序言：作為思想的載體和知識的探索者，寫作是一種獨特的藝術，我們為您準備了不同風格的5篇人口統計學變量分析，期待它們能激發您的靈感。

篇1

管理者績效評價方法研究”（項目編號：11YJA630033）、吉林省社科基

金項目“吉林省發展戰略新興產業的人才支撐環境研究”（項目編號：

2012B292）、東北電力大學博士科研啟動基金項目“推動戰略性新興產

業發展的人力資源開發研究”（項目編號：BSJXM-201114）、吉林市科

技局軟科學項目“吉林市創新型城市建設研究”（項目編號：201243206）

的階段性成果

中圖分類號：F272.92 文獻標識碼：A

內容摘要：本文介紹了人-組織匹配的三種形式及測量量表，并通過問卷調查的方式對不同城市的553名企業員工進行了調查，從性別、年齡、學歷、職位和工作年限等五個人口統計學變量來探討員工對以上三種匹配是否存在顯著差異，最后對結果進行了分析，提出了有益的管理建議。

關鍵詞：人-組織匹配 性別 年齡 學歷 職位 工作年限

人-組織匹配的概念與測量

（一）人-組織匹配的概念

匹配，又稱契合，指的是一種相稱、適應或勝任的狀態。人-組織匹配，是指個體特質與組織整體之間協調一致的狀態（Gregory等，2010），它從系統的角度看待人與組織之間的關系，因此受到了國內外學者和管理者的廣泛關注，目前已成為人力資源管理領域的重要課題。

Chatman（1989）認為人-組織匹配是人與組織在規范、價值觀方面的高度契合和一致。Muchinsky和Monahan（1987）認為匹配包含兩種類型：一致性匹配和互補性匹配。一致性匹配是指個體在目標、價值觀以及態度等方面與組織中的其他成員或組織文化具有相似性，互補性匹配是指個體擁有的獨特資源可以滿足組織的需要。Caplan（1987）則從人與組織互相滿足對方需要的角度，將人-組織匹配分成個人需求與組織供給相匹配以及工作要求與個人能力相匹配。需求-供給匹配是指當組織滿足個體的需要和偏好時，才能出現人與組織的匹配；要求-能力匹配是指當個體擁有組織所要求的能力時，才能出現人與組織的匹配。

Kristof（1996）在前人研究的基礎上，對人-組織匹配的不同類型進行了整合，提出了人-組織匹配的整合模型，指出人-組織匹配包括一致性匹配和互補性匹配，一致性匹配指價值觀匹配，互補性匹配則進一步分成需求-供給匹配和要求-能力匹配。Cable 和 DeRue（2002）以及Hinkle和Choi（2009）的研究也表明人與環境匹配是三維度的。由此，可以看出，人-組織匹配的完整涵義包括人與組織在三個方面的匹配，即價值觀匹配、需求-供給匹配和要求-能力匹配。

（二）人-組織匹配的測量

對于人-組織匹配的測量，本文選用的是Cable 和 DeRue（2002）的英文測量量表，并采用“雙向翻譯”的方法將其轉化為中文量表。具體做法是：首先請一位在國內獲得博士學位并已在美國工作8年的專業人士將量表翻譯成中文，然后再請英文專業的老師將其回譯成英文，最后由專門研究組織行為學和人力資源管理領域的專家將其與原文進行了對比，來確保量表具有良好的內容效度，從而形成了中文版量表。具體內容如表1所示。

人口統計學變量的人-組織匹配差異分析

（一）樣本的描述性統計分析

本研究以企業員工為調查對象，通過問卷調查的方式獲取數據，調查范圍涉及吉林、長春、成都、上海、北京、廣州、深圳、沈陽、石家莊等多個城市，行業涉及化纖、電信、汽車制造、IT等多個行業，共收回553份有效問卷。研究樣本的詳細信息如表2所示。

（二）樣本的T檢驗與方差分析

獨立樣本T檢驗是利用來自兩個正態總體的獨立樣本數據，來推斷兩個總體的均值是否存在顯著差異的一種統計推斷方法。給定顯著性水平α后，首先需要利用F檢驗來判斷兩總體方差是否相等。如果F統計量的p值大于給定的顯著性水平α，則可認為兩總體方差并無顯著性差異，此時可進一步觀察方差相等條件下的t檢驗結果，如果t統計量的p值小于或等于給定的顯著性水平α，則可認為兩總體均值之間存在顯著性差異。相反，如果p值大于給定的顯著性水平α，則可認為兩總體均值之間不存在顯著性差異。如果進行F檢驗時，F統計量的p值小于給定的顯著性水平α，則認為兩總體方差有顯著性差異，此時需觀察方差不相等條件下的t檢驗結果。

獨立樣本T檢驗是對兩組數據均值是否存在顯著差異的統計檢驗，如果組別在三組以上，則需要采用方差分析。方差分析所研究的是分類型自變量對數值型因變量的影響。當只涉及一個分類型自變量時，該分析稱為單因素方差分析；涉及兩個或兩個以上的分類型自變量時，則稱為多因素方差分析。本研究中主要采用了單因素方差分析的方法來推斷總體均值之間是否存在顯著差異，如果存在顯著差異，接下來就要確定自變量的不同水平對因變量的影響程度如何，哪些水平的作用明顯區別于其他水平，哪些水平的作用不顯著。這就要用到多重比較的分析方法，多重比較是利用樣本數據，對各個水平下的總體均值逐一進行兩兩之間的比較檢驗。由于所采用的統計量不同，多重比較有許多具體方法。方差相等時常采用LSD法比較，方差不相等時常采用Tamhane法比較。

本文采用獨立樣本T檢驗和單因素方差分析對研究樣本的性別、年齡、學歷、職位和工作年限進行統計分析。其中，對于員工的性別采用獨立樣本T檢驗，對于員工的年齡、學歷、工作年限和職位采用單因素方差分析并進行兩兩比較，具體檢驗結果如表3、表4、表5、表6、表7、表8、表9、表10、表11所示。置信度水平為95%，兩兩比較只列出在統計上有顯著差異的結果。

結果與分析

（一）性別的獨立樣本T檢驗

獨立樣本T檢驗結果表明（見表3），性別對價值觀匹配、需求-供給匹配是有顯著差異的，要求-能力匹配則無顯著差異。男性與組織匹配程度更高，這可能與中國文化中男性占主導地位有關，長期以來人們形成了“男主外、女主內”的傳統觀念，導致了男性更注重工作和事業，女性更注重家庭。因此，組織給男性賦予了更多的權力和報酬，男性也更認同組織給自我帶來的成就感和滿足感。雖然隨著女性受教育水平的提高，女性的工作能力與男性一樣，都能滿足組織工作的要求，但“性別歧視”現象仍然存在，使得女性在企業中總體地位不高，影響力小于男性，從而表現出了對企業價值觀和企業回報的不認同。

（二）年齡的單因素方差分析

單因素方差分析表明（見表4），年齡對所有測量變量產生了顯著的影響。也就是說，不同年齡的人在認同組織價值觀、組織供給與個體需求、個體能力與工作要求等方面的匹配程度是不同的。從表5中可以看出，26-30歲的員工比較特殊，他們在所有測量變量上都與其他年齡組的員工有顯著差異，與40歲左右或者年齡更大的員工差異最為顯著，這可能是因為26-30歲的員工是80后，大部分為獨生子女，個性強，習慣以自我為中心，經濟轉型及就業、住房等巨大壓力使其處在不穩定的生活狀態，價值觀有了巨大改變，這些可能都是造成80后員工不同于老員工的原因。

（三）學歷的單因素方差分析

單因素方差分析表明（見表6），學歷對價值觀匹配、需求-供給匹配、要求-能力匹配等因素均產生了顯著影響。從表7中可以看出，本科以下的員工在價值觀匹配、需求-供給匹配、要求-能力匹配方面要顯著高于本科以上的員工。這可能是因為過去教育資源匱乏，年齡較大員工接受的學校教育較少，因而導致學歷層次較低，但是這些員工通過多年的工作，積累了豐富的職業技能，在組織中可能也從事管理者的工作，因此對組織的整體認同感更高。

（四）職位的單因素方差分析

單因素方差分析表明（見表8），不同職位的員工在價值觀匹配、需求-供給匹配、要求-能力匹配等方面有顯著不同。從表9中可以看出，基層技術工人在三種匹配程度上均與其他職位員工差異較大。這可能與目前工人的地位較低、待遇較差有關，在調查中得知，東北地區的一些大型國有企業，很多工人的收入低于2000元，因而他們組織認同感低，工作積極性不高。

（五）工作年限的單因素方差分析

單因素方差分析表明（見表10），不同工作年限的員工在價值觀匹配、需求-供給匹配、要求-能力匹配的感知是不同的。從表11中可以看出，工作10年以上的員工在價值觀匹配、需求-供給匹配、要求-能力匹配等方面的感知都顯著高于工作10年以下的員工。這可能是因為在一個組織中工作時間越長，對組織的情感越深厚，認同感也更高的關系。同時，工作年限越長，工作能力越能得到提高，員工從組織得到的回報也越高，這與我們的認知是相同的。

管理建議

通過以上分析，在進行企業管理時應該注意以下問題：

一是人-組織匹配的性別差異反映的可能是公平問題。因此，管理者應避免戴“有色眼鏡”，消除“性別歧視”。隨著教育程度的提高，女性也可以“委以重任”，發揮潛力。二是80后員工在人-組織匹配方面呈現出不同的特征，如何對新生代員工進行有效管理，應引起管理者的高度重視。三是制造性企業的產品質量往往與基層技術工人關系很大?；鶎蛹夹g工人與其他層次人員在人-組織匹配程度上差異較大，可能在某種程度上反映了他們對于工作報酬和工作內容的不滿。因此，提高基層技術工人的報酬，增加教育和培訓的機會，增強他們與組織的匹配度。四是員工在一個組織工作時間越長，與組織的匹配程度越高。如何提高員工的忠誠度、降低離職率是企業管理者著重考慮的問題。五是人-組織匹配程度因為采用主觀填答的方式，在某種程度上反映了人們對組織的認同感。如何增強員工對組織的認同，可能人性關懷更為重要，“海底撈”的做法值得借鑒。

參考文獻：

1.Gregory B T， Albritton M D， Osmonbekov T. The Mediating Role of Psychological Empowerment on the Relationships between P–O Fit， Job Satisfaction， and In-role Performance. Journal of Business and Psychology. 2010， 25（4）

2.Chatman J A. Improving interactional organizational research： A model of person-organization fit. Academy of Management Review. 1989， 14（3）

3.Muchinsky P M， Monahan C J. What is person-environment congruence？ Supplementary versus complementary models of fit. Journal of Vocational Behavior. 1987， 31（3）

4.Caplan R D. Person-environment fit theory and organizations： Commensurate dimensions， time perspectives， and mechanisms. Journal of Vocational behavior. 1987， 31（3）

5.Kristof A L. Person-organization fit： An integrative review of its conceptualizations， measurement， and implications. Personnel Psychology. 1996， 49（1）

篇2

關鍵詞 國有石油企業 員工敬業度 人口統計學變量 差異分析

一、員工敬業度的概念

目前對敬業度（Engagement）的概念都沒有一個統計的界定，主要有兩個領域對其進行研究：管理公司和學術界。管理公司主要以實際出發對其進行實證研究，學術界則是從學術角度提出相關的理論。

第一，在管理公司領域，蓋洛普公司的蓋洛普博士將敬業度定義為：企業首先要為員工創造良好的環境使其優勢能得到有效發揮，在此基礎上，企業還應讓員工在組織中有一種歸屬感，讓其感受到自己就是組織的一員，具有主人翁的責任感。蓋洛普公司將員工主要分為敬業、守業和怠工員工三類，這主要是根據員工在情感上認同工作和組織的程度，以及由此而帶來的員工對工作和組織的投入度；翰威特公司認為敬業度是用來衡量員工期望留在公司的程度，以及對工作盡心的程度，據此翰威特公司提出了積極評價、渴望留任和竭盡所能三維度的敬業度。韜睿公司將敬業度定義為員工意愿和努力幫助組織取得成功的程度，據此公司將員工敬業度分為理性敬業度和感性敬業度兩個維度，即建立在工作給自己帶來利益前提下的敬業行為和建立在對工作認同和情感歸屬上的敬業行為。

第二，在學術研究中，國內外學者中， Kahn將敬業度定義為：企業員工自發地控制自己，以將自己與工作角色結合在一起，也就是將自己置于一種“角色內狀態”，并且他還將敬業度分為三個維度：行為敬業度、認知敬業度和情感敬業度；Maslach等學者則從工作倦怠的對立角度出發將敬業度定義為對工作積極的一面，他認為敬業度和工作倦怠分別為一個三維連續體的兩極，敬業度的精力、投入和職業效能感三個維度分別對應著工作倦怠的情緒枯竭、犬儒主義和效能感低落三個維度。相對于工作倦怠程度高的員工所具有的無能感和耗竭感，敬業度高的員工通常精力充沛，不同于在工作和組織中處于疏離狀態的員工，他們在工作中具有較高的自我效能感，能在組織中建立良好的人際關系，并能有效進入工作狀態； Schaufeli等人與Maslach有相同的觀點，認為敬業度是工作倦怠的對立面，而他們認為敬業度包含活力敬業度、奉獻敬業度和投入敬業度三個維度。

綜上，本文所使用的敬業度概念為：企業中員工在工作角色中自我表達和自我投入的程度，以及員工在行為、認知和情感三個維度上對工作、組織的認同程度。

二、國有石油企業員工敬業度在人口統計學變量上的差異分析

（一）不同性別的國有石油企業員工敬業度的差異分析

對不同性別的國有石油企業員工的工作敬業度和組織敬業度兩個維度以及整體員工敬業度的得分平均數進行F檢驗和t檢驗，所得結果如表1所示。

（二）不同婚姻狀況的國有石油企業員工敬I度的差異分析

對不同婚姻狀況的國有石油企業員工的工作敬業度和組織敬業度兩個維度以及整體員工敬業度的得分平均數進行F檢驗和t檢驗，所得結果如表2所示。

（三）不同年齡的國有石油企業員工敬業度的差異分析

本文將國有石油企業的員工劃分為四個年齡段，采用單因素方差分析方法分析不同年齡段的國有石油企業員工在敬業度各子緯度上的得分。如表3所示。

（四）不同學歷的國有石油企業員工敬業度的差異分析

采用單因素方差分析方法分析不同年齡段的國有石油企業員工在敬業度各子緯度上的得分，如表4所示。

（五）不同工齡的國有石油企業員工敬業度的差異分析

不同工齡的國有石油企業員工敬業度的差異分析（如表5）。

三、國有石油企業員工敬業度在人口統計學變量上的差異

在以上人口統計學變量中，只有員工婚姻狀況對國有石油企業員工的敬業度有較大影響，而石油企業員工敬業度在不同性別、不同年齡段、不同學歷、不同工齡上均無顯著差異。這與已有的研究結論有相同之處，但并不完全一致，其原因是受研究對象，國有石油企業這個群體的特殊性的影響。

不同婚姻狀況的國有石油企業員工的工作敬業度無明顯差異，但在組織敬業度這一維度上以及整體員工敬業度上的差異卻很顯著；石油企業的已婚員工不論是工作敬業度、組織敬業度還是整體敬業度都高于未婚員工，究其原因，已婚員工其家庭生活相對穩定，親戚朋友等人際圈子范圍也相對固定，對家庭承擔責任也更大，他們對于工作穩定性的要求更高，同時已婚員工較未婚員工年齡大，各方面相對成熟，更有自己明確的目標和認識，工作積累和經驗都相對較好，對企業更有歸屬和認同感。

（李季單位為蘭州工業學院經濟管理學院；高海燕單位為中石油西北化工銷售公司）

[作者簡介：李季（1983―），男，遼寧開原人，博士，工程師，研究方向：企業管理及人力資源管理。]

參考文獻

[1] Heaney C A，Israel B A，House J S . Chronic job insecurity among automobile workers：effectson job satisfaction and health[J]. Social Scienee & Medicine，1994.

[2] Davy J A，Kinicki A J，Scheck C L . A test of job seccurity，s direct and mediated effects on withdrawal cognitions[J]. Journal of organizational Behavior，1997.

[3] Greenhalgh L，Rosenblatt Z . Job security：toward conceptual clarity[J]. Academy of Management Review，1984，9（3）.

篇3

關鍵詞：離散選擇模型；Logit模型；手機；品牌選擇

中圖分類號：F25文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2008）01-055-02

1 模型的選取

離散選擇模型的研究真正興起于19世紀50年代末，屬于微觀計量經濟學的范疇。離散選擇模型（discrete choice models），也被稱為品質反應模型（qualitative response models），是由表示選擇項集合在連續變量和離散變量之間存在的差異而引起的。通常而言，離散選擇的主要模型有如下四種：Logit模型、GEV模型、probit模型、Mixed logit模型。本論文的研究采用Logit模型為工具。

2 數據收集與描述性統計分析

本論文的數據來源為國內某公司2006年對我國全國城市家庭的調查數據。本次調查共收集有效問卷998份，選取的變量有：(1)品牌；(2)受訪者性別；(3)受訪者年齡；(4)受訪者教育程度；(5)受訪者個人月收入。

其中，男性受訪者為537人（53.81%），女性受訪者為461人（46.19%）；受訪者年齡小于29歲的有355人（35.57%），受訪者年齡在30－39歲之間的有275（27.56%），受訪者年齡大于40歲的有368人（36.87%）；受訪者受教育程度為小學/初中/技校的有220人（22.04%），受教育程度為高中、中專的有312人（31.26%），受訪者教育程度為大專及以上的有466人（46.69%）；受訪者月收入在1000元以下的有317人（31.7%），1000-2000元的有363人(36.37%)，2000－3000元的有159人（15.93%），3000元以上的有159人（15.93%）。

3 數據分析

將手機品牌作為因變量，其他變量作為自變量，把整理出的998份樣本輸入SPSS軟件進行多分變量Logit回歸分析。SPSS軟件通過運算可得出常數項b(b0,b1,b2,K) 的值，代入Logit模型，即得到不同人口統計因素對手機品牌選擇的概率。

3.1 單人口統計因素對手機品牌選擇的影響

(1)性別。將變量brand（品牌，0：其他，1：諾基亞，2：三星，3：摩托羅拉）作為因變量，由于樣本量中“諾基亞”、“三星”和“摩托羅拉”三種品牌在調查到的二十多個品牌中所占比重超過60%，所以筆者僅研究這三種品牌，將變量值為“其他”的作為缺損值，不進行分析。由于變量sex（性別，1：男，2：女）屬于分類變量，因此作為因素變量進行分析。

SPSS軟件進行最終方程的有效性檢驗得出的Sig值為0.033，小于0.05，因此方程有效；利用似然比統計量檢測每一個變量對方程的影響，sex變量的Sig值也為0.033，小于0.05，說明變量性別對方程具有重要影響。

參數估計統計量如表4所示。

由于男性sex值為1，女性sex值為0，因此截距簡化了女性的Logit模型。因為所有的系數為負值并且有顯著意義，所以可以看出，女性選擇諾基亞和三星的可能性都要比男性大。分析表4可以發現以下現象：對于諾基亞，男性與女性消費者的差異不顯著，其Wald的Sig值大于0.05；對于三星，男性與女性消費者間存在顯著差異，其Wald的Sig值小于0.05。根據分析，不難得出方程組：

P（諾基亞）P（摩托羅拉）=e0.364-0.104(sex)P（三星）P（摩托羅拉）=e0.492-0.502(sex)

P（諾基亞）+P（三星）P（摩托羅拉）=1

（2）年齡。由于受訪者的年齡在統計時被記錄為年齡段區間，因此變量年齡（年齡，1：≤29，2：30-39，3：≥40）屬于分類變量，作為因素變量進行分析。表4.10為不同年齡段區間消費者選擇三種品牌手機的人數。

最終方程的有效性檢驗得出的Sig值小于0.05，因此方程有效，似然比統計量檢測得出的Sig值也小于0.05，說明變量age對方程具有重要影響（參數估計統計量從略）。

（3）教育程度。同樣，受訪者的教育程度（1：小學/初中/技校，2：高中/中專，3：大專/大學/研究生）屬于分類變量，所以作為因素變量進行分析。表4.13為不同教育程度消費者選擇三種品牌手機的人數。最終方程的有效性檢驗得出的Sig值小于0.05，因此方程有效，似然比統計量檢測得出的Sig值也小于0.05，說明變量受教育程度對方程具有重要影響。（參數估計統計量從略）。

（4）個人月收入。將受訪者的個人月收入作為因素變量分析其對消費者手機品牌選擇產生的影響時，發現最終方程的有效性檢驗得出的Sig值大于0.05，因此方程無效?？梢缘贸鼋Y論，收入因素對消費者手機品牌選擇產生的影響不大，不同收入水平的消費者在選擇手機品牌時存在的差異不大。

3.2 多人口統計因素對手機品牌選擇的影響

以上分析的結果顯示出個人月收入對手機品牌選擇的影響不顯著，因此在進行多因素分析時，將不再把收入因素考慮進去。本研究分別考慮：（1）性別與年齡；（2）性別與教育程度；（3）年齡與教育程度三種情況。假如模型不能夠通過檢驗，則說明這些變量之間可能會有較強的相關性，不適宜放到一起來考慮。

（1）性別與年齡。將性別變量sex和年齡變量age作為因素變量同時加入模型中。最終方程的有效性檢驗和似然比統計量檢測得出的Sig值均小于0.05，說明方程有效，且變量sex和變量age對方程具有重要影響。其參數根據統計量介于篇幅所限，此處從略。表6為同時考慮性別和年齡兩個人口統計學變量的消費者選擇三種品牌手機的概率。（2）性別與教育程度。將性別變量sex和教育程度變量degree作為因素變量同時加入模型中。最終方程的有效性檢驗和似然比統計量檢測得出的Sig值均小于0.05，說明方程有效，且變量sex和變量degree對方程具有重要影響。其參數估計統計量略。

（3）年齡與教育程度。將年齡變量age和教育程度變量degree作為因素變量同時加入模型中。最終方程的有效性檢驗得出的Sig值小于0.001，因此方程有效。年齡變量的似然比統計量檢測得出的Sig值為0.001，說明變量age對方程具有重要影響；教育程度變量的似然比統計量檢測得出的Sig值為0.098，變量degree對方程也有影響。其參數估計統計量從略。

3.3 多人口統計因素對手機品牌選擇的綜合影響

本論文利用性別、年齡、教育程度和個人月收入四個人口統計因素分析消費者的手機品牌選擇行為。通過分析已得知個人月收入對消費者的手機品牌選擇行為影響不大，故在進行綜合分析時，僅考慮性別、年齡、教育程度三個變量。

利用SPSS軟件進行最終方程的有效性檢驗得出的Sig值為0.000，因此方程有效；利用似然比統計量檢測每一個變量對方程的影響，sex變量的Sig值為0.029，age變量的Sig值為0.000，degree變量的Sig值為0.089，說明變量sex、變量age、變量degree對方程均具有影響。其參數估計統計量見表6。

分析表6可以發現以下現象：30至39歲的與40歲以上（含）的消費者選擇了相同品牌的手機；小學、初中和技校學歷與大專、大學和研究生學歷的消費者選擇了相同品牌的手機，Wald的Sig值全部大于0.05；對于諾基亞，男性與女性消費者存在的差異不大。

根據Logit模型，可以計算出某個消費者對每種品牌手機選擇的可能性。

例如我們可以計算具有高中學歷的24歲男性消費者選擇各品牌手機的可能性。

同理可推出，任何一類人口統計因素組合的消費者對每種品牌手機選擇的可能性。

4 結論

分析研究數據結果10，可以得知：（1）男性消費者選擇諾基亞的概率最大，三星的概率最小；女性消費者選擇三星的概率最大，摩托羅拉的概率最小。（2）年輕消費者選擇諾基亞的概率最大，摩托羅拉的概率最小；中年消費者選擇三星的概率最大，諾基亞的概率最??；老年消費者選擇摩托羅拉的概率較大，選擇諾基亞和三星的概率相同。（3）教育程度較低的消費者選擇三星的概率最大，摩托羅拉的概率最小；中等教育程度的消費者選擇摩托羅拉的概率最大，三星的概率最小；教育程度較高的消費者選擇諾基亞的概率最大，摩托羅拉的概率最小。

綜合性別、年齡和教育程度三個人口統計因素來看，選擇諾基亞概率最大的是教育程度較高的男性年輕消費者，概率最小的是中等教育程度的女性中年消費者；選擇三星概率最大的是教育程度較低的女性中年消費者，概率最小的是中等教育程度的男性老年消費者；選擇摩托羅拉概率最大的是中等教育程度的男性老年消費者，概率最小的是教育程度較高的女性年輕消費者。

參考文獻

［1］P.E.Green, F.J.Carmone, D.P.Wachspress. On the Analysis of Qualitative Data in Marketing Research［J］. Journal of Marketing Research, 1977, 14 (2): 52 - 91.

篇4

關鍵詞：職工；離職因素

中圖分類號：F24文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2009）01-0183-01

1 員工離職的類型

員工離職可以分為兩種類型：員工主動離職，是指離職的決策主要是由員工做出，包括所有員工主動辭職的形式；員工被動離職，是指離職的決策主要由組織做出，包括員工被組織解雇、裁員、退休或死亡。不同類型的離職給組織造成的影響不同。相對于被動離職來說，主動離職中有大部分是組織不愿意發生的。一般認為，組織中存在過高的主動離職對組織是不利的，例如組織中的人力資源規劃工作會變的很難進行。因此，相對于被動離職而言，主動離職得到了研究者更多的關注。本文主要探討的也是員工的主動離職。

2 員工離職意向的含義

員工離職意向是指公司員工想離開本公司或自身崗位，轉向其他公司或其他崗位的傾向。 Price在其離職意向路徑模型中將離職意圖定義為：員工想離開本單位的程度。Mobley指出離職意向是離職行為中最具有預測力的變量，會影響真正的離職，認為探討離職的最直接指標是離職意向，只針對離職意向的測試，便可預知影響未來離職的可能因素，并可借以改善措施，從而減少離職行為的產生。同樣，離職意向在許多的研究發現中，也都指出其是離職行為的前因變量，是一個重要的預測指標。

3 員工離職上級因素相關問題研究

在大量關于員工離職傾向的學術研究中，上級因素往往是作為工作滿意度或者是組織承諾中的某個因素來進行研究。如盧嘉與時勘經過大量的實證分析后認為，工作滿意度主要由以下五個要素組成：對領導行為的滿意度；對管理措施的滿意度；對工作回報的滿意度；對團體合作的滿意度；對工作激勵的滿意度。俞文釗對 128名合資企業的員工工作滿意度進行了研究，發現影響合資企業員工整體工作滿意度的因素主要有個人特征、領導水平、工作特性、工作條件、福利待遇、工資報酬和同事關系。在我國的領導行為與工作滿意度的相關研究中發現，領導對下屬的體恤與下屬的工作滿意度呈正相關。此外，Nadim Jahangir在對孟加拉國電信業的實證研究中發現，員工對上級權利來源的感知將會顯著影響員工的離職意向。筆者通過使用SPSS13.0對60份有效問卷進行了相關的人口統計學變量分析、描述性統計分析以及上級因素與員工離職意向的相關分析，得到如下結果：

從人口統計變量分析中，我們對零售行業的整體人力資源特點有了大體的了解，年齡上較年輕，學歷水平并不高，收入水平也是居于行業的中低水平。

從對上級變量與離職傾向的描述性統計分析中，我們看到受訪者對上級變量四個維度的總體評價都較高。其中評價最高的是工作激勵，其次是工作分享，再其次是認同價值，最低的是關心利益?？梢钥闯?，零售行業高科技、高服務、高管理的特點使得人力資源政策上更注重激勵與溝通。因為薪酬無法成為留人的主要因素，上級更傾向于通過激勵員工，幫助員工進行職涯規劃來留住員工。另外，員工對上級關心利益的評價最低，如上級是否會關心我的薪水問題，當我因生活上的特殊問題而影響工作時上級是否會因此懲罰我等等。這一方面反映了在私營企業，對工作和生活沖突的處理上欠缺人情味，往往更注重原則和責任。另外一方面也反映了外資零售業并不是實行徹底的本土化，許多政策都是由總部決定，本土的管理人員在某種程度上并沒有太大的發言權，比如該不該加薪以及多大比例的調薪等。

篇5

[關鍵詞] 產業集群 人才集聚 組織吸引力

一、引言

國家競爭優勢來自于產業，而有國際競爭力的產業則通常以各種形式的本地化產業集群的形式存在(Porter ,1990)?？唆敻衤?991）指出，由于歷史與偶然因素，某公司在某地干起，在這個地方便產生了對勞動力有巨大吸引力的就業機會、發展機會和較高勞動力要素報酬，而隨后由于路徑依賴和累積因果效應，勞動市場共享造成了企業和人才的集聚。波特(1990)還運用案例分析方法，研究了意大利薩索洛地區瓷磚產業集群的形成與繁榮吸引了大批瓷磚專業人員前往工作，形成人才集聚。

產業集群存在強大的人才吸引力，但學者對產業集群人才吸引的描述基本停留在定性層面，缺乏實證調查和定量分析。本文根據相關文獻梳理產業集群人才吸引力的影響因素，依縱向結構思路，提煉產業集群人才引力的指標體系，實地問卷調查和訪談，定量分析比較了產業集群與非產業集群，以及不同產業集群在人才吸引上的差異。

二、指標體系與量表設計

產業集群人才吸引力是將各類人才吸引到集群內工作的能力。Highhouse等（2003）認為，最直接的組織人才吸引力測量應針對真正申請職位并最終選擇它的人。本研究將產業集群視為中間組織，以其內部工作人才為實地調研對象。

產業集群人才吸引力的測量，借鑒Highhouse等（2003）用三個項目衡量組織吸引力感知的方法，設計三個題項：“你的工作集群/非集群是否具有很強的人才吸引力”，“大量的人才都被吸引到這里來工作”和“在這里工作的人才都不愿離開”。采用5等級量表，1表示強烈反對，5表示強烈同意。量表的內部一致性達到0.91。

Manuel(2001) 最早提出縱向結構觀點，認為產業集群競爭力是其內部企業、集群和國家三個層次競爭力的綜合；而Meyer-Stamer(2003)將產業集群競爭力擴展為微觀、中觀、宏觀和兆觀四個層次。本研究依縱向結構思想，認為產業集群的人才吸引力具有一定的層次性特征，是宏觀(區域)、中觀（產業集群）、微觀（企業和工作）多個層次吸引力共同作用的結果，設計出四層次十二個變量的產業集群人才吸引力測量指標體系，然后針對每個指標利用利克特5級量表設計出一到三個題項，克朗巴哈α系數測度各因子變量的內在信度，均大于0.6。

三、實證研究

1.試調查與問卷修正

據《2005中國城市競爭力報告》，佛山是我國產業集群比較發達的地區之一。按代表性和便利性原則，選取佛山的陶瓷、家電、家具等產業集群重點調查，并涵蓋部分其他集群和非集群。由專人負責發放50份問卷試調查，問卷除樣本的個人和企業基本信息采用填空題、單選題形式外，其他選項均采用Likert五級量表設計。利用SPSS13.0對回收的50份試調查問卷信度檢驗：Cronbachα系數為0.965，問卷整體上的內在信度非常高；而對項總計統計量分析，發現專業匹配性、居住條件兩個指標在“校正的項總計相關性”上低于0.4，指標集中性略差，刪除后Cronbach α值有提高，因此在正式問卷調查中刪除此兩個項目以對問卷測項純化。課題組正式配額抽樣問卷調查，則發放問卷550份，有效回收457份。

2.回歸分析

研究具解釋性特點，故用回歸分析方法。描述性統計和相關性分析顯示對產業集群人才吸引力的感知與人才對工作、企業、集群與區域的評價情況正向相關。經人才吸引力為因變量，將影響因素與人口統計學變量作為自變量進行強制進入回歸，結果如表1所示。

Predictors: (Constant), living environment, title, whether a local, gender, work experience, corporation reputation, education, occupation, job attribute, cluster atmosphere, policy environment, pay level, corporation culture, economic environment, age, cluster capability, culture environment, corporation capability, management

產業集群人才吸引力與研究設計的工作、企業、集群和區域四個層次的影響因素緊密相關，同時也受到受訪者是否當地人的影響。對樣本的年齡、工作經驗等人口統計特征進行分析，發現它們對人才吸引力的評價并無顯著差異。但外地移民因為更注意人才引進的相關政策，所以在對政策環境的評價上，相對于本地人要高。

3.方差分析

方差分析顯示，產業集群人才吸引力評價明顯高于非產業集群的評價。其中，陶瓷和家電產業集群得分最高，這與陶瓷、家電作為佛山地區最為發達的制造支柱產業，具有一大批國內外競爭力較強的企業，涌現了眾多中國名牌和中國馳名商標，產業集群的整體實力雄厚，密切相關。家具產業集群由于是勞動密集型制造流通業，得分并不高，而其他產業集群由于樣本分散，涵蓋了紡織、花卉、玻璃、塑料、五金等多個領域，得分明顯低于家電、陶瓷、家具三個產業集群。

將所有集群數據合為一整體，再與非產業集群兩獨立樣本檢驗。在宏觀區域外部環境上，由于樣本均選擇在佛山，集群與非集群未體現出差異。在中觀的集群層面，產業集群的實力對人才吸引力產生積極的正向影響。在微觀層面上，集群的企業聲譽得分整體上明顯強于非產業集群。而描述性統計表明，集群實力與企業聲譽之間存在較強關聯，相關系數為0.67。因此，產業集群的實力也增強了區域品牌，提高了企業聲譽，從而間接地影響人才吸引力。

aKruskal Wallis Test; bGrouping Variable: 集群

四、研究結論

本文建立了具有區域、產業集群、企業和工作四個層次的產業集群人才吸引力內部評價指標體系，并對佛山地區產業集群進行實地調研，統計分析后得出以下結論：

1.依縱向結構思想，產業集群人才吸引力的確是區域、產業、企業、工作等多層次多種因素綜合作用的結果，但是各層次都存在多種因素對人才吸引力發揮著作用，這些因素之間還存在各種聯系，因此產業集群人才吸引力的作用機制比較復雜。

2.區域環境發揮了重要作用吸引人才，使產業集群和非集群共享相同的利益。地方政府要改善環境，以維護內部人才和引進外部人才。特別是在人員的決策者不僅要消除障礙阻止人才流入，并加大引進人才，而且還必須把重點放在利用現有的人才，支持人才成長和創造合適的環境，以促進人員發展。

3.產業集群較非產業集群更具有人才吸引力，主要來源于產業集群實力直接地增強了人才吸引力，同時集群實力也對企業聲譽產生積極影響，從而間接地增加了產業集群人才吸引力。

當然，我國產業集群人才統計資料匱乏，前期相關研究不足，雖然本文建立了一個產業集群人才的吸引力指標體系，但仍有完善提高的可能；另外，我國產業集群種類繁多，特征各異，人才吸引力效應的差異性還需要深入研究。

參考文獻：

[1]Highhouse, S., Lievens, F., Sinar, E. F., Measuring Attraction to Organizations[J]. Educational and Psychological Measurement. 2003, 63, 986-1001

[2]Meyer-Stamer, J. Understanding of the Determinants of Vibrant Business Development: The Systemic Competitiveness Perspective. Working Paper, 2003. 省略

[3]邁克爾?波特:國家競爭優勢[M]. 北京:華夏出版社, 2002

[4]倪鵬飛:中國城市競爭力理論研究與實證分析[M].北京:中國經濟出版社, 2001