欒貞增 楊東濤 詹小慧

32假設檢驗

321工作價值觀的代際差異

采用MANCOVA進行假設驗證。如果有顯著差異，使用ANNOVAs進行兩兩對比[13]。結(jié)果顯示：工作價值觀存在顯著代際差異（Wilkss Λ=092，F(xiàn) 4，457=335，p<0001）。假設1得到支持。此外，通過Turkeys Honestly Significant Difference Post-hoc進行兩兩比較。

表2提供了工作價值觀的均值和標準差。在安全與舒適，60后均值低于均值（6277<6313），80后高于總體均值（6387>6313）；在能力與成長，60后均值低于均值（5813<5875），80后均值顯著高于均值（6059>5875，p<005）；在地位與獨立，60后均值低于均值（5735<5784），80后高于均值（5916>5784）；只在能力與成長，80后高于均值，達到統(tǒng)計顯著。

表3提供了兩兩對比結(jié)果。在安全與舒適，80后高于67后（均值差為0074），67后高于60后（均值差為0036），未達到統(tǒng)計顯著，假設H1a不成立；在能力與成長，80后高于67后（均值差為0209），67后高于60后（均值差為0036）。只有80后顯著高于60后（均值差為0246，p<005），假設H1b部分成立；在地位與獨立，80后高于67后（均值差為0146），67后高于60后（均值差為0035），未達到統(tǒng)計顯著，假設1c不成立。

322工作價值觀與建言行為

將工作價值觀視作自變量，建言行為視作因變量，進行分層回歸分析。由表4所示（M1～M4），安全與舒適、能力與成長和地位與獨立的回歸系數(shù)分別為-0082，0088，0077（p<005）。M5～M8表明：能力與成長、地位與獨立的回歸系數(shù)分別為0089，0083（p<005），只有安全與舒適對抑制性建言影響不顯著（回歸系數(shù)為-0050，p>005）。因此，H2a得到部分支持，H2b和H2c均得到支持。

323代的調(diào)節(jié)作用

因為調(diào)節(jié)變量“代”為分類變量，為檢驗調(diào)節(jié)效應，采用分組比較方法[16]。首先，對60后、67后、80后組進行分組回歸分析，求出不同組的回歸系數(shù)β和R2，進行初步比較。然后，為避免群組樣本大小差異，檢驗自變量對因變量的R2解釋力度差異，采取相關系數(shù)轉(zhuǎn)化為Fisher z數(shù)值法，對不同z值進行Z-test檢驗。

如表5顯示：不同代際群體間的安全與舒適、能力與成長和地位與獨立對建言行為的回歸系數(shù)和解釋力度不同。但是，通過Z-test檢驗發(fā)現(xiàn)：代際群體之間均未有顯著差異（p>005）。H3a、H3b和H3c均不成立?？芍鷮ぷ鲀r值觀和建言行為的關系未有顯著調(diào)節(jié)作用。

此外將調(diào)節(jié)變量轉(zhuǎn)變?yōu)閱∽兞糠椒ǎ瑢φ{(diào)節(jié)效應進行補充驗證，結(jié)果如下（圖1a～1f）。

4結(jié)論與啟示

本文得出以下結(jié)論：只在能力與成長維度，80后顯著高于60后，其他工作價值觀維度未有顯著差異?？赡苁且驗榧w主義和組織社會化的存在，個體更傾向表現(xiàn)出與他人相似的價值取向，以保留團隊成員身份；安全與舒適和促進性建言顯著負相關，但對抑制性建言的影響不顯著，可能是因為抑制性建言強調(diào)個體說出不利于組織的壞話，這會損害團隊人際關系，引發(fā)成本—收益的理性思考。能力與成長、地位與獨立對建言行為的正向影響得到驗證；在不同代際群體間，工作價值觀對建言行為的影響未發(fā)現(xiàn)顯著差異?？赡艿慕忉屖墙ㄑ跃哂幸欢ǖ娜穗H風險，個體更可能出于成本-收益的考慮，而非聽從內(nèi)在“價值觀”的指引，從而削弱了代的調(diào)節(jié)作用。

管理啟示在于：企業(yè)管理者需轉(zhuǎn)變思維模式，換位思考，盡量避免從上往下的指令式管理，應采取“按需管理”方式，為不同代際群體打造量身訂制的管理方式，為80后提供更多的自主權和能力提升的機會，調(diào)動員工的積極性，激活個體；其次，正確看待員工的建言行為。建言行為已成為改善團隊工作流程，提高管理決策效率的有效工具。管理者須認識到不同代價值觀訴求，在滿足能力和成長、地位與獨立需求的前提，提升員工的建言能力和提供建言機會，達到企業(yè)與員工共同發(fā)展。

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（責任編輯：冉春紅）