工会实践、劳资关系气氛与双承诺间关系实证研究，本文主要内容关键词为：关系论文,劳资论文,工会论文,气氛论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
改革开放30多年以来，中国经济迅猛增长。20世纪90年代末期以来，跃进式发展所遗留因劳资双方不对等、管理方式落后等产生的种种问题开始逐步显现。自富士康2010年1月23日员工第一跳起至2010年11月5日，已发生14起跳楼事件，引起社会各界乃至全球的关注。劳资关系气氛是企业中组织成员所感知到劳资双方行为和实践的感知程度。虽然劳资关系气氛是无形的，但是它对劳资双方的心理认知起着重要作用。实证研究表明，劳资关系气氛对双承诺（工会承诺和组织承诺）存在显著影响（Snape & Chan，2000[1]；Kim & Bowley，2006[2]）。人力资源管理实践对双承诺的影响已得到了众多学者的证实，但是工会实践却尚未得到足够关注。同时，与国外众多工会不同的是，中国工会还承担着其他角色。传统的工会与企业之间往往是对立的关系，而中国工会则更多地扮演着企业与员工之间桥梁的角色。此外，中国工会隶属于全国总工会，代表着党和国家履行着维护职工利益的使命，但中国工会往往在代表职工利益上缺乏敢于与企业对峙的勇气，因此被认为是“弱工会”。而随着《劳动合同法》等的出台，越来越多企业的员工权利意识加强，工会的话语权在逐步提升。本文基于对长三角和珠三角地区已建立工会企业的员工问卷调查，探讨企业工会实践对员工双承诺的影响，并探索企业劳资关系气氛在企业工会实践与员工双承诺间是否在存在中介作用。
二、文献回顾与研究假设
（一）概念界定
1.劳资关系气氛
Lewin（1935）在研究场地论时首次提出心理气氛的概念，并认为要了解人类的行为，需要考虑行为发生的情境[3]。Litwin & Stringer（1968）指出“氛围”或“气氛”的概念是人员和环境之间的关键功能的连接，认为组织气氛是指一个特定的情境中，每个组织成员对环境的直接或间接的知觉，而且气氛可以影响组织内员工的动机、态度、信念和价值[4]。劳资关系拓展了“气氛”这一概念的研究领域。Katz，Kochan & Gobeille（1983）认为劳资关系气氛一般被用来描述组织中劳资关系的质量[5]。Blyton，Dastmalchian & Adamson（1987）将劳资关系气氛看作是企业中组织成员对劳资双方行为和实践的感知程度[6]。Dastmalchian，Blyton & Adamson（1989）经过多次试验，编制了劳资关系气氛的26项目量表，并提出了劳资关系气氛的五个维度：和谐性、冷漠性、敌意性、开放性、迅速性。虽然劳资关系气氛是无形的，但是它对劳资双方的心理认知起着重要的作用，组织成员的心理状态直接表现为成员的行为[7]。有些学者在研究中把劳资关系气氛作为一个干扰变量（Dastmalchian，Blyton & Adamson，1991[8]；Deery，Erwin & Iverson，1999[9]）。总体而言，多数相关研究倾向于将劳资关系气氛作为一个前因变量。很多研究验证了劳资关系气氛对组织产出的影响，如工作满意度（Wu，1988[10]）、生产力和生产效率（Meyer & Cooke，1993[11]）、生产质量和跳槽（Wagar，1997[12]）、双承诺（Angle & Perry，1986[13]）以及申诉（Dastmalchian & Ng，1990[14]等。
2.双承诺
承诺这一概念一直是管理学领域研究的重要课题。Torrington，Hall & Taylor（2002）认为承诺有“态度”和“行为”两个层面，其中态度承诺是指对组织的忠诚、支持和强烈认同、信赖；而行为承诺则是指留在组织中为实现组织目标而努力[15]。Price（2004）认为“承诺”是个体对组织使命、价值观和目标的认同和参与度[16]。双承诺通常是指组织承诺和工会承诺，随着工会在全球范围内的兴起而在西方研究中吸引了越来越多的关注。西方学者认为双承诺对员工“态度—行为”模式产生影响（Baruch & Winkelmann-Gleed，2002）[17]，直接结果是员工的行为产出如离职率、缺勤率和工作满意度等的变化Johnson，1999[18]）。然而，因为目前国内工会方面的实证研究非常少，因此这一概念在国内的实证研究罕见。虽然对于承诺的定义尚没有统一的说法，但从Porter等（1974）[19]开始，学者们普遍接受了组织承诺的三维度划分法：（1）对于组织价值观和目标的认同、接受；（2）对组织的归属感和忠诚度；（3）愿意付出高水平的努力（Balfour & Wechsler，1990[20]）。而Gordon等（1980）开发了早期的工会承诺量表，认为工会承诺有三个因素：（1）对工会的忠诚度；（2）对工会的责任感，愿意为之付出努力；（3）认同并接受工会的价值观和目标[21]）。
3.工会实践
虽然立意都旨在维护员工的合法权益，但是中国的工会实践与国外的大不一样。在我国，工会基本职责的明确，经历了一个不断探索和发展的过程，直至《工会法》的修订和《劳动合同法》的颁布，工会的主要职能才得以在法律上明确，规范了工会该干什么和能干什么的问题。《中华人民共和国工会法》赋予了工会四项与职工息息相关的社会职能：即服务维护职能、教育培训职能、参与职能、建设职能。
（二）研究假设
1.工会实践与劳资关系气氛
国外关于工会实践与劳资关系气氛之间关系的研究已经比较成熟和系统，大多认为工会是组织中劳资关系气氛的主要影响因素，工会官员、高层管理者以及其他决策制定者的政策和行为也非常重要。Gordon & Ladd（1990）指出，工会官员和管理层在建立合同谈判和采用合作方式解决申诉的基调中，扮演重要角色[22]。例如，当管理者使用他的权力限制谈判的主体并扩大其对劳动者的单边控制，工会和雇员都不会倾向于采用合作的方式来解决冲突。相反，如果工会和雇员都参与决策制定过程，善意和信任的氛围就能形成（Belman，1992[23]）。由此提出：
假设1：工会实践对劳资关系气氛存在显著的积极影响。
2.工会实践与双承诺
同人力资源实践一样，工会实践也会影响员工的双承诺水平。自从Gordon等（1980）提出工会承诺这一概念[21]越来越多的学者们开始关注工会承诺，其对工会承诺的前因后果的研究也逐渐细化。Gordon等（1995）在后续的研究中发现，员工对工会的工具性感知即工会对员工采取的一系列措施的影响会对工会承诺产生影响[24]。而工会实践也可以通过为争取员工利益来保证员工的工资、福利、公平待遇等，从而提高员工的组织承诺水平[25]。因此提出：
假设2：工会实践对双承诺存在显著的积极影响。
3.劳资关系气氛与双承诺
劳资关系气氛影响工会的运作。劳资关系气氛的显著恶化导致工会领导力的下降，增加普通会员的工会承诺和参与度。恶劣的劳资关系气氛能让员工们意识到维护现有状态的重要性，从而促成工会的复兴（Redman & Snape，2006[26]）。因此，在双承诺的前因变量的研究中，一些学者提到了劳资关系气氛，认为员工感知到的积极合作的劳资关系气氛能够对双承诺产生正向影响（Angle & Perry，1986[27]；Beauvais，Seholl&Cooper，1991[28]；Snape & Chan，2000[1]；Kim & Rowley，2006[2]）。Bemmels（1995）提出，实证研究得到的不同发现是由于劳资关系气氛类型的不同导致，例如，员工若感知到了合作型的劳资关系气氛，双承诺水平高；相反，如果劳资关系气氛不和谐，可能组织承诺水平会比工会承诺水平略高[29]。而Lee（2004）发现，在劳资关系气氛不太和谐的工作场所中，员工对于劳资关系气氛的积极感知能促进组织承诺却要降低工会承诺[30]）。因此提出：
假设3：劳资关系气氛对组织承诺存在显著的积极影响。
假设4：劳资关系气氛对工会承诺存在显著的积极影响。
假设5：劳资关系气氛在工会实践与工会承诺之间存在中介作用。
假设6：劳资关系气氛对工会实践与组织承诺之间存在中介作用。
三、研究设计
为验证本研究的假设，研究模型包括四个变量：工会实践作为前因变量，劳资关系气氛作为结果变量，组织承诺和工会承诺作为中介变量。
（一）研究工具
1.劳资关系气氛量表开发
由于国内对劳资关系气氛的研究极少，本研究在借鉴国外学者量表的基础上在中国情境下进行了修订。目前在劳资关系气氛领域，被采用最多的是Dastmalchian，Blyton & Adamson（1989）编制的5维度26项目劳资关系气氛量表（α=0.949）[7]。在本文关于劳资关系气氛的预调研中，首先将该量表译成中文，征求国有企业工会主席、外资企业人力资源总监、民营企业总经理、地区行业工会主席、人力资源咨询顾问、人力资源管理专业博士等相关领域10余位专家的意见与建议，删除与中国国情不符的项目。并选择有工会的企业发放250份问卷，回收213份，删除废卷后得到188份有效问卷。
KMO值为0.828，适合进行因子分析；选择因子中载荷较高的项目，结果如表1所示。其中，因子1主要体现员工和管理者相互尊重、共同努力、信守承诺、开诚布公等积极面，被命名为“积极劳资关系气氛”；因子2主要体现劳资双方的敌意、争吵、攻击等消极面，被命名为“消极劳资关系气氛”，二者分别解释39.679%和29.936%的总变异，合计解释69.615%的总变异。
评定测量信度的方法比较多，内部一致信度是目前较流行且效果较好的信度评定方法[31]。Cronbach（1951）[32]提出的内部一致性α系数是目前使用最广泛的信度指标。据此计算的量表整体信度为0.802。Nunnally（1978）认为，Cronbach的α系数应大于0.7为佳[33]。此外，信度的判断标准包括项目总相关（一般以小于0.4为标准考虑删除）与删除该项后Alpha值（若删除该项目后，Alpha值明显提升，应考虑删除）；当以上两个条件都成立时，该项目应删除。劳资关系气氛量表项目信度分析结果如表1所示，无需删除任何一项，结合表2，说明该量表及其两维度的信度都较高。
2.工会实践量表开发
因为国内对工会实践的实证研究极为少见，而国外工会实践与中国明显不同，所以本研究采用自编的工会实践量表。根据工会职能的一般划分，结合中国工会常用操作实践，并征集企业、行业、区域工会主席的意见与建议，将工会实践分为三类职能：服务、教育和参与，预试发放150份问卷，回收143份问卷，其中47位被试的所在企业有工会，删除无效问卷后得到39份有效问卷。
选择探索性因子分析中工会实践量表三个维度中载荷较高的项目，结果如表3所示。其中，因子1主要反映工会法所要求的“服务职能”；因子2主要反映工会提高员工知识技能水平的“教育职能”；因子3主要反映参与工会后的实践，被命名为“参与职能”。三者分别解释31.663%、29.477%和27.408%的总变异，合计解释88.548%的总变异。量表整体信度为0.937，各项目总相关均高于0.4，因此无需删除任何一项。此外，如表4所示，工会实践量表各维度信度也较高。
3.工会承诺量表开发
由于国内对工会承诺鲜有研究，本研究在借鉴国外学者量表的基础上在中国情境下进行修订。目前在工会承诺领域被采用最多的是Snape，Redman & Chan（2000）编制的3维度20项目工会承诺量表（α=0.904）[1]。工会承诺的预调研与工会实践预调研同时进行，共得到39份有效问卷。
探索性因子分析中，各维度载荷较高的项目如表5所示。其中，因子1主要体现员工对工会活动的积极参与和好评，被命名为“工会参与”；因子2主要体现员工对工会的信心、认同和忠诚，被命名为“工会忠诚”；因子3主要体现员工愿意为工会付出自己的努力、积极履行自己的责任，被命名为“工会责任”。三者分别解释20.889%、24.633%和26.991%的总变异，合计解释72.513%的总变异。量表整体信度为0.846，各项目总相关均高于0.4，因此无需删除任何一项。
如表6所示，工会实践量表各维度信度也较高。
4.组织承诺量表选用
组织承诺一直是组织行为学等领域研究的重点，其中Balfour和Wechsler（1990）编制的量表最为成熟。该量表通过9道题测量组织承诺的三个维度：认同承诺、依恋承诺、交换承诺，分别对应3个题目；每个维度的最后一个题目为反向计分题；三个维度的α信度系数分别为0.72、0.81和0.83[20]。
（二）正式研究样本
为验证研究假设，对长三角与珠三角企业发放问卷1500份，1155位受访者认真填答了问卷，填答率为77%。其中，549份来自有工会的企业问卷，问卷回收有效率为47.5%。四份量表都采用Likert7点量表，由被调查者根据企业实际情况与问卷中描述内容一致程度打分，1为完全不同意，7为完全同意。在回收的有效问卷中，以500人以下的小型公司为主（64.8%），500-3000人的中型企业占19.1%，3000人以上的大型企业占16.1%；主要为国企（47.1%）、私企（15.2%）和外企（30.7%）。
四、数据分析
（一）描述性统计与信度分析
本文正式研究所用的自开发的工会实践量表、工会承诺量表和劳资关系气氛量表以及选用的组织承诺量表及各维度的信度、均值、标准差如表7所示。数据分析结果再次证明，四份量表及各维度的信度均较高。被试对所在企业工会的三大职能的评价，参与职能最高，教育职能其次，服务职能最低，该结果与问卷调查前的企业案例研究、问卷调查后回访部分被试的结果一致。
（二）相关分析
工会实践、劳资关系气氛与工会承诺、组织承诺的相关分析结果见表8。
由表8可见，工会实践、劳资关系气氛与工会承诺、组织承诺之间均存在显著正相关关系。其中，工会实践与企业劳资关系气氛显著中度（0.3＜｜相关系数|≤0.6）正向相关，与工会承诺显著中度正向相关，与组织承诺显著高度（0.6＜｜相关系数｜≤1）正向相关，验证了假设1与假设2，即工会实践对劳资关系气氛、双承诺均存在显著的积极影响。劳资关系气氛与组织承诺显著中度正向相关，与工会承诺显著高度正向相关。验证了假设3与假设4，即劳资关系气氛对员工双承诺存在显著的积极影响。进一步地，工会实践、劳资关系气氛、双承诺之间可能存在因果关系。
（三）回归分析
以工会实践为自变量、工会承诺为因变量、劳资关系气氛为中介变量的回归分析结果见表9。
由表9可以看出，工会实践与工会承诺、劳资关系气氛都呈显著的中度正相关。在引入劳资关系气氛后，工会实践对工会承诺的影响系数大大降低，说明劳资关系气氛确实对工会实践和工会承诺之间的关系存在部分中介作用。假设5得到验证。
以工会实践为自变量、工会承诺为因变量、劳资关系气氛为中介变量的回归分析结果见表10。
可以看出，工会实践与组织承诺和劳资关系气氛都呈显著的中高度正相关。在引入劳资关系气氛后，工会实践对组织承诺的影响系数大大降低，说明劳资关系气氛确实对工会实践和组织承诺之间的关系存在部分中介作用，假设6得到验证。
五、结论与讨论
（一）研究结论与实践启示
本研究通过多次问卷调查，构建了符合中国情境的工会实践量表、工会承诺量表和劳资关系气氛量表。并且得出以下结论：工会实践对双承诺（工会承诺和组织承诺）和劳资关系气氛起到显著的促进作用，且劳资关系气氛对于工会实践和双承诺之间的关系起到部分中介作用。这与国外的现有研究有所不同。在国外学者看来，工会是雇主的对立方，工会承诺并不能与组织承诺同向变化（Strauss，1987）[34]。因为高工会承诺水平意味着员工可能需要支付较多工会会费或是承担由于罢工等带来的辞职可能[25]。但是中国工会与国外工会的定位不同，其更多起劳资双方协调者的作用，经常站在雇主的立场上，帮助缓和劳资双方的冲突。因此，在中国，双承诺的同向变化是有可能的。
劳资关系是管理方和员工之间的纽带，其水平的高低好坏决定了员工对于组织和工会的承诺水平，继而影响员工的一系列行为，最终影响到组织的运营和发展。然而，目前更多的国内学者关注管理实践对组织承诺的影响，而本研究证明：工会实践不仅影响员工的工会承诺，也能影响组织承诺。进一步地，工会实践通过影响劳资关系气氛来影响员工的双承诺。在工会转型的大背景下，工会的作用将逐渐增强。同时，企业为了更高的员工承诺度，也应考虑提高工会的地位，赋予其足够的权限。对于劳资关系难题，可尝试从工会切入，从而缓和劳资双方关系、改善员工的承诺度。诚如上海一家知名民营企业人力资源总监在接受本研究问卷调查回访时所言：“2008年上半年我疲于应付劳资纠纷，没干别的；今年我建议老板组建工会，至少能起润滑油的作用，还可以防患于未然，及早发现问题，免得我们HR老是跟员工直接‘赤膊战’”。
（二）研究限制与未来展望
由于中国工会特有的行政色彩，因此国有企业、集体企业与民营企业、外资企业的工会职能存在着一定的区别，今后的研究可在本研究的基础上进一步验证企业性质是否对工会实践与劳资关系气氛的关系存在调节作用。另外，此次调研主要集中在长三角和珠三角，但是考虑到我国幅员辽阔，地域上具备着极大的差异性，因此跨地区的调研也可以作为后续研究的一个方向。