因此要對(duì)其分別進(jìn)行信度分析。積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍的量表與消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍量表的Cronbach's值均大于0.85，CITC值均大于0.3，說明兩個(gè)量表都具有良好的信度水平。并且大樣本的KMO值均大于0.7，顯著性均為0.000，適合進(jìn)行因子分析檢驗(yàn)。以最大方差法因子旋轉(zhuǎn)，抽取1個(gè)公共因子，累積對(duì)方程的貢獻(xiàn)值分別為78.516%和77.797%，反映較好的有效性。同樣的，本文的高參與工作系統(tǒng)量表也具有較好的信度與效度。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)分析

企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任、勞動(dòng)關(guān)系氛圍、高參與工作系統(tǒng)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。其中，各變量取值為1～5。①從整體來看，企業(yè)對(duì)員工履行了較好的責(zé)任，但主要還停留在基本層次，如基本人身權(quán)利、工作時(shí)間、工資報(bào)酬，而員工集體權(quán)利如結(jié)社和集體談判權(quán)利得分較低；②積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍均值3.53，消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍均值2.64，說明員工感受到較多的積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍，這與中國“以和為貴”的文化相符合；③企業(yè)的高參與工作系統(tǒng)得分為3.27，反映了較多的高參與實(shí)踐。

表1　各研究變量的平均值

（三）相關(guān)分析

由表2可知，企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任與積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍之間具有顯著正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)度由高到低排序依次為健康與安全、結(jié)社和集體談判權(quán)利、基本人身權(quán)利、工資報(bào)酬、工作時(shí)間，相關(guān)系數(shù)分別為0.685、0.639、0.689、0.563、0.517。企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任與消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍之間具有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為-0.457、-0.429、-0.490、-0.467、-0.494。數(shù)據(jù)表明，企業(yè)履行員工社會(huì)責(zé)任時(shí)，工資報(bào)酬與工作時(shí)間是最基本的需求，企業(yè)在健康與安全、結(jié)社和集體談判權(quán)利、基本人身權(quán)利方面履行社會(huì)責(zé)任將會(huì)更多地影響勞動(dòng)關(guān)系氛圍。高參與工作系統(tǒng)與企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任顯著正相關(guān)，與積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍顯著正相關(guān)（0.702）；與消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍顯著負(fù)相關(guān)（-0.522）。

表2　各研究變量之間的相關(guān)系數(shù)

（四）回歸分析

1.企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任對(duì)積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍的影響

運(yùn)用SPSS19.0統(tǒng)計(jì)軟件做回歸分析來檢驗(yàn)H1假設(shè)。結(jié)果顯示，模型2-7中多元回歸的VIF值分別為1.099、1.043、1.065、1.055、1.038、1.071，均處于1～5之間，且接近1，說明不存在多重共線性問題。模型2-7中多元回歸的DW指數(shù)分別為1.366、1.277、1.367、1.451、1.503、1.403，均≈2，可忽略自相關(guān)問題。

為驗(yàn)證控制變量和工資報(bào)酬、工作時(shí)間、健康與安全、結(jié)社和集體談判權(quán)利、基本人身權(quán)利對(duì)積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍的作用，本研究以積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍為因變量，采用層級(jí)回歸的方法，依次引入控制變量、工資報(bào)酬、工作時(shí)間、健康與安全、結(jié)社和集體談判權(quán)利、基本人身權(quán)利及企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任，分別假設(shè)模型1-7為各變量對(duì)積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍的回歸模型（見表3）。

模型2顯示，在加入工資報(bào)酬后，方程的R2增加了0.288，工資報(bào)酬對(duì)積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著的正相關(guān)關(guān)系（β=0.563，p＜0.001），因此，假設(shè)H11得到支持；模型3顯示，在加入工作時(shí)間后，方程的R2增加了0.249，工作時(shí)間對(duì)積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著的正向影響（β=0.510，p＜0.001），因此假設(shè)H12得到支持；模型4顯示，在加入健康與安全后，方程的R2增加了0.465，健康與安全對(duì)積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著的正向影響（β=0.704，p＜0.001），因此，假設(shè)H13得到支持；模型5顯示，在加入結(jié)社和集體談判權(quán)利后，方程的R2增加了0.452，結(jié)社和集體談判權(quán)利對(duì)積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著的正向影響（β=0.691，p＜0.001），因此，假設(shè)H14得到支持；模型6顯示，在加入基本人身權(quán)利后，方程的R2增加了0.393，基本人身權(quán)利對(duì)積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著的正向影響（β= 0.638，p＜0.001），因此，假設(shè)H15得到支持；模型7顯示，在加入企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任后，方程的R2增加了0.483，企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任對(duì)積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著的正向影響（β=0.505，p＜0.001），因此，假設(shè)H1得到支持。

表3　企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任對(duì)積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍的回歸分析

2.企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任對(duì)消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍的影響

用同樣的方法驗(yàn)證假設(shè)H2，即企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任對(duì)消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍的影響。結(jié)果顯示，模型8、模型9、模型10、模型11、模型12、模型13中多元回歸的VIF值分別為1.099、1.043、1.065、1.055、1.038、1.071，不存在多重共線性問題。模型8、9、10、11、12、13中多元回歸的DW指數(shù)分別為1.576、1.599、1.548、1.545、1.585、1.617，均≈2，可忽略自相關(guān)問題。

為驗(yàn)證控制變量和工資報(bào)酬、工作時(shí)間、健康與安全、結(jié)社和集體談判權(quán)利、基本人身權(quán)利對(duì)消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍的作用，以消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍為因變量，采用層級(jí)回歸的方法，依次引入控制變量、工資報(bào)酬、工作時(shí)間、健康與安全、結(jié)社和集體談判權(quán)利、基本人身權(quán)利及企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任，分別假設(shè)模型1、8、9、10、11、12、13為各變量對(duì)消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍的回歸模型（見表4）。

表4　企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任對(duì)消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍的回歸分析

續(xù)表4

模型顯示，在加入控制變量以外的六個(gè)變量后，方程的R2分別增加了0.175、0.170、0.222、0.199、0.227、0.258，其對(duì)消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H21、H22、H23、H24、H25和H2得到支持。

3.高參與工作系統(tǒng)的調(diào)節(jié)作用

本文采用多層回歸分析來檢驗(yàn)高參與工作系統(tǒng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

首先，驗(yàn)證高參與工作系統(tǒng)對(duì)企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任和積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

回歸分析結(jié)果：工資報(bào)酬和高參與工作系統(tǒng)的交互項(xiàng)引入回歸模型后，?R2為0.001，p值為0.208。調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，H31不成立。同樣的，其他五個(gè)變量和高參與工作系統(tǒng)的交互項(xiàng)引入回歸模型后，?R2分別為0.000、0.000、0.001、0.000、0.000，p值分別為0.474、0.566、0.186、0.521、0.425，調(diào)節(jié)效應(yīng)都不顯著，H32、H33、H34、H35、H3不成立。

其次，驗(yàn)證高參與工作系統(tǒng)對(duì)企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任和消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

回歸分析結(jié)果：工資報(bào)酬和高參與工作系統(tǒng)的交互項(xiàng)引入回歸模型后，?R2為0.000，p值為0.992。調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，H41不成立。同樣的，其他五個(gè)變量和高參與工作系統(tǒng)的交互項(xiàng)引入回歸模型后，?R2分別為0.000、0.000、0.000、0.000、0.000，p值分別為0.961、0.638、0.663、0.980、0.595，調(diào)節(jié)效應(yīng)都不顯著，H42、H43、H44、H45、H4不成立。由于調(diào)節(jié)效應(yīng)都不顯著，不再單獨(dú)列表。

4.背景變量方差分析

本文需要對(duì)人口學(xué)特征變量進(jìn)行差異分析，對(duì)性別采用獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)方法，其他的變量采用單因素方差分析的方法進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果：性別和工齡對(duì)所測內(nèi)容沒有影響；不同學(xué)歷的員工在企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任、積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍、消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍、高參與工作系統(tǒng)上全部存在顯著性的差異。合同性質(zhì)除在消極勞動(dòng)關(guān)系氛圍方面不存在顯著差異外，在其他三項(xiàng)上均有顯著差異；而工作職位除在積極勞動(dòng)關(guān)系氛圍方面不存在顯著差異外，在其他三項(xiàng)上均有顯著差異；企業(yè)性質(zhì)在企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任、高參與工作系統(tǒng)上均存在顯著差異，而在勞動(dòng)關(guān)系氛圍方面差異不顯著。

六、結(jié)　論

根據(jù)實(shí)證結(jié)果，本研究得出如下結(jié)論：①企業(yè)履行了基本的員工社會(huì)責(zé)任，但對(duì)員工集體權(quán)利的履行較薄弱；②企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任、勞動(dòng)關(guān)系氛圍、高參與工作系統(tǒng)在不同人口統(tǒng)計(jì)特征變量的影響下，部分具有顯著差異性；③企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任對(duì)勞動(dòng)關(guān)系氛圍有顯著影響；④高參與工作系統(tǒng)在企業(yè)員工社會(huì)責(zé)任與勞動(dòng)關(guān)系氛圍的關(guān)系中不具有顯著的調(diào)節(jié)作用。

參與文獻(xiàn)：

［1］Oliver S.The social responsibility of management［M］.London：1924：70-99.

［2］Carroll A B.Three-Dimensional conceptual model of corporate social performance［J］.Academy of Management Review，1979（4）：497-505.

［3］郝云宏，汪月紅.企業(yè)員工責(zé)任對(duì)其績效影響的實(shí)證研究［J］.福建論壇：人文社會(huì)科學(xué)版，2008（4）：15-18.

［4］Lewin K.A dynamic theory of personality［J］.Journal of Nervous&Mental Disease，1936，84（5）：18-22.

［5］Martin J E.Union-management problems in the Federal Government：An exploratory analysis［J］.Public Personnel Management，1976（5）：353-362.

［6］Dastmalchian A，Blyton P，Abdolahyan M R.Industrial relations climate and company effectiveness［J］.Personnel Review，1982，11（1）：35-39.

［7］Dastmalchian A.Environmental characteristics and organizational climate：An exploratory study［J］.Journal of Mangement Studies，1986，23（6）：609-633.

［8］Dastmalchian A，Blyton P，Adamson R.The climate of workplace relations［M］.London：Routledge，1991：27-33.

［9］Kersley B，Alpin C，F(xiàn)orth J，et al.Inside the workplaces：Findings from the 2004 Workplace Employment Relations Survey［M］.London：Routledge，2006：57-86.

［10］Bennett R.Employee relations［M］.London：Pearson Education Limited，1998：49-63.

［11］崔勛，張義明，瞿皎皎.勞動(dòng)關(guān)系氛圍和員工工作滿意度：組織承諾的調(diào)節(jié)作用［J］.南開管理評(píng)論，2012，15（2）：19-30.

［12］蔡玲玉.薪酬管理制度與勞資關(guān)系氣氛之比較［D］.臺(tái)北：臺(tái)灣政治大學(xué)，1989.

［13］胡恩華.中國情景下勞資關(guān)系氛圍與雙組織承諾關(guān)系研究［J］.經(jīng)濟(jì)管理，2012，34（2）：66-75.

［14］顏愛民，李?yuàn)檴?西方勞動(dòng)關(guān)系氛圍研究［J］.中國勞動(dòng)，2012，63（9）：29-32.

［15］鄭秋延.勞動(dòng)關(guān)系氛圍對(duì)企業(yè)績效的影響探析［J］.經(jīng)營管理者，2012，28（14）：98-99.

［16］吳覲鼎.我國報(bào)社從業(yè)人員參與工會(huì)之研究——以某報(bào)系產(chǎn)業(yè)工會(huì)為例［D］.臺(tái)北：中國文化大學(xué)，1999.

［17］Pfeffer J.Producting sustainable competitive advantage through the effective management of people［J］.International Journal of Human Resource Management，1995（8）：263-267.

［18］Huselid M，Jackson S E，Schuler R S.Technical and strategic human resource management effectiveness as determinants of firm performance［J］.Academy of Management Journal，1997，40（1）：171-188.

［19］Appelbaum E，Bailey T，Berg P，et al.Manufacturing advantage：why high-performance work systems pay off［M］.Ithaca：Cornell University Press，1994.

［20］李華，李傳昭，陳楊.基于高績效工作系統(tǒng)的組織人力資源管理實(shí)踐［J］.生產(chǎn)力研究，2005（5）：74-75.

［21］張一弛，黃濤，李琦.高績效工作體系人力資源管理措施的結(jié)構(gòu)整合與內(nèi)涵回歸［J］.經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2004（3）：63-73.

［22］李焱，魏峰.高績效人力資源實(shí)踐有助于組織認(rèn)同？一個(gè)被中介的調(diào)節(jié)作用模型［J］.管理世界，2011（2）：109-117.

［23］程德俊，趙曙明.高參與工作系統(tǒng)中的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)及其變革障礙［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2006（12）：90-97.

［24］程德俊，趙曙明.高參與工作系統(tǒng)與企業(yè)績效：人力資本專用性和環(huán)境動(dòng)態(tài)性的影響［J］.管理世界，2006（3）：86-93.

［責(zé)任編輯：周業(yè)柱］

中圖分類號(hào)：F272-05

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1007-5097（2016）08-0001-06

收稿日期：2016-03-07

基金項(xiàng)目：國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（13BGL112）；2015年湖南大學(xué)資政研究項(xiàng)目“勞動(dòng)關(guān)系的三方協(xié)商機(jī)制研究”

作者簡介：謝玉華（1965-），女，湖南寧鄉(xiāng)人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：企業(yè)社會(huì)責(zé)任，勞動(dòng)關(guān)系，公共關(guān)系，人力資源管理；李紅（1990-），女，湖南郴州人，碩士研究生，研究方向：勞動(dòng)關(guān)系，人力資源管理；蘭果（1990-），男，湖南郴洲人，碩士研究生，研究方向：企業(yè)社會(huì)責(zé)任，人力資源管理。

A Study on the Impact of Corporate Employee Social Responsibility on Labor Relations Climate —Based on the Moderating Effect of High Involvement Work System

XIE Yu-hua，LI Hong，LAN Guo
（Business School，Hunan University，Changsha 410000，China）

Abstract：Based on the investigation about 30 enterprises in Changsha city，Hunan province，we collected 507 valid questionnaires from different levels of employees.This paper developed a theoretical model which viewed corporate employee social responsibility as an independent variable，labor relations climate as an dependent variable，and high involvement work system as a moderating variable.The results showed that：Corporate employee social responsibility（wage，working hours，health and safety，association and collective bargaining rights，basic human rights）has a significant positive impact on positive labor relations climate.Corporate employee social responsibility（wage，working hours，health and safety，association and collective bargaining rights，basic human rights）has a significant negative impact on negative labor relations climate；High involvement work system does not play a regulatory role in the relationship between corporate employee social responsibility and positive labor relations climate，nor does it play a regulatory role in the relationship between corporate employee social responsibility and negative labor relations climate.This is related to China's management context，the high control work system limits the function of high involvement work system.

Keywords：corporate employee social responsibility；labor relations climate；high involvement work system