自党的十六大提出构建和谐社会的战略任务以来，和谐劳动关系问题受到社会各界的高度关注。尤其是随着经济进入新常态，高质量发展的转型压力、重塑增长路径的新力量与原有用工制度所积累的问题交织叠加，组织内部潜藏的劳资矛盾逐渐凸显和激化，对劳动关系的和谐稳定产生重大冲击。党的十九大和十九届四中全会进一步强调新时期要构建和谐劳动关系，不仅是肯定了和谐劳动关系对于实现“两个一百年”奋斗目标和中华民族伟大复兴中国梦具有的重要意义，更是在微观层面提出了劳动者体面劳动与组织竞争力协同共进的全新课题。

伴随着经济体制及经济结构的持续优化调整，学界一直对我国劳动关系的发展演变保持较高的研究热情，为和谐劳动关系构建提供了重要理论指导。随着研究的深入，劳动关系氛围对于构建和谐劳动关系的意义和价值逐渐被认可。越来越多的学者发现劳动关系氛围作为员工对组织劳动关系状况的一种心理感知（Angle和Perry，1986；Lee，2004），是衡量劳动关系和谐程度的关键指标（崔勋等，2012）。而且，基于员工认知视角能够将劳动关系研究从传统的制度分析领域引入人力资源管理和组织行为领域（Hansen，2002），这使得劳动关系氛围及其影响逐渐成为学界的前沿和热点议题。既有研究发现和谐程度较高的劳动关系氛围能够显著提升员工工作满意度（崔勋等，2012）及创新行为（刘春英和万利，2018），并有助于改善组织有效性（Wagar，1997）、产品服务质量（Wu和Lee，2001）和顾客满意度（Deery和Iverson，2005）。然而上述关于劳动关系氛围影响效应的研究大多立足于常态环境，较少有研究以非常态环境冲击下的组织行为为结果变量。

组织韧性是组织面临非常态环境冲击时表现出来的恢复和适应能力，被视为组织应对多元逆境、在危机情境下重构竞争优势的关键特质（Linnenluecke，2017）。作为一种贯穿危机预警、识别、应对及结果反馈全过程的多维复合型组织能力（Duchek，2020），组织韧性的提升是一项长期的和复杂的系统性工程。近年来传染病疫情、自然灾害、贸易争端、逆全球化思潮等突发和不确定性事件深刻改变了组织的生存环境，对组织的发展甚至存续构成严重威胁，如何培育和提升组织韧性是亟待解决的现实问题。在影响组织韧性的众多因素之中，员工个体层面的价值信念和心理特征决定了员工韧性水平，是组织层面韧性能力产生的基础和前提（Weick，1993；Giustiniano和Cantoni，2018）。从这个角度而言，劳动关系氛围作为员工的一种心理认知是否也会以及会如何对组织韧性产生深刻影响呢？对该问题的解答不仅能够从非常态环境的视角深化组织氛围与组织行为关系的理论研究，也能够促进组织和谐劳动关系构建与竞争力提升。

在探索建立劳动关系氛围与组织韧性的关系模型时，本文尝试打通两者之间的战略通路。战略性人力资源管理相关文献指出，组织成员心理感知所驱动的行为表现与组织战略需求相契合，是组织战略目标实现和获取持续竞争优势的关键前提（Bourgeois，1980），也是动态环境下组织变革有效实施的内在动力（Kellermanns等，2005）。从这个角度而言，通过构筑合作共享的理念和营造融洽交流的氛围，提升组织成员之间的战略共识，可能是劳动关系氛围促进组织韧性的一条重要路径。此外，有效的领导行为有助于降低员工和组织的角色冲突并激发员工持久的工作热情，是获取卓越组织绩效的重要保障（Coyle-Shapiro和Shore，2007）。变革型领导坚信员工的能动性和创造力（Bass，1985），善于运用人际沟通和愿景激励协调员工之间及员工与组织之间的关系（Wang和Howell，2010），使员工在组织发展和不确定性环境下组织的转型中主动承担更大的责任（段升森和张新，2015），可能是促进和谐劳动关系氛围形成并向组织韧性转化的“催化剂”。

综上所述，本文立足于中国情境，旨在从劳动关系氛围的角度探讨新时期大力弘扬和谐劳动关系能否有效提升组织韧性。具体而言，在现有研究的基础上，利用针对科技型中小企业的大样本调研数据对和谐劳动关系氛围与组织韧性之间的关系、内在机制及边界条件进行实证分析，以期揭示“和谐的力量”，为新时期中国特色和谐劳动关系的构建与组织韧性能力的持续提升提供路径参考。本文可能的研究贡献主要体现在：第一，主要关注和谐劳动关系氛围对不确定性环境下组织行为的影响及内在机理，弥补了以往多立足于常态环境考察劳动关系氛围及其影响的研究不足，能够丰富劳动关系氛围组织后果及作用机制相关研究。第二，揭示变革型领导行为在和谐劳动关系氛围与组织韧性关系中的调节作用，有助于拓展弱工会背景条件下劳动关系氛围的作用情境。第三，从和谐劳动关系氛围的角度解答员工个体心理动机如何催生组织韧性，为组织韧性的前因研究提供了新的理论视角。

（一）劳动关系氛围与组织韧性

劳动关系氛围来源于组织氛围在劳动关系领域的应用和拓展（Nicholson，1979），是组织成员在互动联系的过程中所形成的对组织劳动关系行为和实践的感知（Angle和Perry，1986）。随着管理理念和工作场所的演变，劳动关系氛围的概念经历了从强调工会与组织间的对立关系到关注员工与组织间的合作关系的转化。早期研究以组织建立工会为前提，在工会化工作场所内聚焦劳资冲突事件或问题（Dastmalchian，1986）；新近的讨论则基于工会组织效率下降和非工会化工作场所数量增加的现实，将注意力转移到劳资双赢和员工参与，从员工之间和员工与组织之间相互信任、尊重和合作的视角拓展了劳动关系氛围的结构维度（Lee，2004），这为“弱工会”背景下劳动关系氛围的界定及探讨提供了有力支撑（崔勋等，2012）。立足于中国情境，崔勋和吴海艳（2011）进一步指出，关注劳资双赢和员工参与的劳动关系氛围在本质上反映出构建和谐劳动关系的内在要求，是和谐劳动关系氛围的形成基础和集中体现。本文遵循上述演进的逻辑脉络，强调劳资双赢和员工参与对中国情境下和谐劳动关系构建的核心作用，认为和谐劳动关系氛围是指员工在参与组织管理的过程中所感知到的真诚的合作意愿、融洽的合作关系和共享的合作理念，在本质上反映出组织员工基于个人价值观的知觉导向。

现有文献对组织韧性内涵的界定主要包括以下三种观点：第一种借鉴自然科学对韧性的认识，就如弹性物体弯曲或折叠后能恢复原有的状态和特性，具备韧性的组织在遭遇逆境冲击时应当能够迅速调整并恢复到正常水平，因此组织韧性是一种体现防御属性的反弹能力（El Nayal等，2020）。第二种观点指出组织韧性不应仅强调组织功能的维持和恢复，更应关注组织能否通过积极调整在应对不利事件的过程中实现进化，是一种体现成长属性的反超能力（Kahn等，2018）。第三种从预期的角度进一步拓展了组织韧性的分析框架，认为不利环境下组织实现反弹或反超的前提是意识到危机的早期信号并准确识别潜在风险，由此组织韧性还是一种体现预期属性的反应能力（Huang等，2018）。综合上述观点，本文认为组织韧性是一种系统性多维范畴（Sawalha，2015；Duchek，2020），涉及多重属性的复合（李平和竺家哲，2021），只有预期—反应能力、防御—反弹能力及成长—反超能力有机结合起来，才能保障组织有效应对不利事件的冲击。

在组织韧性基本概念和原则的相关讨论逐渐丰富的同时，越来越多的文献开始进一步探索组织韧性的形成及其影响因素。部分文献针对组织韧性的情境依赖特征，尝试从具体情境出发讨论组织韧性的形成过程，如Huang等（2018）和国内学者单宇等（2021）均聚焦于数字科技应用场景，剖析了数字化对组织韧性形成的影响；另一些文献则立足于组织韧性的多维复合特征，从动态性和结构性视角提取与组织韧性形成相关的关键要素，这为深入了解组织韧性的一般形成机制做出了重要贡献。相关研究表明，影响组织韧性的因素可以划分为宏观（组织及其他利益相关主体）、中观（部门或团队）和微观（组织成员）三个层次（Gibson和Tarrant，2010），其中组织成员个体的心理动机及价值判断对于组织韧性的产生具有直接的和基础的作用：首先，组织成员乐观积极的情绪有助于创造性思路和方法的产生，从而帮助个体有效应对消极或危机环境，诱发个体韧性（Shin等，2012）。其次，较高的组织承诺和人际交往动机能够激发个体间的相互信任和强烈的合作意愿（Britt等，2016），这一方面可以及时补充成员的个体韧性（Sommer等，2016），另一方面也能够将个体韧性拓展到组织韧性，帮助组织转危为安（Kuntz等，2017）。此外，成员间的相互信任和社交网络也有助于激发学习取向和知识分享意愿（Kahn等，2018），而逆境学习能力对组织韧性的构建起着重要作用。而根据前述分析，和谐劳动关系氛围是员工在与管理者合作的过程中所感知到的融洽关系，能够显著提升员工的积极情绪、情感契约和交互动机。从这个角度，本文认为和谐劳动关系氛围对组织韧性具有积极作用，由此提出如下研究假设：

H1：和谐劳动关系氛围能够显著提升组织韧性。

（二）战略共识的中介作用

战略共识是“个体—组织”匹配在战略管理领域的具体体现，反映组织成员对组织战略目标和手段的认同程度（Bourgeois，1980）。Bourgeois（1980）在最早提出战略共识的概念时，仅关注了由组织管理者构成的战略决策联盟的看法。但随着战略管理实践的发展，忽视员工在战略管理过程中的地位和角色不仅会影响战略规划方向的准确性，而且会加剧战略实施过程中员工的无效行为、员工与管理层的矛盾冲突及由此带来的资源损耗，最终影响战略目标的实现（Kellermanns等，2005）。除了主体范畴的扩充，战略共识的结构维度也随着实践的发展不断丰富和完善。初期的概念界定侧重于强调组织成员的战略理解，即对战略目标、实施计划、手段及资源等主题清晰的、共同的理解和认识，反映的是战略共识的认知特性。Floyd和Wooldridge（1992）、Boswell（2006）等学者进一步指出，在战略理解的基础上，还应建立组织成员之间的情感联系即战略承诺，以更有效地促使组织成员积极投身于战略执行过程。除了反映认知特性的战略理解和情感特性的战略承诺之外，我国学者黄再胜（2011）认为对组织战略的广泛认同和信任是产生强烈情感联系的前提，战略理解、战略认同和战略承诺是战略共识缺一不可的三大维度。

以上概念演进历程表明，战略共识既体现了战略决策过程的科学性和合理性，同时又是组织战略得以有效执行并取得预期效果的前置变量。当组织遭遇非常态环境的冲击时，战略共识至少可以通过以下三种途径帮助组织提高韧性：首先，提升组织的预期—反应能力。在战略规划阶段，组织成员之间较高的战略理解力，能够通过知识共享和组织学习在整体层面迅速形成危机情境下可行的应对方案及执行策略（杨建君和徐国军，2016），并就各方案的执行效果做出一致性预期，帮助组织尽快锁定应对方案以尽可能降低负面影响。其次，提升组织的防御—反弹能力。在战略执行阶段，较高的战略认同度能够引发积极的战略承诺，员工能够主动、互信和忠诚地维护组织应对方案的顺利实施，战略资源得以迅速调配和有效使用（Schoorman等，2007），从而保障应对方案的实施效果，实现组织在防御中反弹和恢复的目的。最后，提升组织的成长—反超能力。在战略反馈阶段，较高的战略理解力不但能够从风险的角度迅速发现应对方案执行过程中的不足从而在后期加以调整，而且随着解读动态环境的能力的不断提升，还能够进一步挖掘不确定性中蕴藏的突破式创新机会并有针对性地调整应对方案（刘华芳和杨建君，2013），而较高的战略认同和战略承诺能够快速响应这种调整，最终帮助组织在非常态环境下实现成长和反超。

此外，组织和谐劳动关系氛围有助于战略共识的达成。Knight等（1999）的研究表明，员工的人口学特征（如年龄、文化程度和任职年限等）差异程度与战略共识水平负相关。实际上，企业员工的人口学特征差异折射出员工个体阅历的多元化，进而会导致员工不同的认知模式。员工个体认知模式的差异，必然会在其对企业战略的理解和态度方面有所反映（黄再胜，2011）。基于和谐劳动关系氛围的概念，若组织管理者在员工参与管理的过程中秉持共享和合作的理念、施以真诚的合作意愿，组织与员工之间必然形成融洽的合作交流关系，这不仅能够提升员工参与管理的自豪感，激发员工在交流过程中自主学习的热情，而且通过学习和探索也能够持续提升员工在组织和职位层面的胜任素质，加深员工对组织及其发展的认识，这无疑有助于增进员工的个体阅历、认知能力并强化其与组织的情感联系，从而促进员工对组织战略的理解、认同和承诺。刘春英和万利（2018）发现，和谐劳动关系氛围有助于员工的积极劳动情绪、管理参与和创新行为，李云和李锡元（2017）的研究则表明和谐劳动关系氛围有助于员工自我职业生涯管理和成长为职业经理人，这些经验研究从侧面反映出和谐劳动关系氛围能够提升员工的认知水平和职业素养，进而促进战略共识。基于上述分析提出以下研究假设：

H2：和谐劳动关系氛围能够通过提高组织战略共识而提升组织韧性。

（三）变革型领导的调节作用

有效的领导行为有助于降低员工和组织的角色冲突并激发员工持久的工作热情，是获取卓越组织绩效的重要保障（Coyle-Shapiro和Shore，2007）。其中，变革型领导作为战略领导的指代，在员工与组织关系研究中日益受到关注（Frieder等，2018）。Bass（1985）认为变革型领导风格是具有以下四个维度的领导行为综合体：精神激励、智力激发、理想化魅力和个别化关怀。从作用途径来看，变革型领导风格具有两个互相补充且不可分割的突出特征。

首先，变革型领导坚信员工的能动性和价值创造能力。变革型领导致力于培养一种具有创新性、成长性和包容性的文化，鼓励员工积极表达想法和分享知识，通过示范合作与互助，增强员工的知识共享意愿，形成管理层与员工之间互助互信、开放合作、协同创新的关系（Wang和Howell，2010；文巧甜等，2020），从而增进和谐劳动关系氛围。另外，变革型领导在激励员工追求自身利益时嵌入集体和组织目标，强调员工利益与组织目标的协同实现。变革型领导善于通过愿景激励（idealized influence），为组织成员描绘未来蓝图（Hirst等，2009）；同时运用智力激发（intellectual stimulation），明晰组织战略目标与员工个体目标的关系（Frieder等，2018）；并通过个别化关怀（individualized consideration）增强员工对组织的认同感、忠诚度和工作积极性（Makri和Scandura，2010），这些特点都有助于增强员工的战略共识。可见，变革型领导能够正向调节和谐劳动关系氛围与战略共识之间的关系。

其次，变革型领导能够提升不确定性环境下的协同绩效。面对环境的高度不确定性和员工认知模式的高度异质性，变革型领导不仅需要在紊乱繁杂的信息中解读环境，构建与组织一致行动的意义和秩序，还要整合员工的心智与偏好，激发团队的工作动机与信念，平衡员工认知的冲突与矛盾（王辉等，2011），从而有助于形成组织和谐劳动关系氛围。变革型领导作为积极与和谐氛围的创造者、战略方向的引导者、共同语境的营造者（文巧甜等，2020），一方面能够降低员工对复杂环境的忧虑程度（Ling等，2008），引导员工通过主动交流意见帮助组织强化立场感知甚至修复已损坏的组织系统（Hind等，1996），增强员工协同抵御外部冲击的使命感及从事创新活动的勇气和信心（Chen等，2019）；另一方面借由全体成员协同意念及创新行为来寻找机会、适应变化，并引导成员为实现统一的组织目标将竞争压力和市场威胁转化为发展动力，推动组织协同创新绩效的产生（李渊等，2019）。换言之，不确定性环境下变革型领导有助于不断提高组织预警、解读动态环境的能力（Mallak，1998），以及适应和发掘不确定性环境中所蕴含创新机会的能力，而这正是韧性的本质体现（孙谋轩等，2021）。由此，变革型领导能够正向调节和谐劳动关系氛围与组织韧性之间的关系。

进一步地，鉴于战略共识对和谐劳动关系氛围与组织韧性的关系起中介作用，可以推断变革型领导对此中介关系也具有调节作用。总体而言，变革型领导以创造性思维和人文关爱情怀进行组织意义建构与和谐劳动关系营造，强化员工的战略共识意愿，在此基础上鼓励员工打破路径依赖、突破资源约束，带领员工发现新的技术、寻找新的市场、搜寻新的知识，是不确定性环境下激发员工潜能和协作意愿、促进组织逆境成长的重要力量。通过上述分析，提出研究假设如下：

H3：变革型领导能够显著增强和谐劳动关系氛围通过提升战略共识对组织韧性产生的正向影响。

本文所构建的理论模型如图1所示。

图 1 理论模型

图选项

（一）样本选择

本文以科技型中小企业为样本进行数据收集及理论假设检验。主要原因在于：一方面，科技型中小企业以持续性的科技创新活动为生存手段，而劳动关系氛围对员工创新行为具有直接影响（刘春英和万利，2018），调研过程中发现大多数企业管理层高度重视和谐劳动关系氛围的构建；另一方面，科技型中小企业兼具科技创新企业的高风险导向和中小企业的弱抵抗能力特征，高度不确定性的非常态环境对其持续成长构成严重威胁，如何提升其组织韧性一直是学界尝试突破的重要课题。此外，科技型中小企业在实践层面具有明确的认定标准。科技型中小企业在国家科技创新体系中占据重要位置，是孵化“专精特新”中小企业和“小巨人”企业的主体，国家高度重视对科技型中小企业的培育和扶持。2017年5月科技部等三部门印发《科技型中小企业评价办法》（国科发政〔2017〕115号），启动科技型中小企业认定及登记入库工作。截至2020年底，山东省入库科技型中小企业达到1.8万家，居全国第三位，这为本文的调查活动提供了现实基础。由此，选取科技型中小企业为研究对象，不仅能够满足理论检验的要求，而且能够保证样本数据的可得性和可靠性，提升研究的理论和应用价值。

（二）数据收集

依托相关的国家和省部级研究项目，以2020年底山东入库科技型中小企业为总体抽样框，本研究于2021年6月至2022年5月开展了多阶段抽样调查。依次根据抽样框内企业的地区和行业分布比例确定抽样数量，使用randbetween制作随机数随机抽取拟调查企业名单，所抽取企业数量占抽样框内企业总体数量的5%。入库企业在认定时均提供了详细的联系方式，本次调研主要通过邮箱发放电子版调查问卷进行数据收集，并根据调研进度监控情况，在调研中期和后期分别通过邮寄纸质版问卷和电话访问方式对部分企业进行了补充调研。对于每一家调查企业，我们同时发放A和B两种问卷进行配对调查。其中A问卷包含和谐劳动关系氛围、战略共识和变革型领导三个量表及受访员工特征信息，每家企业由3名以内员工代表作答（若回收2份以上有效问卷，量表各题项的得分取均值处理）；B问卷包括组织韧性量表、企业基本信息及受访管理者特征信息，由于组织管理层与一般员工相比对组织的总体情况较为了解，因此该问卷由企业总经理或副总经理作答。A问卷和B问卷以“企业名称”进行配对编码。本次调查共发放A问卷2 700份、B问卷900份，分别回收有效A问卷985份、有效B问卷491份，剔除无法配对的问卷后（A问卷未找到同一配对编码的B问卷，或B问卷未找到同一配对编码的A问卷），共获得482家科技型中小企业的有效配对问卷调查数据（626份A问卷匹配482份B问卷）作为本研究的样本观测值。

（三）变量测量

和谐劳动关系氛围（HR）。国内学者大多借鉴崔勋等（2012）的方法，从“劳资对立”“劳资双赢”和“员工参与”三个方面对劳动关系氛围展开测量。根据本文的界定，“劳资对立”维度不属于和谐劳动关系氛围的概念范畴，而且可能与“劳资双赢”维度指标存在一定的负相关性从而导致测量偏差，因此我们采用其中的两个维度“劳资双赢”和“员工参与”对和谐劳动关系氛围进行测量，具体包括“公司管理层与员工的关系十分融洽和睦”等11个题项。采用探索性因子分析发现以上所有题项提取两个公因子的累计方差贡献率为83.1%，且内部一致性系数（Cronbach’s α）为0.877，表明和谐劳动关系氛围量表具有良好的信度和效度。

组织韧性（OR）。如前文分析，基于逆境前、中、后的组织韧性构建机制，从“预期—反应能力”“防御—反弹能力”和“成长—反超能力”三个维度对组织韧性进行系统测度。其中“预期—反应能力”的测度借鉴了Duchek（2020）和Chen（2016）所构建的量表并进行了修改，包括“组织能够主动监控外部环境，并及时针对新出现的问题进行早期预警”等5个题项；“防御—反弹能力”的测度选取了张秀娥和滕欣宇（2021）所开发量表中的适应能力部分，包括“组织在危机发生时具有随机应变和创造性解决问题的能力”等6个题项；“成长—反超能力”主要参考Kantur和Iseri-Say（2015）的量表进行测度，包括“组织经常反思危机应对经验及动态环境中潜在的发展机遇，时刻为实现逆境反超做准备”等4个题项。所有题项提取三个公因子的累计方差贡献率为81.5%，总量表的Cronbach’s α系数为0.802。

战略共识（SC）。采用黄再胜（2011）编制的战略理解、战略认同和战略承诺三维度量表进行测量，包括“常说‘我们的’战略，而不是‘他们的’战略”等13个题项。提取三个公因子的累计方差贡献率为79.4%，量表的Cronbach’s α系数为0.861。

变革型领导（TL）。采用Wang和Howell（2010）所编制的含16个题项的量表来测量，示例题项如“领导强调集体使命感的重要性”等。对上述题项进行探索性因子分析，在特征值大于1的条件下单因子的累计方差贡献率为75.7%，Cronbach’s α系数为0.849。

上述所有题项均采用Likert 7级计分法，从1到7代表符合程度由低到高。另外，参考调查研究的惯常做法，本文从受访企业管理者个体特征（性别：男性取1，否则为0；年龄：低于30岁取1，否则为0；学历：本科及以上取1，否则为0）^①及企业特征（行业：制造业企业取1，否则为0；性质：国有企业取1，否则为0）两个层面选取了部分控制变量。

（四）研究方法

本文首先使用SPSS 20.0和Mplus 7.4统计分析软件进行共同方法偏差的Harman单因素分析和区别效度的验证性因子分析，以检验理论模型中所涉及的员工自评变量的同源方差问题，并对主要变量进行描述性统计和相关性分析，为理论模型提供初步验证。然后使用StataMP 14.0软件，采用层级回归方法对H1主效应、H2中介效应、H3调节效应进行检验。最后讨论理论模型潜在的内生性问题，综合运用工具变量两阶段最小二乘法（IV-2SLS）、Heckman自选择模型测试主效应的稳健性，并根据Edwards和Lambert（2007）的研究方法和推荐的程序，采用Bootstrapping方法对中介效应和调节效应的稳健性进行测试。

（一）共同方法偏差与区分效度检验

本研究中的组织韧性由企业管理层评价（问卷B），而和谐劳动关系氛围、战略共识与变革型领导均由员工自评（问卷A），可能存在同源方差从而降低研究效度。

为了尽可能降低因作答主体相同而可能导致的共同方法偏差，本文采用纵向设计和设置反向题项相结合的方式进行问卷A的数据采集。首先，在第一个时间点请企业员工填写和谐劳动关系氛围量表，并在此量表中添加关于战略共识和变革型领导的反向题项。其次，在间隔一定时间后（3周以上）邀请同一员工填写战略共识和变革型领导量表，并在此量表中添加关于和谐劳动关系氛围的反向题项。最后，整理两个不同时间点作答冲突或不一致的题项，与员工就这些题项的含义和目的进行沟通解释后，由该员工在第三个时间点进行补充性作答。Harman单因素法检验结果显示，将所有题项提取特征值大于1的三个因子，首个因子的方差贡献率为24.191%，小于总方差贡献率82.927%的一半，表明经上述处理后本文的共同方法偏差在可接受的范围内。

采用验证性因子分析进一步检验各变量之间的区分效度。如表1所示，本文的基准模型（三因子模型M1）具有可接受的拟合度（χ²/df=2.229，CFI=0.952，TLI=0.939，RMSEA=0.041），显著优于所有的备选模型（包括3个二因子模型M2、M3、M4，1个单因子模型M5），表明本文量表的区分效度较好。

（二）描述性统计与相关性分析

表2报告了各变量的描述性统计及变量间的相关系数。可以看出，受访者中男性占47%，90%具有本科及以上学历，年龄在30岁以下的受访者占18%；样本企业中制造业企业占比64%，国有企业占比8%。和谐劳动关系氛围与组织韧性显著正相关（r=0.318，p<0.01），这与H1的预期相符；战略共识与和谐劳动关系氛围显著正相关（r=0.184，p<0.01），同时与组织韧性显著正相关（r=0.292，p<0.01），这与H2的推断相一致；变革型领导与和谐劳动关系氛围（r=0.081，p<0.01）、组织韧性（r=0.374，p<0.01）及战略共识（r=0.267，p<0.01）均显著正相关，这为H3提供了初步的数据支持。

（三）研究假设检验结果

本研究采用层级回归方法进行假设检验，分析结果如表3所示。

第一，主效应检验结果。在控制了性别、年龄、学历、行业类型、企业性质之后，将和谐劳动关系氛围纳入模型（2），结果显示和谐劳动关系氛围对组织韧性有显著的促进作用（β=0.191，p<0.01），本文的研究假设H1获得验证。

第二，中介效应检验结果。在模型（2）检验结果的基础上，第二步检验和谐劳动关系氛围对战略共识的影响，模型（5）的结果显示和谐劳动关系氛围对战略共识具有显著的正向影响（β=0.166，p<0.01）。第三步检验战略共识的中介作用，与模型（2）相比，模型（3）进一步纳入战略共识变量后，和谐劳动关系氛围对组织韧性的影响明显减弱但仍然显著（△β=0.084，p<0.05），表明和谐劳动关系氛围对组织韧性的正向影响部分通过战略共识进行传递，本文的研究假设H2得到验证。

第三，调节效应检验结果。模型（6）的结果显示，变革型领导对战略共识的回归系数显著为正（β=0.226，p<0.01），且变革型领导与和谐劳动关系氛围交互项对战略共识的回归系数也显著为正（β=0.045，p<0.01），表明变革型领导正向调节和谐劳动关系氛围与战略共识之间的正相关关系（如图2所示）。相似地，模型（4）的结果显示，变革型领导对组织韧性的回归系数显著为正（β=0.158，p<0.01），且变革型领导与和谐劳动关系氛围交互项对组织韧性的回归系数也显著为正（β=0.226，p<0.01），表明变革型领导正向调节和谐劳动关系氛围与组织韧性之间的正相关关系（如图3所示）。综合上述结果，变革型领导能够强化和谐劳动关系氛围通过战略共识对组织韧性的正向影响，研究假设H3得到验证。

图 2 变革型领导对劳动关系氛围与战略共识关系的调节效应

图选项

图 3 变革型领导对劳动关系氛围与组织韧性关系的调节效应

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（四）内生性问题与稳健性检验

本文采用成熟的量表能够在很大程度上避免因测量误差导致的内生性问题，但限于调查研究及截面数据的固有缺陷，以下两类内生性问题可能会挑战主效应检验结果的稳健性：一是反向因果关系导致的内生性，重视培育和提升自身组织韧性的企业可能更注重组织和谐劳动关系氛围的营造，对此本文采用IV-2SLS进行检验；二是样本选择偏差导致的内生性，尽管本文通过随机抽样的方式确定样本，但抽样框限定在山东省范围内，且因疫情等影响问卷回收情况与理想的抽样分布难以完全一致，本文拟使用Heckman自选择模型进行控制。以上两种内生性问题处理方法均需要选择合适的工具变量。一个有效的工具变量需要同时满足相关性与外生性条件，本文选取2021年企业所在地获得省人社厅等单位联合命名表彰的“山东省劳动关系和谐企业”和“山东省劳动关系和谐园区”的数量作为和谐劳动关系氛围的工具变量，基本逻辑是：企业所在地级市省级和谐企业及园区数量越多，表明该地区和谐劳动关系氛围越浓厚，但这一环境变量对个体企业的组织韧性通常没有直接影响。

如表4所示，Hausman检验结果的p值均小于0.05，可以认为和谐劳动关系氛围具有一定的内生性，进行内生性问题检验是必要的。两个工具变量的估计系数均显著为正，对内生变量和谐劳动关系氛围具有较好的解释力，且F统计量均大于50，因此不存在弱工具变量，所选取的工具变量满足相关性条件；过度识别检验χ²统计量均不显著，表明工具变量与扰动项不相关，满足外生性条件。表4第二阶段（2）的估计结果表明，在使用合适的工具变量控制内生性后，和谐劳动关系氛围的系数仍显著为正（β=0.082，p<0.01），主效应检验结果对反向因果内生性问题保持稳健。同样，第二阶段（4）的估计结果表明，逆米尔斯比率的回归结果显著（β=0.022，p<0.05），说明自选择问题确实存在，更为重要的是，和谐劳动关系氛围的估计系数仍然显著为正（β=0.068，p<0.01），表明主效应检验结果对于自选择导致的内生性问题保持稳健。

由于中介效应估计系数很难满足正态分布，可能导致基于Sobel检验的四步中介效应检验方法存在偏误，因此进一步运用偏差校正的非参数百分位Bootstrapping法，对战略共识在和谐劳动关系氛围与组织韧性关系中的中介效应进行稳健性测试。在原有样本数据（N=482）的基础上，重复随机抽取1 000个样本进行检验，以获得稳健标准误和置信区间。如表5所示，在和谐劳动关系氛围对组织韧性的影响中，95%置信区间[0.036，0.074]不包含0，战略共识的中介效应显著（β=0.307，p<0.01），占总效应的73.5%。进一步解构发现，战略共识三大维度战略理解、战略认同和战略承诺在和谐劳动关系氛围对组织韧性的关系中均具有显著的中介效应。上述结果表明，本文中介效应的检验结果是稳健的。

本文按照有调节的中介效应模型检验步骤，同样采用Bootstrapping方法，进一步检验变革型领导调节效应的稳健性。样本抽取方式与表5相同。检验结果如表6所示，可以看出，在变革型领导水平较低的条件下，和谐劳动关系氛围通过战略共识对组织韧性的间接影响在10%的水平下显著为正（β=0.216，p<0.1）；在变革型领导水平较高的条件下间接效应在1%的水平下显著为正（β=0.509，p<0.01），且两者的差异也显著（△β=0.293，p<0.05）。上述结果说明变革型领导能够强化和谐劳动关系氛围通过战略共识的中介对组织韧性产生的正向影响，表明本文调节效应的检验结果是稳健的。

（一）研究结论

十八大以来党中央高度重视劳动关系工作，将构建有中国特色的和谐劳动关系摆在了重要位置。在此背景下，如何通过和谐劳动关系氛围的营造来提升组织韧性，积极应对时代发展带来的挑战，是摆在学界和业界面前的重大课题。本文通过对现有文献的梳理和归纳，利用针对科技型中小企业的大规模抽样调查数据，从战略共识角度深入探究和谐劳动关系氛围对组织韧性的作用机制，并进一步考察了变革型领导对和谐劳动关系氛围、战略共识与组织韧性关系的影响。研究发现，和谐劳动关系氛围能够显著影响员工的积极情绪、情感契约和交互动机从而提升组织韧性，战略共识在此过程中起到显著的中介作用。和谐劳动关系氛围对战略共识和组织韧性的影响受到变革型领导行为的调节，组织变革型领导水平越高，和谐劳动关系氛围越有助于员工达成战略共识，反之和谐劳动关系氛围对战略共识的促进作用将被削弱；变革型领导水平越高，和谐劳动关系氛围对组织韧性的正向影响越强，而变革型领导水平越低，和谐劳动关系氛围对组织韧性的正向影响越弱。

（二）理论贡献

本文存在以下几个方面的理论贡献：

（1）丰富了劳动关系氛围组织后果及作用机制相关研究。与以往研究不同，本文立足于非常态环境，选取组织韧性作为结果变量，重新审视劳动关系氛围对不确定性环境下组织行为的影响及内在机理，拓展了劳动关系氛围影响效应相关理论。另外，借鉴战略人力资源管理的相关文献，通过战略共识这把“钥匙”构建了劳动关系氛围与组织韧性关系的作用模型，验证了劳动关系氛围可以通过战略共识影响组织行为，这为个体心理认知与组织行为关系研究提供了新的思路，对于揭示劳动关系氛围的影响过程这个“黑箱”有理论建构意义。

（2）拓展了劳动关系氛围影响的理论情境。诸多文献发现管理者的行为会对劳动关系氛围及效果产生重要影响（Bryson，2005；Deery和Iverson，2005；Pyman等，2010），但这些研究主要集中于工会化工作场所，侧重于“管理者—工会代表—员工”关系的理论情境，弱工会和非工会化工作场所方面的情境研究较为缺乏。本文通过构建有调节的中介模型考察了变革型领导行为的边界效应及其与中介变量的综合作用过程，发现变革型领导提供了非工会化工作场所条件下劳动关系氛围产生影响的重要组织情境，这不仅佐证了领导行为在组织危机管理中的战略价值，更重要的是立足于中国弱工会背景进一步拓展了劳动关系氛围的作用情境。

（3）为解释组织韧性能力产生的前因提供了新的理论视角。本文从关注和满足员工对友好组织氛围需求的角度，对组织韧性的影响因素研究进行了推进，拓宽了劳动关系和组织行为的交叉研究领域。在中国组织情境下，什么样的组织能够具备逆境反弹的韧性能力呢？针对这一问题，以往研究发现资源冗余（Williams等，2017）、试错和风险承担（Ortiz-de-Mandojana和Bansal，2016）、循环学习（Massa，2017）等具有积极作用，并强调组织成员个体心理感知对组织韧性形成的基础作用（Gibson和Tarrant，2010）。尽管这些成果令我们对组织韧性影响因素的认识不断加深，然而受制于组织韧性的情境依赖和多维复合特征，目前理论界对组织韧性形成机制的积累并不充分，尤其是对个体心理动机如何催生组织韧性这一基础路径仍语焉不详。在这种情况下，本文从关注和满足员工对友好组织氛围需求的角度，研究了组织韧性产生的重要前因即和谐劳动关系氛围，研究结果不仅为解释组织韧性的前因提供了新的理论视角，而且能够在劳动关系研究与组织行为研究之间建立起一个通道，为后续研究提供有新意的理论架构。

（三）管理启示

本文揭示了和谐劳动关系氛围对于组织应对动态环境所具有的重要价值和力量，发现了劳动关系氛围提升组织韧性的战略路径和边界条件，为新时期中国特色和谐劳动关系构建与组织竞争力持续提升提供了协同思路，对于中国企业的管理实践具有一定的指导意义。

（1）重视“和谐的力量”，积极营造和谐的劳动关系氛围。组织韧性是组织应对多元逆境、在危机情境下重构竞争优势的关键能力，但组织韧性并非产生于真空中，需要组织全体成员的通力合作。本文最重要的发现是和谐也是一种力量，和谐劳动关系氛围有助于提高组织韧性，由此如何营造和谐劳动关系氛围对于企业保持持续竞争优势至关重要。换言之，在VUCA特征日益明显的环境下，企业应高度重视营造和谐劳动关系氛围，以便为企业和员工的协同发展提供支持。要建立和谐劳动关系氛围，首先要设身处地为员工利益考虑，与员工建立双赢互信的关系；此外，员工在工作中产生不满难以避免，畅通的沟通机制可以让员工的不满有宣泄的出口，有效避免劳动争议的产生，如成立申述委员会等。

（2）遏制战略决策“一言堂”现象，提高员工的战略共识程度。在战略竞争时代，有效的战略管理是企业获取长期竞争优势的主要手段（Amason，1996）。有效的战略管理绝不仅仅是少数管理者的事情，战略决策的“一言堂”不仅不利于战略准确性，也使得员工无法充分理解战略目标的内涵及对自己行为的期望和角色要求（杨付等，2014），导致企业内部战略认同和情感承诺难以建立。面对复杂和动态的外部环境，企业管理者唯有与员工战略共创进而达成战略共识，才能够打破战略执行“曲高和寡”的尴尬局面，最大限度地保证新战略的可靠性，精心制定的战略才能够得到有效执行和积极投入。本文的研究结论同时表明，员工的战略共识能够传导劳动关系氛围对组织的积极影响，是不确定性环境下和谐劳动关系氛围激发组织韧性能力的战略通道。因此，企业应以优化战略管理为突破口，构建战略人力资源管理理念及其配套政策，加强对员工战略共识的培育和管理工作。例如，吸纳员工代表和工会代表进入战略决策委员会和愿景研讨会，与员工进行持续的愿景澄清和战略沟通；通过建立正式机制及推动内部信息系统建设等方式，积极引导高管团队与员工间的交流与知识共享活动等。

（3）点亮企业和谐发展的“航标灯”，突出变革型领导行为的引导作用。随着市场经济的发展和市场交易逻辑在企业内部的盛行，劳动的商品属性无形中被放大，导致员工和企业在根本利益上对立的风险。而经济社会转型和互联网的广泛应用又导致员工价值观的日益多元化，利己主义思潮和行为模式在潜移默化中不断增多（崔勋等，2012）。以上关于企业和员工的变化趋势综合在一起，加之近年来逆全球化、贸易争端、传染病疫情等突发和不确定性事件深刻改变了企业的生存环境，企业内部潜藏的劳资矛盾逐渐凸显和激化，对非常态环境下企业员工关系特别是劳动关系管理提出了严峻挑战，如何构建和谐劳动关系、促进企业和谐发展成为亟待解决的重要课题。本文发现变革型领导行为有助于和谐劳动关系氛围的形成及积极效应的产生，是非常态环境下引导员工营造和谐劳动关系氛围、增强战略共识进而推动组织实现逆境前行的“航标灯”。由此，企业在构建和谐劳动关系的过程中或是在处理劳资争议甚至集体行动等劳动关系相关问题时，不应仅关注协商、调解、仲裁等制度建设层面相关措施的建立与执行，更应该考虑如何通过变革型领导的引导作用增进和谐氛围与战略共识，才能从根本上筑牢企业与员工之间的信赖关系，最终促进企业的和谐发展。

（三）研究局限与未来展望

作为探索性研究，本文不可避免地存在局限性和值得进一步深入研究的地方。首先，和谐劳动关系氛围作为组织成员个体对工作氛围的自我感知，其与组织整体层面的韧性能力表现之间必然存在复杂的和千丝万缕的联系，任何影响“个体—组织”匹配能力的因素都有可能充当中介变量的角色。本文基于战略人力资源管理相关文献，极具尝试意义地考察了战略共识在劳动关系氛围与组织韧性之间的传递作用，尽管实证结果符合理论预期，但也仅是找到了打开黑箱的一把“钥匙”，未来还需要从多种视角刻画和呈现两者之间的作用机制及实证联系。其次，本文将变革型领导作为情境变量纳入劳动关系氛围与组织韧性关系的讨论中，虽然在一定程度上拓展了非工会化工作场所条件下劳动关系氛围产生影响的重要组织情境，但由于未能将文化因素同时包含进来作为调节变量，结论是否能够适应于不同的文化情境，还需要进一步研究。相关研究表明，文化因素无论对于和谐劳动关系氛围的形成（吕景春和李永杰，2008）还是组织韧性的产生（Massa，2017）都具有深刻影响。最后，在研究效度方面本文也存在一定的局限性。本文的抽样调查限定于山东省内且观测样本仅限于科技型中小企业，这对研究结论的外部效度产生冲击，可能会降低研究结论的普适性；而且在员工层面的变量测量中，仅在企业内非随机地邀请几名员工进行作答，可能会影响测量效度，需要进一步结合企业员工人口背景特征及职位类别开展多阶段分层随机抽样调查^②。

① 考虑到本文检验模型中主要被解释变量“组织韧性”的测量数据来自于B问卷受访管理者的作答，且A问卷存在同一家企业2名以上受访员工作答的情况，因此仅控制了受访管理者个体特征的可能影响，而未将受访员工的个体特征因素纳入控制变量。

② 感谢审稿人提醒本文作者注意到这一点。