黃雨晗　陶禎仙　田靈潔　柏柔潔

摘要：隨著社會經(jīng)濟體系的發(fā)展，人力資源對組織發(fā)展的重要性日益凸顯，煤炭行業(yè)作為傳統(tǒng)的勞動密集型行業(yè)，亦是如此。而科學的、有針對性的激勵機制是保證人力資源有效的重要前提，因此，文章旨在研究物質(zhì)激勵與精神激勵替代效應的影響因素，亦即影響員工關于受到物質(zhì)激勵還是精神激勵偏好的因素，以期為各類組織完善激勵機制提供參考。文章通過分析從煤炭行業(yè)中所得數(shù)據(jù)，采用相關性分析、因子分析、回歸分析等方法，得出結論：企業(yè)組織環(huán)境、員工個人發(fā)展及風險偏好都會對員工關于物質(zhì)激勵與精神激勵的偏好產(chǎn)生影響，其中企業(yè)組織環(huán)境的影響程度最大。

關鍵詞：煤炭行業(yè)；物質(zhì)激勵與精神激勵；激勵偏好；因子分析；回歸分析

一、引言

能源是人類生存不可或缺的要素，煤炭則是從古至今的能源提供主力軍。隨著社會經(jīng)濟體系的快速發(fā)展，煤炭企業(yè)也呈現(xiàn)出了快速發(fā)展態(tài)勢，其面對的市場壓力也在不斷加大，而各企業(yè)所面臨的競爭主要是人才競爭，因此，人力資源管理逐步成為現(xiàn)代企業(yè)管理中極其重要的一環(huán)，人力資源管理的加強可以提高現(xiàn)代企業(yè)管理水平，讓企業(yè)得以健康發(fā)展，不斷創(chuàng)造更大的價值。

員工激勵機制是人力資源管理的重要組成部分，應對其有效落實，通過有效合理的激勵理念與激勵措施以及物質(zhì)激勵與精神激勵的權衡調(diào)節(jié)，充分調(diào)動員工積極性，使其成為企業(yè)發(fā)展的根基。然而，盡管近些年煤炭行業(yè)有著極大的發(fā)展空間和市場潛力，我國煤炭行業(yè)的管理體制仍存在一定問題，對人力資源管理缺乏深刻認識，從而使整個行業(yè)的競爭力下降。張燕楠（2019）指出現(xiàn)階段煤礦企業(yè)所實施的人力資源激勵機制不具備多元化特點，并且管理模式過于落后，未重視員工的社會性。鄧波（2021）基于雙因素理論，提出員工人際關系與企業(yè)的權責分配情況等因素會影響企業(yè)激勵機制的效果，并可能導致人才流失。王國華（2019）認為激勵機制的不健全與缺乏針對性都會減弱激勵的效果，激勵手段的單一化造成激勵的邊際效應逐年遞減，從而制約企業(yè)的長遠發(fā)展。閆秀麗（2014）則指明煤炭企業(yè)激勵機制存在缺少創(chuàng)新意識、激勵手段單一、競爭激勵機制受體制影響等問題。

激勵機制的實施效果不僅與激勵手段的選擇有關，還與激勵對象的需求、狀況有著密切聯(lián)系，不同的員工在不同的階段，對于物質(zhì)激勵與精神激勵的偏好也會表現(xiàn)出一定的差異。因此，本文以煤炭行業(yè)企業(yè)員工為研究對象，探求員工對不同激勵手段的偏好，并深入研究影響員工對不同激勵手段偏好的因素，以為煤炭行業(yè)的各類組織完善激勵機制提供參考。

二、現(xiàn)有研究基礎

物質(zhì)激勵與精神激勵之間的辯證關系一直以來都備受關注。孫毓蔚（2013）指出物質(zhì)欲望的滿足會帶來物質(zhì)激勵效用的降低，只有在物質(zhì)激勵與精神激勵之間達到一種最佳組合，才能充分發(fā)揮人的潛力。池晨詩（2019）分析得出，物質(zhì)激勵與精神激勵彼此相融，唯有將兩者有機結合才能發(fā)揮出激勵機制的最佳效果。張燕斌（2017）提出，物質(zhì)激勵與精神激勵在人力資源管理的過程中缺一不可，二者相互依存、相互轉化。

新生代員工的流失是目前煤炭行業(yè)乃至各行各業(yè)都面臨著的重大問題，也是亟須通過激勵機制的改善來解決的問題。針對這一現(xiàn)象，鄧波（2021）基于雙因素理論分析得出，制度環(huán)境的不公正不完善、較差的工作環(huán)境、領導與同事的不認可、權責的不合理與不對等都會導致員工的流失。侯彬璐（2022）發(fā)現(xiàn)，員工的發(fā)展前景越好，其對企業(yè)忠誠度越高，跳槽可能性就越小，并提出發(fā)展前景具體可指職業(yè)發(fā)展機會、晉升機會等。汪曉天（2019）發(fā)現(xiàn)薪酬水平、發(fā)展前景、企業(yè)文化與參與管理這四種行為理論中的激勵因素對激勵回報是呈現(xiàn)顯著的正相關關系的。胡春英（2019）提出工作挑戰(zhàn)性、展現(xiàn)自我才能、工作條件、企業(yè)前景、績效考核公正性等因素都是重要的激勵因素。吳靜（2017）發(fā)現(xiàn)，具有內(nèi)在激勵偏好的個體在從事某項任務時，會比較看重工作本身的挑戰(zhàn)性及其帶來的樂趣。張麗芳（2009）發(fā)現(xiàn)外激勵與工作投入呈顯著正相關。陳爽英（2006）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)經(jīng)理的精神激勵價值與其風險厭惡度呈反向關系，并且有一部分人極為重視長期職業(yè)穩(wěn)定性和工作保障。

三、研究設計

（一）因素提煉

基于現(xiàn)有研究，本文提煉出了12個潛在影響因素，如表 1所示。

（二）數(shù)據(jù)來源

本次調(diào)研的樣本數(shù)據(jù)主要來自各地的煤炭企業(yè)，共收回有效問卷266份。其中人員特征如下：男性有258人，占比97.0%；女性有8人，占比3.0%。年齡特征如下：20歲以下1人，占比0.4%；20～29歲87人，占比32.7%；30～39歲111人，占比41.7%；40～49歲58人，占比21.8%；50歲以上9人，占比3.4%。工作年限特征如下：工作1年及以下的36人，占比13.5%；工作1～3年的有25人，占比9.4%；工作3～5年的有50人，占比18.8%；工作5～10年的有70人，占比26.3%；工作10年以上的有85人，占比32.0%。

參與調(diào)查的員工中，有229人來自民營企業(yè)，占比86.1%；有37人來自國有企業(yè)，占比13.9%。其中，管理人員135人，占比50.8%；技術/研發(fā)人員9人，占比3.4%；一線生產(chǎn)工作人員115人，占比43.2%；其他人員7人，占比2.6%。被調(diào)查者的職級分布如下：高管層12人，占比4.5%；中層管理者72人，占比27.1%；主管層48人，占比18.0%；職員134人，占比50.4%。

四、實證分析

（一）信度與效度分析

1. 信度分析

信度分析是指對測量資料的尺度之穩(wěn)定性、可靠性和可預測性的測度。Cronbach’s Alpha 系數(shù)是目前社會科學研究中最常用的信度分析方法。本研究中Cronbach’s Alpha系數(shù)為0.902，表明被測數(shù)據(jù)的一致性較強，數(shù)據(jù)非?？煽?。

2. 效度分析

效度分析是指測量結果的正確程度，反映了測量結果體現(xiàn)出來的某種結構與測值之間的對應程度。測量量表效度常用的兩種方法是KMO樣本測度和Bartlett’s球形值。本研究中KMO的值是0.892，Bartlett的球形檢驗的顯著性水平為0.000，小于0.05，均表明數(shù)據(jù)適合作因子分析。

（二）顯著性差異分析

針對員工關于對組織激勵與精神激勵傾向的打分，首先使用Friedman檢驗驗證員工對物質(zhì)激勵和精神激勵的打分是否具有差異。提出假設H0、H1。

H0：員工對精神激勵與物質(zhì)激勵的打分分布無顯著差異。

H1：員工對精神激勵與物質(zhì)激勵的打分分布存在顯著差異。

Friedman檢驗結果如下：精神激勵和物質(zhì)激勵得分的平均值分別為1.17、1.83，F(xiàn)riedman檢驗統(tǒng)計量的p值為0.00，小于0.05（本文中顯著性水平α均取0.05），因此拒絕原假設，認為員工對精神激勵與物質(zhì)激勵的打分分布存在顯著差異，即員工對物質(zhì)激勵和精神激勵的偏好存在差異。

隨后通過Kendall協(xié)同系數(shù)分析不同員工對精神激勵和物質(zhì)激勵的打分是否一致。輸出結果為：W協(xié)同系數(shù)為0.463，小于0.5，說明不同員工的打分標準存在一定的區(qū)別。

綜上，員工對精神激勵和物質(zhì)激勵的偏好存在一定的差異，不同員工對精神激勵和物質(zhì)激勵的打分標準也存在不同。因此需要探究影響員工偏好以及打分不同的影響因素。

（三）相關性分析

本文將提煉出的12個潛在自變量與因變量（員工對物質(zhì)激勵的偏好）進行相關性分析，得到以下pearson相關系數(shù)：個人能力發(fā)揮情況-0.085（與因變量的相關性系數(shù)，下同），工作投入-0.090，晉升機會-0.077，職業(yè)發(fā)展前景-0.098，以上因素在α=0.01的水平下顯著相關；風險偏好程度-0.103，公司對員工的人性關懷-0.178，工作條件-0.173，公司管理的公平性-0.229，企業(yè)前景-0.129，事業(yè)心-0.100，工作興趣-0.138，工作挑戰(zhàn)性-0.124，以上因素在α=0.05的水平下顯著相關。

由此可得，12個潛在自變量均與因變量顯著負相關，亦即與員工對精神激勵的偏好正相關。其中，公司對員工的人性關懷、工作條件、公司管理的公平性的相關性程度最高。

（四）因子分析

1. 變量共同度

變量共同度是指每個變量包含的信息可以被公因子解釋的程度，常用公因子方差來衡量。公因子方差越大，變量共同度越高，因子提取的結果越好。本文采用主成分分析法提取公因子，得到的公因子方差中，除了個人能力發(fā)揮情況的提取度是0.598，其余變量的變量共同度均大于0.6，表明提取出的公因子可以較好地解釋原始變量，因子提取的結果比較理想。

2. 總方差解釋

本文共提取出3個公共因子，3個共公因子的特征值均大于0.9，且這3個成分能解釋的總方差為70.330%，說明因子分析的結果比較理想。

3. 成分矩陣

在初始成分矩陣中，各變量在第一個公共因子上的載荷都較大，不能解釋主成分的意義。因此本文利用凱撒正態(tài)化最大方差法，對成分矩陣進行正交旋轉，以更好、更合理地解釋各個因子。旋轉后的成分矩陣可見表格2中的“因素載荷”列。

4. 因子解釋

對旋轉后的成分矩陣進行整理歸類。如表2所示，被測因子荷重均在0.6以上，且從各公共因子的Cronbach's Alpha系數(shù)可以看出各因子內(nèi)部的一致性程度較高。

從表2中可以得出：

公共因子F1上因子載荷值較高的因子有X11～X16共六個因素，且其均與企業(yè)的文化、管理、制度以及當前狀況等相關。由此，將F1定義為企業(yè)環(huán)境因素。

公共因子F2上因子載荷值較高的因子有X21～X25共五個因素，均與員工的職業(yè)發(fā)展相關且很大程度上受員工的主觀意愿與判斷影響。由此，將F2定義為個人發(fā)展因素。

公共因子F3上載荷值較高的因子只有X31，該因素單獨被一個因子所解釋，可以認為其具有企業(yè)以及員工雙重影響。由此，將F3定義為風險偏好。

5. 因子表達式

通過spss軟件得到3個公共因子的成分得分系數(shù)矩陣，由此可以得出3個公共因子的表達式如下：

企業(yè)環(huán)境=0.276*X11+0.282*X12+0.258*X13+0.257*X14+0.213*X15+0.156*X16-0.216*X21-0.096*X22-0.065*X23-0.011*X24-0.149*X25-0.089*X31

個人發(fā)展=-0.134*X11-0.150*X12-0.111*X13-0.146*X14-0.060*X15+0.036*X16+0.434*X21+0.317*X22+0.279*X23+0.236*X24+0.299*X25-0.008*X31

風險偏好=-0.034*X11-0.036*X12-0.071*X13+0.017*X14-0.022*X15-0.115*X16-0.103*X21+0.117*X22-0.058*X23-0.069*X24+0.367*X25+0.885*X31

（五）回歸分析

1. 相關性分析

對因子分析中提取的3個公共因子與因變量（員工對物質(zhì)激勵的偏好）進行相關性分析，得到以下結果：組織環(huán)境與因變量相關系數(shù)為-0.152，p=0.000；個人發(fā)展與因變量相關系數(shù)為-0.077，p=0.046；風險偏好與因變量相關系數(shù)為-0.090，p=0.021。結果表明，3個公共因子與員工對物質(zhì)激勵的偏好呈顯著負相關，亦即與員工對精神激勵的偏好正相關。

2. 回歸分析

回歸分析是一種被廣泛應用的數(shù)據(jù)分析方法，它不僅可以反映變量之間線性相關的強弱程度，更是側重以回歸方程的形式考察變量之間的數(shù)量變化規(guī)律。本文采用多元回歸分析的方法，將因子分析中提取出來的三個變量作為解釋變量，解釋其與企業(yè)員工對物質(zhì)激勵偏好程度之間的線性關系，得到系數(shù)表如表3所示。從表3可以看出，組織環(huán)境、個人發(fā)展、風險偏好的t檢驗顯著性均小于0.05，表明被解釋變量與全體變量的線性關系顯著。模型的表達式為：

對于物質(zhì)激勵的偏好=70.627-3.46*組織環(huán)境-1.763*個人發(fā)展-2.039*風險偏好

五、結論與建議

（一）研究結論

基于調(diào)查問卷數(shù)據(jù)，通過相關性分析、因子分析與回歸分析，本文得出以下結論：

第一，煤炭企業(yè)員工對于物質(zhì)激勵與精神激勵的偏好以及衡量的標準都存在顯著性差異，并且直觀上來看，員工對于物質(zhì)激勵都有著更明顯的偏好。

第二，個人能力發(fā)揮情況、工作投入、風險偏好程度、員工對公司的人性關懷、工作條件、公司管理的公平性、晉升機會、職業(yè)發(fā)展前景、企業(yè)前景、事業(yè)心、工作興趣、工作挑戰(zhàn)性都會對員工關于兩種激勵手段的偏好產(chǎn)生影響，且上述因素都與員工對物質(zhì)激勵的偏好呈負相關。其中，公司對員工的人性關懷、工作條件、公司管理的公平性對員工的激勵偏好影響最大。

第三，影響員工關于物質(zhì)激勵與精神激勵偏好的因素可以分成企業(yè)環(huán)境（公司管理的公平性、公司對員工的人性關懷、工作條件、晉升機會、職業(yè)發(fā)展前景、企業(yè)前景）、個人發(fā)展（工作投入、工作興趣、個人能力發(fā)揮情況、事業(yè)心、工作挑戰(zhàn)性）、風險偏好（風險偏好程度）這三個維度。

第四，通過相關性分析得知，因子分析提煉出的3個因子（組織環(huán)境、個人發(fā)展、風險偏好）均與員工對物質(zhì)激勵的偏好顯著負相關。且通過多元線性回歸分析得知，這3個因子與員工對物質(zhì)激勵偏好的線性關系顯著，可以表達為：對于物質(zhì)激勵的偏好=70.627-3.46*組織環(huán)境-1.763*個人發(fā)展-2.039*風險偏好。

（二）建議

第一，構建有針對性且符合企業(yè)發(fā)展的企業(yè)激勵機制。一方面，企業(yè)應構建有針對性的激勵機制。在現(xiàn)有的研究中，閆秀麗（2014）、王國華（2019）等人都已發(fā)現(xiàn)目前企業(yè)的激勵機制都存在激勵內(nèi)容缺乏針對性的問題。本文在研究中也發(fā)現(xiàn)，個人發(fā)展需求以及風險偏好較高的員工，在受到激勵時會更偏好精神激勵。因此，在保證企業(yè)正常運作效率的前提下，企業(yè)應定期了解員工的近期需求、個人發(fā)展目標等，并以此為依據(jù)實施相應的激勵措施，盡量滿足員工的多元化需求，充分發(fā)揮激勵的效用，增強員工對企業(yè)、工作的歸屬感與認同感，更積極、主動、認真地投身于工作中去，為企業(yè)的建設與發(fā)展助力。另一方面，企業(yè)應構建與自身發(fā)展相適應的激勵機制。構建有效激勵機制的最終目的仍是要促進、推動企業(yè)的發(fā)展。本文研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)發(fā)展前景與行業(yè)發(fā)展前景較好企業(yè)中的員工，會更偏好精神激勵；在對員工的人性關懷、組織管理、為員工提供的晉升機會、工作環(huán)境等方面做得較好的企業(yè)中，員工也會更偏好精神激勵。因此企業(yè)可以根據(jù)自身以及所處行業(yè)的發(fā)展狀況，結合自身可以為員工提供的硬性、軟性條件，來相應地分配激勵機制中物質(zhì)激勵與精神激勵的比例。

第二，建立健全企業(yè)的管理機制。為了使激勵機制發(fā)揮其應有的效用，企業(yè)應當建立一套公開、合理且公平的績效考核體系以及高效的信息反饋渠道，以保證考核結果的科學性、合理性與準確性。企業(yè)可以針對不同的部門、崗位設置相應的績效考核體系，確定基本的考核目標、內(nèi)容、要求，再根據(jù)實際情況加以調(diào)整。同時，為了應對一些特殊情況，企業(yè)也要采取特殊的方法來記錄優(yōu)秀員工的行為，對其實施相應的激勵。

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＊基金項目：2022年江蘇省大學生創(chuàng)新訓練計劃“物質(zhì)激勵與精神激勵邊際替代效應的影響因素研究：基于煤炭行業(yè)的數(shù)據(jù)”（202210290218Y）。

（作者單位：中國礦業(yè)大學）