李斯 李群 尹貞姬

【摘 要】文章選取了不同地區(qū)中小型企業(yè)知識型員工為調(diào)查對象，對企業(yè)員工的組織承諾與工作投入的關(guān)系進(jìn)行研究。研究結(jié)果表明：組織承諾及其各因子與工作投入各因子之間均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。情感承諾和規(guī)范承諾對工作投入總體及奉獻(xiàn)因子有正向影響;情感承諾和持續(xù)承諾對專注因子有正向影響;活力因子只有情感承諾對其產(chǎn)生正向作用。

【關(guān)鍵詞】中小企業(yè);知識型員工;組織承諾;工作投入

1 問題提出

工作投入是員工在工作中保持的一種樂觀且積極向上的狀態(tài)，表現(xiàn)為在工作中會付出更多的時間和精力，分為活力、奉獻(xiàn)、專注3個方面（Schaufeli，2002）[1]。高度的工作投入感可提高個人和組織的工作績效，進(jìn)而提高企業(yè)的核心競爭力。組織承諾被美國心理學(xué)家Becker（1960）定義為“能夠反映組織成員對組織的目標(biāo)與價值的認(rèn)同，并且愿意投入組織、為組織付出并且對組織有忠誠度，有繼續(xù)在組織中留下的意愿等多種狀態(tài)的統(tǒng)一”[2]。Meyer和Allen（1990）提出了情感承諾、規(guī)范承諾、持續(xù)承諾的經(jīng)典三因子結(jié)構(gòu)。組織承諾可以調(diào)動員工工作自主性，提高工作績效，降低離職率。

國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)在組織承諾和工作投入的關(guān)系研究中取得一定的成果。Eisenberger（2001）認(rèn)為兩者存在互為前因或結(jié)果變量的兩種關(guān)系[3]。Becker（1960）認(rèn)為，員工的組織承諾被強(qiáng)化，其會加倍努力工作，從而提高企業(yè)生產(chǎn)力和組織效能;如果組織承諾被弱化，則很容易導(dǎo)致離職、缺勤，降低工作效率，影響工作投入[4]。

學(xué)者們對組織承諾和工作投入的研究表明二者之間有著緊密的關(guān)聯(lián)性，但是以中小型企業(yè)知識型員工為研究樣本，深入探究組織承諾及其子維度對工作投入及其子維度的影響方面尚沒有更多的研究和較為一致的結(jié)論，本文將對此進(jìn)行深入研究。

2 數(shù)據(jù)來源與方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究以中小企業(yè)知識型員工為調(diào)查對象，采用隨機(jī)抽樣的方法，通過網(wǎng)絡(luò)發(fā)放問卷，共發(fā)放265份問卷，其中有效問卷為241份，回收率為91%。調(diào)查對象的具體情況如下：在性別比例上，男性為103人，占42.7%，女性為138人，占57.3%，女性占比稍多。在年齡結(jié)構(gòu)上，25歲以下有58人，占24.1%，26～35歲有105人，占43.6%，36～45歲有67人，占27.8%，45歲以上有11人，占4.6%，從這一比例中可看出，知識型員工中年輕人的占比較多。在學(xué)歷結(jié)構(gòu)上，高中及以下的占比最少，為5%，本科學(xué)歷人數(shù)最多，為124人，占51.5%，碩士及以上也有一定的占比，為16.2%，這說明在企業(yè)中擁有本科及以上學(xué)歷的知識型員工大部分都是中青年員工。在工作時間上，工作10年以上的老員工較少，占4.6%，2年及以下工作經(jīng)歷為81人，3～5年為84人，6～10年為65人。在職位層級上，以普通員工為主體，占70.5%，基層管理者占22.8%，中層管理者占6.6%。

2.2 研究工具

工作投入量表采用Schaufeli（2006）編制的UWES-9量表。該量表是UWES-17量表的簡化版，共9個題項(xiàng)，仍然保留了工作投入的活力、奉獻(xiàn)、專注3個維度。組織承諾量表采用Meyer和Allen（1990）開發(fā)的量表，包含情感承諾、持續(xù)承諾、規(guī)范承諾3個因子，共12個題項(xiàng)。此兩項(xiàng)量表均采用Likert五點(diǎn)計(jì)分法，得分越高代表承諾和投入的水平越高。

組織承諾的3個因子與工作投入的3個因子的Cronbach's a值>0.8，說明各因子間具有內(nèi)部一致性，問卷信度較高。組織承諾與工作投入量表的KMO值為0.951和0.941，均>0.9，Bartlett的球形度檢驗(yàn)P=0.000<0.001，達(dá)到顯著水平，說明問卷效度較高。

2.3 研究方法

數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析運(yùn)用SPSS20.0進(jìn)行處理。對組織承諾與工作投入內(nèi)的各個因子的均值和標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，對其各自的相關(guān)性進(jìn)行Pearson相關(guān)分析，對組織承諾內(nèi)各因子對工作投入總分及其各因子的影響作用使用逐步線性回歸法。

3 數(shù)據(jù)分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

從表1可知，中小企業(yè)知識型員工的組織承諾均值為3.85，高于中位數(shù)3，處于中等偏上水平。3個因子的得分從高到低為情感承諾、規(guī)范承諾、持續(xù)承諾，可以看出知識型員工對組織的情感承諾最高，高于規(guī)范承諾和持續(xù)承諾。工作投入的均值為3.96，處于偏上水平，其中最高的是專注因子，其次是奉獻(xiàn)，最后是活力因子。

3.2 組織承諾與工作投入的相關(guān)性分析

從表2可知，組織承諾與工作投入具有較強(qiáng)的正相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)達(dá)0.86，說明企業(yè)員工的組織承諾越高，工作投入也越高。組織承諾的3個因子（情感承諾、規(guī)范承諾、持續(xù)承諾）與工作投入的3個因子（活力、奉獻(xiàn)、專注）也都分別具有正相關(guān)，這一結(jié)果與滕少霞（2010）的研究結(jié)果相同[5]。

3.3 組織承諾對工作投入的回歸分析

為了進(jìn)一步研究組織承諾及其3個因子對工作投入及其3個因子的影響程度，選用逐步多元線性回歸方法探索各個自變量對因變量的影響程度，從而構(gòu)成回歸方程。

3.3.1 組織承諾各維度對工作投入的影響

以組織承諾的3個因子為自變量，情感承諾X1，規(guī)范承諾X2，持續(xù)承諾X3，工作投入為因變量Y，做多元線性回歸，結(jié)果見表3。

根據(jù)逐步回歸分析的標(biāo)準(zhǔn)，情感承諾進(jìn)入模型1的回歸方程，規(guī)范承諾進(jìn)入了模型2的回歸方程，而持續(xù)承諾（P>0.05）未進(jìn)入方程中，說明組織承諾中只有情感承諾和規(guī)范承諾對工作投入有預(yù)測效果，持續(xù)承諾對工作投入沒有預(yù)測效果。這一結(jié)果與Anita L. Blanchard和Jennifer Welbourne（2009）的研究結(jié)果一致[6]，他們認(rèn)為情感性承諾、規(guī)范性承諾與主動性工作投入顯著正相關(guān)。根據(jù)決定系數(shù)R2=0.779可知，情感承諾和規(guī)范承諾對工作投入的聯(lián)合解釋變異量為77.9%。情感承諾對工作投入的相關(guān)系數(shù)為0.671，大于規(guī)范承諾的相關(guān)系數(shù)0.233，說明情感承諾對工作投入的影響最大，規(guī)范承諾次之，而持續(xù)承諾對工作投入沒有影響。方程整體性檢驗(yàn)F=420.172，P<0.05，容差<1.000，VIF<5，說明回歸方程成立且自變量之間不存在多重共線性。因此，組織承諾3個因子對工作投入的回歸方程為Y=0.643X1+0.213X2+0.641。

3.3.2 組織承諾各維度對活力的影響

自變量為情感承諾X1，規(guī)范承諾X2，持續(xù)承諾X3，工作投入中的活力因子為因變量Y1，做多元線性回歸，結(jié)果見表4。

經(jīng)回歸分析可知，組織承諾的3個因子中只有情感承諾因子達(dá)到顯著性水平，進(jìn)入了對活力的回歸方程中，規(guī)范承諾和持續(xù)承諾沒有達(dá)到顯著性水平，對活力沒有預(yù)測作用。根據(jù)決定系數(shù)R2=0.693可知，情感承諾對活力的解釋變異量為69.3%。情感承諾對活力的相關(guān)系數(shù)為0.833，說明情感承諾對活力的影響力較大。方程整體性檢驗(yàn)F=540.577，P<0.05，容差<1.000，VIF<5，說明回歸方程成立，并且自變量之間不存在多重共線性。因此，組織承諾因子對活力的回歸方程為Y1=0.873X1+0.515。

3.3.3 組織承諾各維度對奉獻(xiàn)的影響

自變量為情感承諾X1，規(guī)范承諾X2，持續(xù)承諾X3，工作投入中的奉獻(xiàn)因子為因變量Y2，做多元線性回歸，結(jié)果見表5。

經(jīng)數(shù)據(jù)分析，情感承諾和規(guī)范承諾通過了顯著性檢驗(yàn)進(jìn)入對奉獻(xiàn)的回歸方程。持續(xù)承諾依然被排除在外，對奉獻(xiàn)不具有顯著性，未進(jìn)入方程。根據(jù)決定系數(shù)R2=0.737可知，情感承諾和規(guī)范承諾對奉獻(xiàn)的聯(lián)合解釋變異量為73.7%。情感承諾對奉獻(xiàn)的相關(guān)系數(shù)為0.630，規(guī)范承諾對奉獻(xiàn)的相關(guān)系數(shù)為0.250，情感承諾的影響大于規(guī)范承諾，因此情感承諾首先進(jìn)入模型1的方程中，而后規(guī)范承諾進(jìn)入模型2的方程。方程整體性檢驗(yàn)F=333.826，P<0.05，容差<1.000，VIF<5，說明回歸方程成立，并且自變量之間不存在多重共線性。因此，組織承諾3個因子對奉獻(xiàn)的回歸方程為Y2=0.687X1+0.261X2+0.243。

3.3.4 組織承諾各維度對專注的影響

自變量為情感承諾X1，規(guī)范承諾X2，持續(xù)承諾X3，工作投入中的專注因子為因變量Y3，做多元線性回歸，結(jié)果見表6。

此次回歸分析結(jié)果與前面的結(jié)果有所區(qū)別，持續(xù)承諾進(jìn)入了回歸方程，而規(guī)范承諾被排除在外。根據(jù)決定系數(shù)R2=0.598可知，情感承諾和持續(xù)承諾對專注的解釋率為59.8%。方程整體性檢驗(yàn)F=177.136，P<0.05，容差<1.000，VIF<5，說明回歸方程成立，且自變量之間不存在多重共線性。組織承諾3個因子對奉獻(xiàn)的回歸方程為Y3=0.553X1+0.212X3+1.088。

從以上研究中可看出，情感承諾在組織承諾中的重要程度要超過規(guī)范承諾和持續(xù)承諾。Mathieu和Zajac（1990）的分析同樣發(fā)現(xiàn)，組織承諾與工作投入之間保持著一種穩(wěn)定的關(guān)系，其中工作投入與情感承諾之間的關(guān)系要強(qiáng)于工作投入與其他承諾間的關(guān)系[7]。

4 啟示

從本文的研究結(jié)果可看出，企業(yè)可以通過提高員工組織承諾的水平來提高其工作投入，主要是從情感承諾和規(guī)范承諾兩個角度入手效果更佳。情感承諾體現(xiàn)了員工對組織的情感依賴，規(guī)范承諾使員工具有更多的責(zé)任感，因此組織應(yīng)給予員工更多的支持和鼓勵，提高企業(yè)的凝聚力，創(chuàng)造良好的工作氛圍，讓員工感到自己是組織中的重要一員，愿意為組織付出。此外，企業(yè)應(yīng)用公平合理的薪酬體系等管理制度激勵員工，更好地提升其工作投入水平。

參 考 文 獻(xiàn)

[1]Schaufeli W B，Salanova M，Gonza lez-Roma V，et al.The measurement of engagement and burn-out and a confirmative analytic approach[J].Journal of Happiness Studies，2002，3：71-92.

[2]Becker F S.Notes on the concept of commitment[J].American Journal of Sociology，1960，66，32-40.

[3]Eisenberger.Reciprocation of perceived organizatio-nal support[J].Journal of Applied Psychology，2001，86（1）：42-51.

[4]Becker H S.Notes on the Concept of Commitment[J].American Journal of? Sociology，1960，66，32-42.

[5]滕少霞.心理資本、組織氣候與員工工作態(tài)度關(guān)系的實(shí)證研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2010（4）：88-90.

[6]王勇.企業(yè)員工組織承諾與工作投入的相關(guān)研究[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究，2009（4）：51-53，56.

[7]姚海娟，張斌，李磊.員工組織承諾、工作滿意度與工作投入關(guān)系的實(shí)證分析[J].赤峰學(xué)院學(xué)報（自然科學(xué)版），2013，29（14）：142-144.