一、引　言

人力资本是实现创新的关键内生动力来源（Aghion和Howitt，1992）。党的二十届三中全会提出，构建支持全面创新体制机制，统筹推进教育科技人才体制机制一体改革。落实到企业层面，需要完善拴心留人机制，构建契合创新需求的人才管理体系，在“留得住、用得好”的基础上，让人才潜心“做研究、搞创新”。在企业人力资本结构中，管理者与员工是重要组成部分，能够显著影响企业创新水平（Chemmanur等，2019；张亮等，2024）。高素质的劳动者能够激发创新活力（D’Acunto，2014）。在我国实施创新驱动发展战略的背景下，亟须培育更多具有自主知识产权与核心竞争力的创新型企业，高素质人才去留成为关键问题之一。当人力资本在企业创新中的作用愈显重要时，劳动关系会随之发生变化，协商共事、合作共赢、发展共享的和谐劳动关系正逐步取代过往“雇佣”“从属”“对立”的劳动关系（程延园，2016）。如果雇主与雇员的利益存在分歧，则劳动关系存在对立冲突可能；而在劳动关系和谐的企业中，企业关爱职工，职工爱岗爱企，双方互惠交换能够缓解冲突，从而有利于企业持续积累创新所需的人力资本。

作为联结劳动力所有者与使用者各类关系的总和，劳动关系对社会经济结构的优化调整具有重要作用，对推动高质量发展影响深远（袁凌等，2012；沈永建等，2023；张军等，2023）。现有探讨劳动关系对企业创新影响的文献主要聚焦两个维度：一是法律对劳动关系的保障机制，二是企业对劳动保护的主观意愿。在法律层面，劳动保护被证实对创新具有显著的溢出激励（Acharya等，2013，2014；倪骁然和朱玉杰，2016；李逸飞等，2024），但过度强化的劳动保护机制也可能抑制企业创新活力（Bradley等，2017；Francis等，2018）。在企业主观意愿层面，为员工提供良好的工作场所、善待员工、提升员工满意度等均能显著提升企业创新能力（Chen等，2016a，b；Liu等，2020；许红梅等，2021）。然而，针对企业层面和谐劳动关系的整体评估及其经济后果的系统性研究仍较为匮乏。Snape和Redman（2012）研究发现，企业内部劳动关系氛围与劳动者工作效率及态度密切相关。那么，在激发企业内生动力与创新活力愈发重要的当下，和谐劳动关系构建能否通过促进劳动者间信任与合作，“留住”并“用好”创新所需人力资本，从而促进企业创新？

作为企业可持续发展的基石，和谐劳动关系不仅涉及员工基本权益保障（如劳动报酬、休息休假、社会保险和职业技能培训等），还涵盖企业对劳动者的关怀及劳动者对企业的忠诚。作为核心人力资本，管理者与员工是企业的重要组成部分。基于此，本文探讨和谐劳动关系对企业创新的双重影响路径：员工与员工以及管理层与员工的和谐劳动关系。一方面，员工与员工的和谐劳动关系能激发员工对创新流程的参与度，促进部门内及部门间知识流动与信息共享，助力企业“用好”人才，优化创新各环节；同时，和谐工作氛围能强化员工的组织归属感（Deery和Iverson，2005），有利于企业“留住”人才，持续开展创新项目。另一方面，由于企业创新通常具有投入高、风险大、周期长等特征（Holmstrom，1989），管理层需要具备敏锐的市场洞察力与长远眼光，因此如何“用好”管理层决策与领导才能，成为促进企业创新的关键。管理层与员工的和谐劳动关系通过促进上下级信息共享，助力管理层更及时掌握产品信息与市场动态，从而增强其信心并发挥决策才能；同时，管理层为吸引并留住人才而提供优越的激励条件，员工以更高工作热情回馈企业，进一步提升管理层对企业创新能力的预期，营造鼓励创新、包容失败的环境（Gouldner，1960；Manso，2011），引领员工持续开展创新活动。

然而，和谐劳动关系也可能对企业创新产生负面效应。长期稳定的工作环境易使员工安于现状，降低创新参与度（Francis等，2018）；过度的劳动保护会弱化竞争压力，导致员工缺勤和偷懒，削弱创新活力。和谐劳动关系构建中的大量资金投入会挤占原本用于技术研发与产品创新的资源，限制管理层在企业创新上的决策空间。由此，员工与管理层的创新才能难以充分施展，企业创新活动难以持续推进。

本文选取2003—2022年中国A股上市公司为研究样本，以“全国模范劳动关系和谐企业”评选结果作为和谐劳动关系的判定依据，构建多时点双重差分模型，考察了和谐劳动关系对企业创新的影响。研究发现，在获评和谐劳动关系企业后，其创新能力显著增强。员工与员工以及管理层与员工的和谐劳动关系构成两条机制路径，即和谐劳动关系通过提升员工的创新参与度与组织归属感、促进管理层与员工的信息共享及双向“激励—回报”，提升企业创新水平。进一步分析发现，在内部创新资源充裕、外部创新氛围良好的企业中，和谐劳动关系对创新的促进作用尤为显著。

本文的研究贡献主要体现在：第一，采用了全新且权威的和谐劳动关系判定依据。本文将“和谐劳动关系”作为核心变量，利用国家协调劳动关系三方联合开展的“全国模范劳动关系和谐企业”评选结果作为判定依据。该评选由国家级权威机构主导，已连续举办多届，形成稳定的评价体系与历史数据积累，结果获社会广泛认可与重视，具有高度的官方性、公正性与权威性。第二，本文从劳动关系视角丰富了企业创新的影响因素研究。现有文献大多聚焦劳动关系的法律保障机制与企业层面的劳动保护意愿对创新的溢出效应（倪骁然和朱玉杰，2016；许红梅等，2021），本文则基于企业和谐劳动关系整体评估，从员工与员工以及管理层与员工互惠交换的视角，探讨并发现其对创新的促进作用。第三，本文证实了和谐劳动关系构建的积极意义。本文的研究结果充分反映了劳动关系和谐与否对激发企业创新活力进而强化科技“硬实力”、厚植创新“软实力”的关键作用，这既为我国持续推进和谐劳动关系构建提供了新的参考，也为国家探索支持企业高质量创新提供了微观证据。

二、制度背景、文献综述与研究假说

（一）制度背景

构建和谐劳动关系是党和国家一直以来关注的重点内容，也是保障和改善民生的重大战略之一。2002年11月，党的十六大报告首次提出“社会更加和谐”目标，并在社会就业、收入分配等劳动关系相关领域作出重要部署。2012年11月，党的十八大报告明确“构建和谐劳动关系”的战略任务，自此和谐成为我国劳动关系领域的核心议题。2015年4月，党中央、国务院印发《关于构建和谐劳动关系的意见》，基本确立中国特色和谐劳动关系体制机制框架。2022年10月，党的二十大报告进一步强调“健全劳动法律法规，完善劳动关系协商协调机制”，为新时代构建中国特色和谐劳动关系提供了战略指引。

2006年4月，在推动和谐社会与新型劳动关系建设的背景下，中华全国总工会印发《关于开展创建劳动关系和谐企业活动的意见》，全国模范劳动关系企业评选活动应运而生。2007年，国家协调劳动关系三方联合人力资源和社会保障部（2008年之前为劳动和社会保障部）、中华全国总工会、中国企业联合会/中国企业家协会以及中华全国工商业联合会，正式在全国开展创建劳动关系和谐企业活动，即“全国模范劳动关系和谐企业”评选活动。截至2022年，该评选已分别在2007年、2011年、2019年和2022年开展四届。

“全国模范劳动关系和谐企业”评选从区县开始，经地市、省级逐层审核，最终由国家层面予以表彰，形成层层遴选的评选机制。评选标准涵盖八大核心维度：劳动合同管理、职工权益保障、安全生产、集体协商、民主管理、争议处理、职工发展以及党建引领。可见，评选体系既重刚性定量指标，如劳动合同管理维度中劳动合同签订率与职工参保率均须达100%；也倡柔性治理理念，如注重构建工会、企业党组织等多方参与的联动机制。在此框架下，该评选能全面且有效评估企业在构建规范有序、公正合理、互利共赢劳动关系上的示范作用。综上所述，评选机制保障了流程的科学性与透明度，彰显了结果的公正性与权威性。

（二）文献综述

1. 劳动关系的经济后果。作为联结劳动力所有者与使用者各类关系的总和，劳动关系在社会经济结构的优化调整中发挥重要作用，对推动高质量发展影响深远（袁凌等，2012；沈永建等，2023；张军等，2023）。在微观层面，企业劳动关系氛围是员工在工作互动中对其他劳动者行为的感知（Angle和Perry，1986），会影响员工的工作效率与工作态度等。良好的劳动关系氛围能提升员工的工作满意度，降低缺勤率与离职率（Lee，2004；崔勋等，2012；倪昌红等，2013），从而改善“生产—售后”全流程，提高企业生产效率和产品质量（Wu和Lee，2001）。进一步地，劳动关系和谐有助于提升组织有效性与企业韧性（Wagar，1997；迟冬梅等，2023）。

不和谐的劳动关系往往导致员工士气低落、组织承诺减弱，这些心理与行为层面的负面影响会推高员工流失率，增加企业招聘与培训成本（Snape和Redman，2012，陈万思等，2013）。当企业提供缺乏劳动合同保障、工作稳定性差的非正规就业岗位时，工资差距将进一步拉大（邢春冰和邱康权，2024），加剧劳动力市场摩擦。劳动纠纷频发会损害企业社会声誉，削弱消费者与投资者对企业的信任，从而影响企业的市场竞争力与长期发展（Deery和Iverson，2005）。更严重的是，劳动冲突所引发的罢工、停工、劳动争议仲裁或诉讼等不仅会中断企业正常运营，还会造成生产效率下降与收入损失，对区域主要行业的投资与生产率产生负面影响（Alder等，2023）。作为负面公共信息，劳动纠纷案件会抬升劳动者失业预期，抑制家庭消费支出，从而对经济增长造成不利影响（马鑫，2022）。

2. 劳动关系与企业创新。现有文献深入探讨了法律对劳动关系的保障机制对企业创新行为的影响。基于欧美数据的研究表明，《不当解雇法》的出台可保护员工免受不公正解雇，维护其作为劳动者的基本权益，从而提升员工创新努力，并激励公司投资于有风险的创新项目（Acharya等，2013，2014）。在我国，针对劳动者的强制性保护措施，如2008年《中华人民共和国劳动合同法》、2011年《中华人民共和国社会保险法》等，被证实对创新具有显著的溢出激励（倪骁然和朱玉杰，2016；李逸飞等，2024）。然而，强化劳动保护并非全然有益，过度强化会使技术研发人员懈怠，扭曲劳动力流动，甚至阻碍风险投资进入，给创新型企业培育带来负面影响（Bozkaya和Kerr，2014；Francis等，2018）。作为法律认可的代表劳工利益的组织，美国工会反而抑制企业创新发展（Bradley等，2017）。可见，法律层面的强制性劳动保护在促进创新上虽有溢出效应，但也可能伴随一定的资源错配与效率损耗。

部分文献关注企业在法律之外，通过优化内部治理、提升员工体验与满意度等“软性激励”机制推动创新的路径，尤其将企业对员工福利、工作环境和人文关怀的主动投入视为激发创新潜力的重要补充。企业优化员工福利、营造员工友好型工作环境，可显著提升创新活动成效（Chen等，2016a，b）。许红梅等（2021）基于“中国年度最佳雇主100强”榜单结果，验证了员工满意度对企业创新的提升作用。

综上所述，当前相关领域的研究成果已较为丰富，但仍有补充空间：第一，现有研究对和谐劳动关系的度量口径不一，且主观性较强。党和国家要求的和谐劳动关系涉及多方面建设，判断其和谐与否需综合考虑制度达标、主观意愿等多个维度。自2007年起，国家协调劳动关系三方联合开展“全国模范劳动关系和谐企业”评选，为本文提供了更精准的识别依据。第二，现有文献侧重探索劳动关系在组织行为学领域的经济后果（如组织效率、韧性与员工满意度等），对企业创新的关注较少。本文立足企业创新视角，评估了构建和谐劳动关系的效果。第三，管理层与员工在企业创新中缺一不可。关于创新的影响因素，现有文献大多考察如何激发管理层创新意愿，对劳动者之间关系和谐、互惠交换在创新中的作用探讨不足。本文完善了企业创新影响因素领域的理论框架。

（三）研究假说

和谐劳动关系强调对职工劳动报酬、休息休假、社会保险、职业技能培训等基本权益的保障，蕴含管理层关怀职工、职工爱岗爱企两层内涵。人社部劳动关系司在解读《关于推进新时代和谐劳动关系创建活动的意见》有关问题时，指出和谐劳动关系构建需不断夯实劳动关系双方协商共事、合作共赢、发展共享的共同思想基础。据此，和谐劳动关系对企业创新的影响路径主要体现在员工与员工以及管理层与员工的和谐关系两个层面。

社会交换理论（Blau，2017）指出，人际关系遵循互惠交换原则，个体在社会互动中倾向于相互给予与回报，这种互惠性是维系社会关系稳定与持续的基础。员工与员工的和谐关系通过员工间互惠交换，提升其对创新全流程的参与度与组织归属感，从而提高劳动要素增加值与团队稳定性，促进企业创新。从员工创新参与的视角看，和谐劳动关系能提高部门内及部门间员工在创新各环节的参与度，起到提速增效的作用。在部门内，产品构思阶段需要不同员工或团队交流想法（Goldenberg等，1999），员工间高效的信息反馈可降低沟通成本，及时优化构思，确保创新可行；创新执行阶段需要大量员工知识耦合与协作（Yayavaram和Chen，2015；Olan等，2019；徐露允和龚红，2021），员工团结协作、优势互补，使执行创新决策时事半功倍。在部门间，和谐劳动关系下各部门团结度提升，可促进信息对接，缓解创新过程中的信息不对称。可见，部门内及部门间员工关系和谐能促使其更积极参与创新各环节，提高研发生产效率与劳动要素增加值，从而提升企业创新能力。

从员工组织归属的视角看，和谐劳动关系氛围有助于增强员工对组织的承诺与忠诚，提升员工的归属感（Deery和Iverson，2005），使其更关注企业长期价值，形成容忍失败、立足长远的认知（Sauermann和Cohen，2010；Manso，2011；Flammer和Kacperczyk，2016）。创新项目具有高风险与长期性特征，需要人力资源持续投入。在此过程中，和谐劳动关系对创新项目执行团队的稳定性至关重要，可有效避免人员冲突所引发的非必要人才流失（Core和Guay，2001），保障创新项目持续推进。

管理层与员工的和谐关系通过上下级互惠交换，不仅有助于促进层级间信息共享与互信建立，更能借助互动中的认知与情感传递，形成管理层与员工的双向影响机制。从信息共享的视角看，企业创新是复杂的系统工程（Holmstrom，1989），管理层处于创新战略制定的核心位置，但因通常不直接参与产品研发与客户反馈，对创新风险与回报的评估容易存在主观偏差（Gavetti，2012）。员工身处业务一线，掌握关键产品反馈与市场动向。良好的管理层与员工信息反馈机制可缓解信息不对称，使管理者在感知上更趋理性，从而做出更具前瞻性与风险容忍度的创新决策（Adner和Feiler，2019）。管理层基于信任与尊重，对员工合理授权与支持，也能增强员工工作投入与创新积极性。

从双向“激励—回报”的视角看，管理层通过打造员工友好型工作场所（如灵活的工作制度、良好的办公环境与优渥的福利安排），吸引并留住创新人才，增强其组织忠诚度与工作效率（Black和Lynch，2004；Bloom等，2015；Chen等，2016b）。员工将良好的工作条件视为企业“馈赠”，以提升工作努力程度作为回报（Organ，1997；Farh等，2007）。此时，管理层感知到员工的支持与信任以及员工间和谐奋进的工作氛围，认可团队的凝聚力与执行力，从而增强对企业未来发展的信心及容忍创新失败的能力（Gouldner，1960；Manso，2011）。可见，员工与管理层不仅是组织内两个独立主体，更是企业创新能力提升中互为倚重的角色（Adner和Kapoor，2010）。借助信息共享与双向“激励—回报”机制，管理层可更精准把握创新决策，员工也以增加工作投入、积极参与创新来回应企业激励，形成良性互动，促进企业创新发展。据此，本文提出以下假说：

假说1a：和谐劳动关系能够促进企业创新。

然而，和谐劳动关系也可能削弱员工创新活力，干扰管理层创新决策，最终抑制企业创新。在员工创新活力层面，一方面，和谐劳动关系氛围可能导致过度的员工关怀，使员工处于安逸稳定的工作环境中，从而降低创新意愿与参与度（Francis等，2018）；另一方面，和谐劳动关系可能引发过度的劳动保护，弱化员工间竞争压力，降低对“优胜劣汰”机制的敏感性，最终加大企业激励难度（John等，2015）。在此背景下，和谐劳动关系将加剧员工惰性与缺勤可能，降低工作效率（Ichino和Riphahn，2005；李波和蒋殿春，2019），最终削弱员工创新活力。

在管理层创新决策层面，和谐劳动关系的构建往往伴随企业在人力资源管理上的大量投入，如薪酬激励、职业培训、安全保障以及办公环境改善等。这些支出虽提升了员工福利，但挤占了原本用于技术研发与产品创新的资金，限制了企业在创新层面的决策空间。同时，在维护和谐劳动关系的过程中，管理层会更聚焦内部劳动关系的和谐稳定，倾向选择稳健经营模式，从而削弱创新动机。据此，本文提出以下竞争性假说：

假说1b：和谐劳动关系会抑制企业创新。

三、研究设计

（一）数据来源与样本选取

本文选取2003—2022年中国A股上市公司为研究样本，考察和谐劳动关系对企业创新的影响。其中，和谐劳动关系企业评选数据来源于人力资源和社会保障部官网，经手工收集后，人工匹配评选名单中的上市公司及其集团公司下属上市公司。企业创新数据来自CNRDS数据库，公司财务与公司治理数据来自CSMAR数据库，地区生产总值数据来自《中国统计年鉴》。本文剔除了金融业、ST和*ST企业以及主要变量缺失的样本，最终得到46 655个公司—年份观测值。本文对所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理，以缓解异常值对回归结果的干扰。

（二）变量定义

1. 解释变量：劳动关系和谐企业（Post）。2006年7月，为促进和谐劳动关系发展，服务构建和谐社会大局，国家协调劳动关系三方，联合人力资源和社会保障部、中华全国总工会、中国企业联合会/中国企业家协会以及中华全国工商业联合会下发《关于开展创建劳动关系和谐企业与工业园区活动的通知》，启动劳动关系和谐企业评选。截至2022年，“模范劳动关系和谐企业”评选共举办4次，分别在2007年、2011年、2019年和2022年。本文对变量Post的定义如下：若上市公司或其所属集团公司在上述4次评选中获评“全国模范劳动关系和谐企业”，则获评最早年份及之后年份取值为1，否则为0。

2. 被解释变量：企业创新（Innovation）。参考He和Tian（2013）以及黎文靖和郑曼妮（2016）的研究，本文以企业被授权专利数量加1后取自然对数来衡量创新。这主要是因为：第一，企业研发投入包含较多混杂因素，难以真实反映创新活动的净投入（He和Tian，2013），故用创新产出表征企业创新更加合理；第二，专利授权需要经过审查流程才能确认，被授权意味着专利有效，相较于专利申请更能体现企业真实的创新能力。

（三）模型设定

本文采用多时点双重差分模型来检验研究假说，回归模型如式（1）所示。被解释变量为企业的创新力度，解释变量为企业是否获评和谐劳动关系企业。控制变量包含企业财务、公司治理以及地区数据，变量定义见表1。同时，本文控制了公司固定效应（γ_i）和年份固定效应（θ_t）。

四、实证结果分析

（一）描述性统计 ¹

描述性统计结果显示，Innovation的均值为2.1680，中位数为2.1972，表明企业某一年申请专利的平均数量约为7—8个，可见我国创新发展已取得显著成效；Innovation的最小值为0，最大值为6.4800，标准差为1.7305，表明各企业的创新水平仍存在较大差距。Post的均值为0.0267，即获评和谐劳动关系企业的公司—年份观测值占比约2.7%，表明评选范围较小，筛选较为严格。控制变量的统计结果与现有文献具有较强的可比性，数值均在合理区间内。

（二）基准回归分析

表2报告了和谐劳动关系与企业创新的基准回归结果。可以看到，Post的回归系数均在1%的水平上显著为正，表明获评和谐劳动关系企业会促进企业创新行为，支持了假说1a。从经济意义看，以列（3）为例，在获评和谐劳动关系企业后，企业创新水平将提升约15.63%， ²具有较高的经济显著性。

（三）稳健性检验

1. 事前趋势检验。为保证双重差分模型估计系数的一致性，缓解政策前趋势对估计结果的影响，本文进行了平行趋势检验。本文以企业获评和谐劳动关系企业的当年为参照（t年），将Post划分为评选前后的多个时间虚拟变量，即生成从Post_Before11（t−11年及之前）至Post_After10（t+10年及之后）共22个时间虚拟变量；随后，以Post_Before1（t−1年）为基期，将其余21个时间虚拟变量纳入回归模型中进行估计。结果显示，t年之前的时间虚拟变量系数几乎均与0无显著差异，而t+2年及之后的时间虚拟变量系数均显著为正。这表明在获评和谐劳动关系企业之前，实验组与对照组企业的技术创新程度无显著差异；而在此之后，实验组企业的创新活动显著增加，从而满足双重差分模型的平行趋势假定。

2. Goodman-Bacon分解。在多时点双重差分模型下，政策效应的估计系数可能由四种情形的处理效应加权得到：实验组vs.对照组、早期实验组vs.晚期对照组、晚期实验组vs.早期对照组以及晚期实验组vs.早期实验组。若后三种情形存在，且其加权估计系数对最终政策效应估计系数的影响较大，则政策效应估计结果将出现偏误。参考Goodman-Bacon（2021）的研究，本文对回归模型的估计系数进行了分解。表3结果显示， ³三种情形的估计系数均为正，且实验组与对照组之间的处理效应权重达0.930，高于90%，即本文关注的和谐劳动关系对企业创新的净效应占比最高，其估计系数0.549与双重差分模型下的总估计量0.576基本一致。因此，本文采用的多时点双重差分模型不存在因其他处理效应而导致的估计量偏误问题。

3. 缓解异质性处理效应。本文研究的“全国模范劳动关系和谐企业”评选活动分年份开展，由于各批次评选时间不同，多时点双重差分估计可能存在异质性处理效应。为此，借鉴Cengiz等（2019）的研究，本文采用堆叠双重差分方法，围绕各批次评选时间点分别构造局部样本并进行估计，以缓解多时点处理下异质性效应对识别结果的干扰，从而更稳健地识别政策对企业创新的影响。在缓解异质性处理效应后，本文结论依然成立。

4. 安慰剂检验。为缓解回归结果受其他随机性因素干扰的可能，本文随机生成获评和谐劳动关系企业的名单，并对回归模型进行500次重复自抽样回归。结果显示，随机抽样所得到的t值与估计系数均集中在0值附近，基本服从正态分布，且几乎均小于基准回归的估计系数与t值，通过了安慰剂检验。这表明本文估计结果是小概率事件，并非由其他随机因素干扰所致。

5. 缓解样本选择偏误问题。本文采用Heckman两阶段法来缓解样本自选择问题。第一阶段以地区上市公司劳动争议纠纷作为排他性变量，具体计算上市公司所在省份除自身外的劳动争议诉讼仲裁数量， ⁴构造排他性变量Exclusion_Heckman。将该变量与其他控制变量放入回归模型中对Post回归，并计算逆米尔斯比率（IMR）。 ⁵第一阶段结果显示，Exclusion_Heckman的系数在1%的水平上显著为负，表明地区劳动争议纠纷越多，当地上市公司越难构建和谐劳动关系。第二阶段将IMR放入回归模型中对Innovation进行回归，IMR的系数在5%的水平上显著为负，表明存在一定的自选择问题；Post的系数在1%的水平上显著为正，表明本文结论依然成立。

6. 控制多维固定效应。本文通过控制多维固定效应来检验结论的稳健性。具体而言，本文在公司与年份固定效应的基础上，加入了行业与省份固定效应、年份×行业固定效应以及年份×省份固定效应，控制多维固定效应后的回归结果见表4。可以看到，Post的系数显著为正，表明本文结论依然成立。

7. 替换被解释变量。本文选取其他可反映企业技术创新的变量进行稳健性检验。第一，鉴于专利取自然对数作为被解释变量可能存在度量偏误，参考Chen和Roth（2024）的研究，本文以未取自然对数的当年被授权专利数量作为被解释变量，记为Innovation_1，并采用泊松回归模型进行检验。第二，由于被授权专利可能受截断问题影响，参考Hall等（2001）以及王可第（2021）的研究，本文采用半结构方法处理2017年及以后的被授权专利数据，得到Innovation_2。 ⁶第三，参考Bradley等（2017）以及Ding等（2022）的研究，本文以企业两年内被授权专利数量来测度创新，加1后取自然对数得到Innovation_3。第四，参考龙小宁和林菡馨（2018）的研究，本文以企业当年申请并最终获授权的专利数量来测度创新，加1后取自然对数得到Innovation_4。第五，参考余明桂等（2016）的研究，本文以企业当年申请专利数量来测度创新，加1后取自然对数得到Innovation_5。第六，考虑到评选年份对创新活动的时滞影响，本文对Innovation进行滞后一期处理，得到Innovation_6。本文采用上述6个替代变量重新进行回归，结果见表5。在替换企业创新的度量方式后，Post的系数仍显著为正，验证了本文结论的稳健性。

8. 排除替代性解释。“全国模范劳动关系和谐企业”表彰所具有的声誉效应可能缓解融资约束，促进企业创新（Brown等，2009；Ang等，2014）。为排除这一替代性解释，本文参考张悦玫等（2017）的研究，以FC指数（FC）测度企业总体融资约束状况；参考江艇（2022）的研究，采用式（2）检验替代性解释。结果显示， ⁷获评和谐劳动关系企业与融资约束状况无显著的相关性，表明榜单效应未能显著缓解企业融资约束，从而排除了替代性解释。

五、机制检验

基于上文研究结果，和谐劳动关系显著提升了企业创新水平，本文进一步探讨这种作用的实现机制。一方面，员工与员工的和谐关系通过员工间互惠交换，提升其对创新全流程的参与度与组织归属感，从而提高劳动要素增加值与团队稳定性，助力企业创新能力提升。另一方面，管理层与员工的和谐关系通过上下级互惠交换，促进信息共享与双向“激励—回报”，使管理层更准确把握创新决策；同时，员工也以增加工作投入、更积极参与创新回应企业激励，形成良性互动，从而推动企业创新发展。

（一）员工与员工劳动关系和谐

作为典型的强资源依赖性活动（黎文靖和郑曼妮，2016），企业创新需要持续的资源支撑。作为科技创新投入中最具能动性的核心要素，人力资本的可持续性在很大程度上决定企业创新的水平与效果。本文理论分析提出，员工与员工劳动关系和谐可通过两个渠道作用于企业创新水平：第一，和谐劳动关系激发员工对创新流程的参与，有利于企业“用好”人才资源，通过提升劳动要素增加值来促进创新；第二，和谐劳动关系强化员工的组织归属感（Deery和Iverson，2005），有利于企业“留住”人才资源，通过提高技术团队稳定性来持续开展创新活动。

本文借鉴白重恩等（2008）的做法，采用要素成本法增加值的概念，估算上市公司劳动要素增加值（LIV）。LIV的数值越大，表明劳动要素对企业增加值的贡献越大。同时，本文借鉴步丹璐和白晓丹（2013）的做法，以当期与上一期技术人员的变动情况来衡量技术团队稳定性（Tech_Stab）。Tech_Stab的数值越大，表明技术团队变动越大、稳定性越差。参考江艇（2022）的研究，本文使用式（3）检验机制，其中Mechanism为机制变量。

表6列（1）和列（2）报告了劳动要素增加值与技术团队稳定性的机制检验结果。可以看到，Post对LIV的回归系数显著为正，对Tech_Stab的回归系数显著为负，表明获评和谐劳动关系企业后，企业会通过提升劳动要素增加值与团队稳定性来提升创新水平。

（二）管理层与员工劳动关系和谐

管理层与员工是企业创新中互为依赖的关键主体，和谐劳动关系通过促进双方信息共享与双向“激励—回报”机制，提升企业创新能力。本文借鉴马新啸等（2022）的做法，以是否设有员工沟通渠道来衡量管理层与员工信息共享。管理层主动搭建沟通渠道有利于上下级信息流通与意见反馈，若公司有能让员工意见建议传至管理层的较好渠道，则MngEmpCom取1，否则取0。同时，本文借鉴郭蕾等（2019）以及张会丽等（2025）的做法，以员工持股计划来衡量管理层与员工间的“激励—回报”机制。管理层能够通过持股计划与员工建立利益共享、风险分担机制，激发员工主动参与创新。若当年实施或存续员工持股计划，则EmpHold取1，否则取0。表6列（3）和列（4）报告了管理层与员工互动机制的检验结果，Post对MngEmpCom和EmpHold的回归系数均显著为正，表明获评和谐劳动关系企业后，管理层与员工的双向互动更加显著，具体体现为开放沟通渠道的搭建及员工持股计划的实施，从而促进企业创新。

六、异质性分析

（一）内部创新资源的调节效应

本文尝试从员工与高管视角出发，探讨企业内部创新资源如何影响劳动关系与创新技术的相关性。基于员工视角，内生增长理论指出，人力资本是企业技术创新的动力来源（Aghion和Howitt，1992）。在人力资本结构中，高学历员工更有助于企业创新（D’Acunto，2014）。低学历员工大多从事现有技术模仿与应用，而高学历员工因知识储备更丰富，在研发活动中表现更优。本文预期，企业高学历员工占比越高，劳动关系和谐越能促使其大展拳脚，突破现有技术桎梏，从而实现创新。基于高管视角，一方面，高层管理者的技术研发背景是企业的一种专门资产，可使其自身人力资本内化为企业价值，从而更利于创新活动开展（余恕莲和王藤燕，2014）；另一方面，若董事长或总经理具有技术研发背景，则更可能激发企业创新活力，营造创新氛围（Vintila和Gherghina，2012）。在高管引领的创新氛围下，和谐劳动关系能迅速响应创新号召，驱动创新行为。本文预期，高管的技术研发背景可使和谐劳动关系发挥更强的创新驱动作用。

参考孟庆斌等（2019）以及袁军等（2022）的研究，本文分别以硕士及以上学历员工占比、董事长或总经理的技术研发背景来反映企业内部创新资源。若硕士及以上学历员工占比高于同年行业中位数、董事长或总经理具有技术背景，则样本归为内部创新资源较多组，反之则为较少组。分组回归结果见表7，可以看到，当员工学历较高、董事长或总经理具有技术背景时，劳动关系和谐更能提升企业技术创新能力。 ⁸

（二）外部创新氛围的调节效应

本文尝试从行业与地区特征视角出发，探讨外部创新氛围如何影响劳动关系与企业创新的相关性。若处于竞争性行业中，企业面临同行业竞争压力，为在市场中维持竞争力，须不断推出新产品、服务或优化现有业务流程。竞争压力直接促使企业积极创新，甚至调整创新策略以寻求差异化优势（杨震宁和李东红，2010；王雄元和秦江缘，2023）。本文预期，和谐劳动关系所营造的全员积极参与创新的氛围能更好契合企业对创新的渴求，更显著促进企业创新。

地区知识产权保护越弱，企业创新专利面临的侵权风险越高。这种风险不仅直接威胁企业创新成果，还可能使其在长期案件诉讼中耗费大量资源，产生高额诉讼与维权成本。在此情形下，企业较难开展高投入、高风险的创新活动（范红忠和董江琛，2023）。此时，和谐劳动关系可为企业营造稳定积极的工作环境，增强员工团结协作及管理者应对知识产权纠纷的信心；面对纠纷时，企业能更有效整合内部资源，降低成本，从而在市场竞争中保持创新优势。本文预期，地区知识产权保护越弱，和谐劳动关系越能促进企业创新。

本文分别以行业赫芬达尔指数以及按省份存续企业数量调整后的平均知识产权结案数量来反映企业外部创新氛围。若行业赫芬达尔指数低于同年中位数、地区知识产权结案数低于同年中位数，则样本归为外部创新氛围较差组，反之则为较好组。表8分组回归结果显示，当企业所处行业具有竞争性、所处地区知识产权保护较弱时，劳动关系和谐更能促进企业技术创新。

七、结论与政策建议

劳动关系是否和谐事关广大职工与企业的切身利益，关乎经济发展与社会和谐。本文基于中国自2007年起开展的4次“模范劳动关系和谐企业”评选活动，构建多时点双重差分模型，探讨了企业和谐劳动关系对创新的促进作用。研究发现，在获评和谐劳动关系企业后，企业创新水平显著提升，这一结论经过一系列稳健性检验后依然成立。机制检验围绕员工与员工以及管理层与员工的劳动关系两条路径展开，发现和谐劳动关系可通过提升员工创新参与度与组织归属感，以及强化管理层与员工间的信息共享和双向“激励—回报”机制，促进企业创新水平提升。异质性分析表明，对于内部创新资源丰富、处于竞争性行业以及知识产权保护较弱地区的企业，和谐劳动关系对创新的促进作用尤为显著。本文的研究拓展了企业创新影响因素与劳动关系经济后果领域的相关文献，为改善企业劳动关系及构建新时代和谐劳动关系的现实意义提供了经验证据。本文的研究结论具有以下实践启示：

第一，政府可持续推进并完善和谐劳动关系建设。具体而言，人力资源和社会保障部等相关部门可进一步细化“模范劳动关系和谐企业”评选依据，既关注企业在劳动合同履行、薪酬待遇、工作环境等传统劳动关系维度的表现，又纳入更能反映员工满意度、企业内部沟通效率等指标，构建定量与定性结合的评估体系，提升评选的科学性与可操作性；同时，在优化评选机制的基础上，政府应进一步完善配套激励政策，鼓励企业主动提升劳动关系和谐度，如对获评企业可给予政府补贴、税收优惠等激励，以系统性政策举措促进企业劳动关系优化。

第二，企业在追求高质量发展的过程中应更重视劳动关系的维护与优化，将其纳入企业长期战略，培育独特的企业劳动文化。企业应制定明确的劳动关系管理规范，覆盖员工权益保障、薪酬公平性、企业文化建设等方面，确保员工在工作中感受公平、尊重与激励。必要时，可尝试将企业劳动关系和谐度纳入高管激励体系，以激发高管更重视劳动关系和谐氛围，从而增强员工组织归属感，推动企业在长期战略下实现高质量发展。

第三，本文研究发现，在内部创新资源占优、外部创新氛围严峻的环境下，和谐劳动关系对创新的推动作用更强，这与我国加速优化创新生态、实现高水平科技自立自强的目标高度契合。据此，政府可将优化创新生态作为切入点，营造更具活力的创新环境。具体而言，政策可聚焦推动内外创新资源要素联动，促进企业间、产学研间协同合作，构建创新要素自由流动的创新生态；同时，通过完善区域创新网络，提升区域间创新资源的互补与协同效应，形成推动企业持续创新的良性循环。

1受篇幅限制，文中未报告描述性统计结果，如有需要可向作者索取。

2参考Custódio和Metzger（2014）的研究，经济显著性计算如下：Post的系数/Innovation的均值×100%=0.3388/2.1680×100%≈15.63%。

3本文的Goodman-Bacon分解不包含晚期实验组vs.早期实验组的情形，因此表3仅列示了三种情形的结果。

4上市公司劳动争议诉讼仲裁的数据来自CNRDS数据库。

5受篇幅限制，文中未报告Heckman两阶段回归结果，如有需要可向作者索取。

6在本文样本中，企业获得授权专利的平均使用年限最大值为5.898年。因此，本文对样本期内最后6年（2017—2022年）的观测值进行半结构化处理。

7受篇幅限制，文中未报告排除替代性解释的检验结果，如有需要可向作者索取。

8本文的分组回归均使用邹检验（Chow test）进行系数差异检验。