人格特质、职业倦怠与离职倾向关系研究

 摘 要

市场经济条件下,劳动者不再从一个单位而终,离职现象普遍,因此制约了组织的健康发展。基于此,以离职倾向为探究对象,从员工人格特质和职业倦怠两个维度入手,探索两两之间的关系且验证职业倦怠在内外控人格特质和离职倾向关系中的中介作用。基于上述的研究目的,本文首先通过文献阅读、问卷调查以及统计分析等方法,以人格特质、职业倦怠和离职倾向为研究变量,构建理论模型进行研究,探讨在中国企业员工环境下三者间的相关关系。后基于回收的问卷运用SPSS 22进行假设检验分析,最终得到人格特质与离职倾向存在负相关关系,即人格特质倾向于外控的员工往往更容易产生离职的倾向;人格特质与职业倦怠存在负相关关系,即当员工人格特质越倾向外控型人格,其情感衰竭程度、低成就感和玩世不恭感就越强烈。离职倾向与职业倦怠存在正相关关系,即当员工情感衰竭程度、成就感越低和玩世不恭感越强烈时该员工往往会产生离职倾向。职业倦怠变量通过人格特质变量对离职倾向起间接影响,其间接效应百分比为51.4%。

鉴于研究结论我们提出相关管理建议:(1)建立完善企业招聘机制;(2)建设具有企业特色的企业文化;(3)开设第三方沟通渠道,重视员工关怀;(4)设立合理的绩效薪酬联动机制,提高员工成就感。

关键词:人格特质,职业倦怠,离职倾向,相关性研究

1.绪论

  1.1研究背景

新经济时代,企业间的“战争”多为抢人大战,一个企业拥有人才的数量一定程度上决定着企业的命运。然而随着我国市场经济的不断发展,越来越多的人不再安于工作本身想去看看外面的“花花世界”,因此越来越少的企业员工会将自己的职业生涯全部奉献给一个企业,员工离职的现象越来越普遍。离职有主动离职和被动离职的归类,其区别在于离职的行为是否以员工本人意愿为转移。因本人主观意愿做出离职决策的,如辞职,称为主动离职;非因本人意愿造成的离职,如裁员,称为被动离职。因此学界(指人力资源管理学或组织行为学等,下同)将研究视角放在了主动离职上。然事物的产生总有其两面性。离职(下文如未特殊说明,均指主动离职)从积极角度看有利于一个企业的人员流动,给企业带来新鲜血液,有助于提高企业活力;于个人而言离职也是人才主体意识觉醒的一个标志,有利于个人看清自我价值;于社会而言离职现象有助于激活人才市场活力,从而带动企业间的良性竞争保持市场活力。但从消极方面而言,企业普遍的离职现象造成了招聘是人力资源工作者耗时最多的事务性工作,更为严重的是过高的离职会给企业声誉带来一定影响从而加重招聘的难度形成恶性循环;其次离职也会给企业增加一定的用工成本,包括显性成本和隐性成本且隐性成本远远高于显性成本;上述种种都会导致企业利润的降低。鉴于此对离职进行系统化的研究尤为必要,且重要。

离职倾向作为离职行为的前置状态,且前者对后者具有一定的预测作用。而职业倦怠(工作压力下身心俱疲的一种状态)又是目前离职研究的重要影响因素。

相较于职业倦怠用于解释离职倾向的研究文献,探究人格特质对离职倾向关系的文献相对较少。内外控人格特质又是人格特质学说里在管理学应用相对广泛的一种学说。内控人格特质和外控人格特质的根本区别在于个体是否视行为(结果)是否可由个人控制或调节。内控人格特质的个体认为行为(结果)可由自己掌控或调节;而外控人格特质的个体认为行为(结果)由外界因素所控制,不为自己的意志为转移。

 1.2研究目的及意义

(1)研究目的

根据上述研究背景,本文旨在探讨样本群体个人人格特质、职业倦怠和离职倾向的关系,具体来讲本文研究目的有如下几点:

探究样本员工人口统计学特征(如年龄、性别、婚姻状况、受教育程度等)之于个人人格特质、职业倦怠和离职倾向是否存在显著差异;验证个人人格特质和离职倾向之间是否具有相关关系;验证职业倦怠和离职倾向之间是否具有相关关系;若上述关系成立,则进一步探究职业倦怠是否为影响个人人格特质和离职倾向关系的中介因素;最后根据研究结果,提出有效的降低员工离职倾向的建议。

(2)研究意义

本研究希望通过探究样本人格特质、职业倦怠对离职倾向的影响程度,让企业员工对离职倾向有一个理性的认识。同时也可以使企业在人力资源管理工作中,有意识干预员工的离职倾向,降低员工的职业倦怠程度,提高员工对组织的承诺,从而发挥员工对工作的积极性,提高个人工作的质量水平。这对降低企业离职率,形成企业良好的工作氛围和有效进行人力资源的管理工作具有较为重要的意义。

 1.3研究内容

本文内容共分五章,分别为:

第一章为绪论,本部分阐述了论文的研究背景、研究目的、研究意义、研究内容以及研究方法。

第二章为文献综述。通过研读内外控人格特质、职业倦怠和离职倾向的相关文献,阐明本文研究的各变量。

第三章为研究假设。本章基于前人研究提出本文的研究假设。

第四章为研究设计和实证分析。这一章上承前文综述,进行问卷设计,为实证研究奠基。后利用现实或网络渠道收集研究的数据,在数据的基础上进行初步的样本统计分析。本研究首先采用信效度检验、因子分析确保数据的有效性和可靠性;然后对内外控人格特质、职业倦怠和离职倾向三个变量进行描述性统计分析,得出各变量的基本情况;而后对各变量之间的相关性进行检验,最后对人格特质变量的中介作用进行检验。

第五章为研究结论和建议。本章综述研究结果,并且基于研究成果针对离职问题提出合理可行的建议。

图 1.1研究框架

9cadfcb18249c83c7d66d049a0ea956f  1.4研究方法

(1)文献研究法

本研究主要采用文献研究法,其贯穿于本研究的始终。首先,收集国内外和内外控人格特质、职业倦怠和离职倾向的文献;而后粗读收集文献筛选出相关度较高、时间较新和得出最新研究成果的文献;其次仔细阅读筛选后的论文资料,对本文研究的问题在国内外研究状况以及先前学者研究的方法、角度做了大致了解和记录。通过上述两步作为本研究开展的基础,在后续研究中出现相应新问题,继续补充相关文献以保证论文撰写工作的正常开展。

(2)问卷调查法

实证性论文数据无法直接从现有数据中获得,需要编制调查问卷并发放给目标人群来取得分析必要的数据。为保证研究数据的信度和效度,本文所使用的调查问卷在借鉴前人成熟的人格特质、职业倦怠度和离职倾向的调查量表基础上进行设计,选定受访人群,采用网络发放问卷的形式进行相关数据的收集工作。

(3)统计分析方法

在问卷收集工作完成后,在问卷星平台对于收集到的问卷数据预处理,剔除不符合要求的问卷数据。对保留下的有效数据运用 SPSS.22软件进行分析,探究数据的人口统计学信息统计、对量表信度效度分析、探索性因子分析、变量相关性分析以及回归分析等,以此用来检验研究的假设,并得出研究结论。

 2.文献综述

  2.1人格特质的相关研究

(1)人格特质概述

Jerry Burger(2014)在其著作中将大量的关于人格的理论归为六个流派:精神分析流派、特质流派、人本主义流派、行为主义流派、生物学流派和认知流派。人格特质理论就源于特质流派,其核心在于人格可用有限的数个特质加以描述,由此产生了二因素、三因素、五因素理论。

Gordon Willard Allport(1968)认为人格由处于不同地位且又相互联系三方面构成,基于此他将个人特质分为三个维度:首要特质、重要特质和次要特质。而Raymond Bernard Cattell认为人格特质是稳定持久的,不会轻易产生大的改变,基于此他将个人特质划分为根源特质和表面特质。根源特质可以影响一个人的整体风格,是关键的个人特质,表面特质可以根据环境变化。并且Cattell(1949)将众多特质描述性词汇简化出160个同义词组用来因素分析,最终分离出16个初级因素,经试验得出了16PF。Cattell认为每个人身上都具备这16种特质,只是在程度上有所差异。

Hans Jurgen Eysenck(1947)认为人格特质是共同倾向的习惯性反应,其理论核心是人格结构层级说和三维度人格类型说。Eysenck确定了人格类型的三个基本维度:外倾性、神经质和精神质,并构建了艾森克人格问卷(EPQ)。

五因素理论是处于不断完善中而又较为学界认可认可的一种人格特质理论。起初Donald W. Fiske(1949)在卡特尔开发的22个变量中提取出5个因素且命名为:自信的自我表达、社会适应性、从众、情绪控制和智力。Fiske归纳的五个因素除“智力”因素外皆沿用至今。相同的方法,E C Tupes和R E Christal(1961)也提取出了5个因素:文雅、愉悦、精力充沛、稳定的情绪、可信赖。此后学者对五因素进行重新命名,如今学界普遍将大五人格概括为:开放性、尽责性、外倾性、随和性和神经质。

在我国学界对于人格特质的研究多为实证类研究,测量工具(量表)也多为沿用国外量表;但是由于国内外文化差异较大,往往测量会出现偏差。因此我国学者根据本土文化制定了中国版的人格特质测评量表。杨国枢和彭迈克(1984)提出的描述人格的三个常见因素:热情活泼对应严肃呆板,精明干练对应愚蠢懦弱,善良诚朴对应阴险浮夸;杨波(1999)提出的当代中国人格特质的5个维度:勤勉性、评价性、外倾性、神经质、恭顺性(黄继生,2017;于淼,马文甲,2018[]);;郑琳琳(2017)在大五人格的基础上对原始性创新人才进行建模。

(2)内外控人格特质

Rotter J B(1954)首次提出内外控人格特质的概念在其研究成果中,他认为内外控人格是对行为或行为导致的结果强化后的概化的信念和期盼,强化是指能够影响行为产生、倾向或类别的任何事物。如果一个人认为自身行为或行为导致的结果是由自身属性导致的,且自身可以控制和预测,这种类型的人的人格为内控型人格;反之如果认为是因为运气、机会、环境而促成行为或产生结果,则称为外控型人格(赵晗,高晓雷,2020;陈路雪,2020)。因为两种类型的人格归因方式不同,因此二者行为上会存有差异,如内控者遇到挫折会积极主动而外控者则强调随遇而安等。

内外控人格特质但并非一成不变,Furnham A和Drakeley R(1993)研究发现员工的学习积累会带动其内外控倾向的转变(赵波,汤柳仙,严俊洁,2020);Tong Jiajin和Wang Lei(2006)指出随着物质生活水平的提高,中国员工的内控倾向也有所提升。

 2.2职业倦怠的相关研究

关于职业倦怠的研究始于上世纪的七十年代,由临床心理学领域开始率先研究,而后社会心理学和组织行为学领域的学者也开始了相关研究。50年左右的时间,学界从对“职业倦怠”概念的界定到实证研究都取得了丰硕的成果。

(1)职业倦怠的概念界定

“倦怠”一词出自始学者Freudenberger于1974年发表的论文中,文中Freudenberger认为职业倦怠是情绪、体力或精力上出现衰竭的一种状态(宋娟丽,宋秀婵,梅秋风,2021)。其成因是服务业从业者对不断提出的需求承受能力达到了临界值。Maslach(1976)提出职业倦怠是个体情感耗竭、人格解体和个人成就感降低的一种综合症状。但Maslach在后续研究中不断完善其理论,从社会心理学的角度提出职业倦怠可能存在于各个领域,如婚姻、学习等,且将职业倦怠模型化:情感衰竭、去个性化以及个人成就感降低。这一职业倦怠的三维模型也得到了学界广泛的认同。

20世纪90年代,我国学者开始研究职业倦怠且研究对象多为教师。国内对职业倦怠的概念界定多沿用Maslach与Jackson(1981)的上述定义,但也在教师职业倦怠领域,王芳、许燕(2006)结合中国教师的特点,提出了四维模型。近年来国内研究对象转向医护人员和警察。

(2)职业倦怠的量表开发

鉴于职业倦怠的研究是从个体到群体的研究规律,量表的开发也遵从此规律。较有代表性的个案量表有Maslach和Jackson于1982年制定的MBI量表以及相应的子量表;亦有学者针对工作和倦怠的关系开发了量表,如Shriom与Melamed于2003年制定的SMBM量表。

为了满足实际研究需要,我国学者结合国人特点对职业倦怠测量量表进行了本土化修改,如李超平编制的中国情境下职业倦怠量表[]。王国香、刘长江、伍新春(2003)以中学教师为样本修订编制了EBI。

(3)职业倦怠影响因素

职业倦怠影响因素的研究框架逐渐清晰,随着关于职业倦怠的研究不断深入。其主要源于两个方面:环境因素和个人因素。

环境因素主要表现在工作要求-资源,其关注点在于组织。学者陈敏灵、王孝孝(2019)认为个体的生理成本和心理成本会由工作要求(如工作量、工作压力等)产生,而个体从组织中得益的资源(如晋升机会等)则会降低这种成本;但当成本大于在组织中的资源收益时,个体就会产生职业倦怠。李晓巍、郭媛芳、王萍萍(2019)研究结果表明幼儿园教师群体职业倦怠感和组织气氛(即幼儿园园长和教师的行为交互)呈负向相关;此外有一些学者通过实证研究表明职业压力对职业倦怠的影响显著(李宜娟,张景焕,2020;许莹,徐秋月,闫芳,2019)。

在个人因素方面,学者们往往将研究视角聚焦于人口统计特征和个性特质。1982年Maslach在研究中指出年龄和职业倦怠存在相关关系,职业倦怠出现于职业生涯的早期。朱姝、史央群(2008)通过对80名银行知识型员工的调查分析得出员工个体特征与职业倦怠的产生具有一定的相关性,其研究中个体特征包括性别、年龄、婚姻状况、受教育程度等。谢治菊、朱绍豪(2020)以基层公务员为调查样本,认为女性基层公务员职业倦怠感高于男性公务员;但胡维芳、赵慧莉(2019)在调查西北地区高职教师职业倦怠程度时发现性别因素对职业倦怠作用并不显著。郑晓芳、崔酣(2010)发现职业倦怠现象与教师自身的人格特质具有显著正相关性(胡维芳,赵慧莉,2019)。郑晓芳(2005)此外,一些学者研究发现低自尊、神经质高和外控型的教师更容易出现倦怠(郑晓芳,2005;冀东莹,2017)。

(4)职业倦怠的后果

职业倦怠的后果研究多集中于临床医学方面,高职业倦怠的人常出现一些身体问题,如疲乏、失眠等(安娜,2008[];袁迎春,2021)。但在组织行为上,高职业倦怠的人多表现为迟到、早退、离职(付崇明,2006[];任晓慧,王思钰,崔延泽,2021)。

  2.3离职倾向的相关研究

专家、学者们对“离职倾向”这一领域的研究集中在两大方面:一是对离职倾向的概念界定;二是对影响离职倾向因素的探索。

(1)离职倾向概念的界定

研究者开始将离职问题纳入研究范畴始于上世纪七八十年代,但是长久以来对其未得到一个一致的定论。

Mobley (1982)的观点是学术界较为推崇的观点,即“心理状态”说。他认为离职倾向是员工在经历特殊的组织环境下产生的一瞬间且不坚定的想要主动离开组织的一种心理状态(郭会会,2019;林喜庆,郑琳琳,吴晓萍,2020;郭婷,2019)。

有学者认为离职倾向是员工想要离开当前组织环境的强烈程度,其本质也是一种心理状态(Thomas N. Martin,1979;李苏文,2020)。

但是也有部分学者认为离职倾向在“心理状态”的作用下会评估自身所处环境产生实质的离职行为。如一些学者认为离职倾向是员工在组织中遇到打击、挫折后的一种条件反射,产生离职的念头或采取实际离职行为的情况(Porter,Steers,1973;Hollingsworth,1978)

本文采用“心理状态”说,认为离职倾向是离职行为的前置状态,且前者可以预测后者。

(2)影响离职倾向的因素

学界从框架研究、具体因素探索实证研究两方面探究影响离职倾向的因素。

Roderick(2000)认为应该从个体变量、组织相关变量、外界环境变量和个人意愿分析离职倾向的因素,建构了分析员工离职倾向的大致框架。

后续专家学者的具体因素研究大都没超越此框架,苏方国、赵曙明(2005)认为组织认同影响员工的离职倾向,组织应该采取相应措施提高员工对组织的承诺,从而降低员工的离职。冯冬燕、王斌、吴芳(2007)[]对国有企业员工进行调查研究后发现工作内容乏味、氛围不好、工资水平、报酬公平度、晋升渠道等因素影响员工的离职倾向。

国内关于离职倾向研究较为密切的是对工作满意度的研究。贺建清(2020)指出校长领导力通过总体工作满意度影响教师的离职倾向;李宪印,杨博旭,姜丽萍等(2018)通过研究职业生涯早期员工发现工作满意度负向影响离职倾向;

随着学界对离职倾向的研究不断深入,有许多研究者在前人得出影响离职倾向的因素后进一步研究,引入了中介变量。王忠民(2001)引入了组织承诺的中介变量,认为政策导向会影响员工对偏离政策导向的组织的承诺,从而产生离职倾向或离职行为,选择政策所指引的方向就业。卞冉(2004)也在在对医护工作者进行调查研究后证明了组织承诺这一中介变量的中介作用。李宪印,杨博旭,姜丽萍等(2018)[]证明了组织承诺这一变量之于离职倾向的完全中介作用。

 3.研究假设

  3.1职业倦怠和离职倾向

社会认知主要由三个方面构成:人对于其自身的认知、人际之间关系的认知以及组织内部和组织之间关系的认知。而人对于某种事物或行为的态度以及由此产生的行为方式都是基于社会认知的,也可以说通过社会认知,个体会产生一系列的社会行为。即人的认知过程决定其行为。由此我们可知职业倦怠作为个体因素,是因为个体对工作中所遭受的压力或其他不满情绪不断累积而产生的身心耗竭现象,其本质是个体与环境作用而产生的主观感受,这种感受则会对其工作中的行为产生影响。离职倾向则为行为因素。

都伟浩(2018)研究表明职业倦怠和离职倾向正相关;并且一些学者(张莹,2018;包桉冰[],2018;徐征、闫存玲[],2019)在其研究中也指出职业倦怠正向影响离职倾向。因此做出假设:

H1:职业倦怠和离职倾向正相关。

 3.2内外控人格特质、职业倦怠和离职倾向

内控型人格认同“我命由我不由天”会主动调试自己的行为;而外控型人格则恰恰相反认为事情的发生和行为的结果不由人所干预,多由超自然的命运或运气决定。由此学界也展开了内外控人格的相关研究,其中学者在探索内外控人格和离职倾向关系问题时出现了分歧。Luo(1995)、高鹏程(2019)认为内控型人格的个体会积极寻找方法去解决工作中的困难,而非去逃避,因此内控型人格相较于外控型人格有较低的离职倾向。而学者Blau(1987)他们则认为内控型人格较为容易离职,因为内控型人格的个体在工作中遇到困难时会将积极的离职视为正确的选择。而综观我国学者在内外控人格特质领域的研究成果多赞同于前者,即内控型人格的个体更少地会产生离职倾向。综上而言,我们得出假设:

H2:离职倾向和内外控人格特质存在相关关系。

内外控人格特质其本质也是个体的认知方式不同,所以在同环境下采取的行为不同。由此做出假设:

H3:职业倦怠变量通过内外控人格特质变量影响离职倾向。

 4.研究设计和实证分析

  4.1调查问卷的发放和样本回收

本文的问卷调查样本是已就业人员,调查问卷主要在网络上以电子问卷的形式填写。

本次调查一共收集了103份调查问卷,现对已经收集的调查问卷按预设标准进行了筛查并剔除相关无效问卷,最终得到了92份有效的测试卷。

4.2问卷的信度与效度分析

  4.2.1信度分析

信度指问卷可信赖的程度,是观察题项间的一致性。本文采用克朗巴哈(Cronbach’sAlpha)系数[]来检验(调查)数据的信度。

内外控人格信度分析

内外控人格特质量表α系数为0.937(见表4.1),量表各个题项一致性较好。

表 4.1内外控人格特质量表信度分析

删除项目后的标度平均值 删除项目后的标度方差 校正后项目与总分相关性 项目删除后的克隆巴赫系数
Q11 57.902 132.661 .601 .935
Q12 57.804 131.961 .664 .933
Q13 57.870 132.708 .673 .933
Q14 57.783 134.392 .694 .933
Q15 57.891 131.087 .715 .932
Q16 57.641 133.705 .669 .933
Q17 57.826 131.486 .749 .931
Q18 57.674 135.563 .689 .933
Q19 57.978 132.725 .671 .933
Q20 58.120 131.030 .689 .933
Q21 57.924 128.357 .764 .931
Q22 58.228 132.178 .556 .937
Q23 57.913 132.937 .645 .934
Q24 57.989 132.582 .646 .934
Q25 57.728 130.486 .737 .931
Q26 57.815 133.097 .641 .934

职业倦怠信度分析

通过将职业倦怠量表所调查的数据导入SPSS 22得到职业倦怠量表的整体Cronbach’sAlpha系数为0.928,(见表4.2)表明量表内在一致性很高。而且职业倦怠各维度子量表的Cronbach’sAlpha系数均在0.9以上,说明各子量表可信度很高。

表 4.2职业倦怠量表信度检验

删除项目后的标度平均值 删除项目后的标度方差 校正后项目与总分相关性 项目删除后的克隆巴赫系数
Q27 18.424 51.873 .767 .918
Q28 18.250 53.750 .740 .920
Q29 18.511 52.802 .787 .917
Q30 18.402 51.628 .744 .920
Q31 18.435 54.578 .663 .924
Q32 18.250 52.849 .750 .919
Q33 18.315 53.361 .706 .921
Q34 18.359 54.189 .653 .924
Q35 18.359 55.397 .695 .922
Q36 18.315 52.174 .718 .921

离职倾向的信度分析通过将针对离职倾向所调查的数据导入SPSS 22得到离职倾向问卷的整体Cronbach’sAlpha系数为0.854(见表4.3),同样具有一致性。

表 4.3离职倾向的信度分析

删除项目后的标度平均值 删除项目后的标度方差 校正后项目与总分相关性 项目删除后的克隆巴赫系数
Q37 4.739 5.118 .676 .840
Q38 4.587 4.597 .748 .774
Q39 4.457 4.734 .753 .768

 4.2.2效度分析

信度已经验证了各部分的题项反映皆为同一主题,即问卷的信度良好。但仍需检验各部分的效度,效度是说各部分题项在反映同一主题的同时能否反映该主题里某一方面的问题。

所谓内容效度指的是问卷题目对相关测量的适用情况,是否具有高代表性,本文问卷经过很多学者实证研究使用具有比较高的内容效度。而结构效度[]通常会通过KMO值以及进巴特里球(Bartlett)球形检验来验证。KMO值指标常见标准是大于0.6,且正常巴特里球P值应处于0.05以下。进而用探索因子分析方法探究问卷的效度。

内外控人格特质的效度分析

由表4.4可知:量表的KMO值为0.898>0.7,以及p<0.05。适合做因子分析。

表 4.4内外控人格特质的效度分析

KMO 取样适切性量数 .898
Bartlett 的球形度检验 上次读取的卡方 650.309
自由度 66
显著性 .000

在此基础上,通过主成分分析法得出相关结果如图4.1。

图 4.1内外控人格特质量表因子分析

5dfd8d48f209acfd9797d6166cee1bf7  从图4.1中我们可知在特征值大于1时,可以提取出2个因子,说明内外控人格特质量表可以提取出两个因子,详细解释情况如表4.5。

表 4.5内外控人格特质变量解释总方差

旋转载荷平方和
总计 方差百分比 累积 %
1 4.372 36.432 36.432
2 3.268 27.237 63.669

探索性因子分析的结果如表4.6。

表 4.6内外控人格特质量表旋转后的成分矩阵

成分
1 2
Q15我为我所做的工作感到自豪: .808
Q24一般来说,认真工作的人都能得到好的报酬: .777
Q13当我早上起来的时候,我愿意去工作: .741
Q16我现在的所作所为决定了我的现在和未来: .685
Q18在工作中我会尝试用新方法来完成目标: .671
Q17不论做什么,我认为每个人几乎都可以完成自己想完成的工作: .643
Q25我认为工作结果的好坏差别在于运气的好坏:
Q23我能得到现有的工资福利,主要靠的是运气:
Q22升迁机会是给那些表现好的人的: .859
Q20我认为必须得到他人的帮助,才有机会升迁: .841
Q12我认为得到好的工作必须要靠亲朋好友的帮助: .651
Q21我认为升迁通常是靠运气: .602
提取方法:主成份分析。

旋转方法:Kaiser 标准化最大方差法。

a. 旋转在 3 次迭代后已收敛。

题项23、25 不符合矩阵的进入要求,因此将其剔除不予考虑。我们定义因子1:内控人格;因子2:外控人格

职业倦怠量表的效度分析

经分析职业倦怠量表 KMO 值为 0.916>0.7,且p<0.05(如表4.7)。原始数据有效性较好适合做因子分析。

表 4.7职业倦怠量表的KMO 和巴特利特检验

KMO 取样适切性量数。 .916
Bartlett 的球形度检验 上次读取的卡方 595.324
自由度 45
显著性 .000

探索性因子分析结果如表4.8。

表 4.8职业倦怠探索性因子分析结果

成分
1 2 3 公因子方差
Q33 .829 .801
Q29 .783 .817
Q27 .755 .785
Q28 .626 .684
Q35 .802 .795
Q36 .795 .817
Q34 .788 .738
Q30 .839 .866
Q32 .768 .802
Q31
特征值 2.993 2.385 1.153 总计
贡献率% 31.476 26.532 21.812 79.819
提取方法:主成份分析。

旋转方法:Kaiser 标准化最大方差法。

a. 旋转在 6 次迭代后已收敛。

如表4.8所示职业倦怠量表的10个题项里,题项31因公因子方差小于0.6,故将该题项排除。因子1的特征值为2.993,贡献率为31.476%;因子1包含33、29、27、28四个题项,其中因子方差最高的是0.829,最低的是0.626,结合理论我们将因子1定义为职业倦怠的情绪衰竭。

因子2的特征值为2.385,贡献率为26.532%;因子2包含三个题项34、35、36,其中因子方差最高的是0.802,最低的是0.788,结合理论我们将因子2定义为职业倦怠的低成就感(反向)。

因子3的特征值是1.153,贡献率为21.812%,因子3包含两个题项30和32,其中较高题项的公因子方差是0.839,较低的是0.768,结合理论将因子3定义为职业倦怠的玩世不恭。

因此通过探索性因子的方法得出职业倦怠的三个因子,累计贡献率为79.819%。

离职倾向的效度分析

由表4.9可知:内外控人格量表的 KMO 值为 0.722>0.7,且p<0.05。可以进行因子分析。

表 4.9离职倾向的KMO 和巴特利特检验

KMO 取样适切性量数。 .722
Bartlett 的球形度检验 上次读取的卡方 120.896
自由度 3
显著性 .000

在此基础上,通过主成分分析法得到结果如图4.2。

图 4.2离职倾向因子分析图

34bdff25901ec2bcd0d6dd667ab42166  由图4.2中我们可知在特征值大于1时,可以提取出1个因子,即内外控人格特质量表可以提取出以个因子,详细解释情况如表4.10。

表 4.10离职倾向变量解释总方差

组件 提取载荷平方和
总计 方差百分比 累积 %
1 2.321 77.377 77.377

探索性因子分析的结果如表4.11。

表 4.11离职倾向成分矩阵a

成分
1
Q39 .896
Q38 .893
Q37 .850
提取方法:主成份分析。a. 已提取 1 个成分.

对照内外控人格特质量表的各题项,我们定义因子1:离职倾向。

 4.3描述性统计分析

  4.3.1样本的描述性的统计分析

在对样本数据做完上述分析后,接下来要探究样本数据的基本信息(见表4.12)。

表 4.12被调查对象统计学基本信息描述性统计分析结果
样本特征 频率 百分比 有效百分比 累计百分比
性别 61 66.3 66.3 66.3
31 33.7 33.7 100.0
合计 92 100.0 100.0
年龄 22-25岁 44 47.8 47.8 47.8
25-30岁 29 31.5 31.5 79.3
30-35岁 16 17.4 17.4 96.7
35-40岁 2 2.2 2.2 98.9
50-55岁 1 1.1 1.1 100.0
合计 92 100.0 100.0
婚姻状况 未婚 64 69.6 69.6 69.6
已婚 28 30.4 30.4 100.0
合计 92 100.0 100.0
学历 大专及以下 17 18.5 18.5 18.5
本科 57 62.0 62.0 80.4
硕士 17 18.5 18.5 98.9
博士 1 1.1 1.1 100.0
合计 92 100.0 100.0
工作年限 1年以下 27 29.3 29.3 29.3
1-3年 32 34.8 34.8 64.1
3-7年 25 27.2 27.2 91.3
7-15年 6 6.5 6.5 97.8
15-25年 1 1.1 1.1 98.9
25年以上 1 1.1 1.1 100.0
合计 92 100.0 100.0
月收入(税前)水平 5000元以下 28 30.4 30.4 30.4
5000-7000元 20 21.7 21.7 52.2
7000-10000元 22 23.9 23.9 76.1
10000-20000元 19 20.7 20.7 96.7
20000元以上 3 3.3 3.3 100.0
合计 92 100.0 100.0
股权性质 国有或国有控股 20 21.7 21.7 21.7
民营企业 62 67.4 67.4 89.1
外资 1 1.1 1.1 90.2
其他 9 9.8 9.8 100.0
合计 92 100.0 100.0
职位级别 一般员工 81 88.0 88.0 88.0
基层管理 11 12.0 12.0 100.0
合计 92 100.0 100.0

从上表中可以得出样本中男性比例(66%)大于女性(34%);样本年龄集中于22-30岁;未婚人群比例居多,占样本总量的70%;样本学历集中于本科,占被样本总量的60%,部分专科以及少部分被调查对象研究生毕业(40%),这在一定程度上保证了被调查人群对问卷的理解程度,且数据符合现实调查情况。从工作年限来看样本人群工龄为1-7年是调查主体,意味着调查对象多为90后,其中工作1-3年的人群居多,占样本总数的34.8%,在样本人群多在职业探索期,职业倦怠感和离职倾向较易产生;从被调查对象的月收入(税前,下略)状况来看,月收入水平主要集中在5000元以下(30.4%)及7000-10000元(23.9%),符合前述工作年限较低的薪资水平。从被调查对象的职位级别我们可以看出,最多的是一般员工,占被调查人群总数的88%,其次是基层管理岗位11%,无中、高层管理者接受调查。有利于我们对离职倾向这一研究变量进行研究。

 4.3.2变量的描述性统计分析

本次研究变量描述性统计分析如表4.13。

表 4.13各部分变量描述性统计结果

个案数 最小值 最大值 平均值 标准差
人格特质 92 1 5 3.269375 1.0631875
职业倦怠程度 92 1 5 2.606 1.0336
离职倾向 92 1 5 2.673333333 1.204
有效个案数(成列) 92

本次研究调查对象的人格特质整体得分平均值在3.3分处于中等偏高水平,样本人群呈现内控人格多一些;职业倦怠程度整体得分平均值在2.6分处于中等偏高水平,样本人群职业倦怠程度偏高;离职倾向整体得分平均值在2.7分处在中等偏高水平,样本人群有略微的离职倾向。

 4.4各变量相关性分析

本文参照Pearson相关系数[]对人格特质、职业倦怠和离职倾向做相关性分析。

 4.4.1职业倦怠和离职倾向间的相关性分析

表 4.14职业倦怠和离职倾向间的相关性分析

情感衰竭维度 玩世不恭维度均值 低成就感维度
离职倾向 Pearson 相关性 .612** .634** .654**
显著性 (双尾) .000 .000 .000
N 92 92 92
**. 在置信度(双测)为 0.01 时,相关性是显著的。

由表4.14可知:离职与职业倦怠的三个维度在0.01水平上均显著正相关,H1验证通过。

  4.4.2人格特质与离职倾向的相关性分析

通过对原始数据求均值,对人格特质和离职倾向进行相关分析,得到如下结果(如表4.15)。

表 4.15人格特质和离职倾向进行相关分析

离职倾向
人格特质 Pearson 相关性 -.795**
显著性 (双尾) .000
N 92
显著性 (双尾)
N 92

由表4.15可知:人格特质与离职倾向在0.01水平上显著负相关,H2验证通过。

 4.4.3人格特质与职业倦怠的相关性分析

表 4.16人格特质与职业倦怠的相关性分析

情感衰竭维度 低成就感维度 玩世不恭维度
人格特质 Pearson 相关性 -.797** -.824** -.698**
显著性 (双尾) .000 .000 .000
N 92 92 92
**. 在置信度(双测)为 0.01 时,相关性是显著的。

由表4.16可知:人格特质与职业倦怠的三个维度在0.01水平上均显著负相关,即当员工人格特质越倾向外控型人格,其情感衰竭程度、低成就感和玩世不恭感就越强烈。

 4.5人格特质变量中介作用

通过上述分析得出人格特质变量、职业倦怠变量和离职倾向变量三者相关关系之后,我们进一步验证人格特质变量对职业倦怠和离职倾向的中介作用。

首先我们对三变量进行去中心化后进行回归分析,结果如表4.17。

模型 非标准化系数 标准系数 t 显著性
B 标准错误 B
1 (常量) 7.150E-17 .079 .000 1.000
职业倦怠去中心化 .917 .096 .710 9.506 .000
2 (常量) 1.864E-15 .066 .000 1.000
职业倦怠去中心化 -.051 .177 -.039 -.288 .774
人格特质去中心化 -1.144 .186 -.843 -6.158 .000
a. 因变量:离职倾向中心化

表 4.17变量间回归分析结果

如表4.17所示:a=0.710,p=0<0.01,显著;b=-0.039,p=0.774>0.01,不显著;c’=-0.843,p=0<0.01,显著;根据上述分析我们认为人格特质在职业倦怠和离职倾向相关关系中存在中介作用。

为验证这一假设,我们对去中心化后的数进行Bootstrap检验[]。得出如下结果(见表4.18)。

预测变量 模型1 模型2 模型3
β t β t β t
职业倦怠 0.917 9.507*** -0.847 -18.287*** -0.051 -0.289
人格特质 -1.144 -6.158
0.504 0.790 0.653
F 90.373*** 334.411*** 82.890***
注:模型1,即职业倦怠预测离职倾向;

模型2,即职业倦怠预测人格特质;

模型3,即职业倦怠和人格特质共同预测离职倾向。

表 4.18人格特质中介作用模型的回归分析(标准化)

通过观察表4.18我们可以得出a=-0.847,p=0.000<0.01,水平显著;b=-1.144,p=0.000<0.01;以此可知职业倦怠变量通过内外控人格特质变量影响离职倾向。

经后续检验c’=0.917,p=0.000<0.01,显著,且ab和c’同号,存在部分中介效应,经计算其间接效应百分比为51.4%。

综上,职业倦怠变量通过人格特质变量影响离职倾向,对二者起间接影响,其间接效应百分比为51.4%。H3验证通过。

 4.6实证研究小结

本章主要通过对调查问卷所收集的原始数据进行描述性统计分析、因子分析、相关性分析、回归分析等,证明了职业倦怠、人格特质与离职倾向之间的相关关系,具体如下:

人格特质与离职倾向负相关,即人格特质倾向于外控的员工往往更容易产生离职的倾向;人格特质与职业倦怠的三个维度(情感衰竭维度、低成就感维度、玩世不恭维度,下同)存在相关性关系且为负相关,即当员工人格特质越倾向外控型人格,其情感衰竭程度、低成就感和玩世不恭感就越强烈。离职倾向与职业倦怠的三个维度存在相关关系且为正相关,即当员工情感衰竭程度、成就感越低和玩世不恭感越强烈时该员工往往会产生离职倾向。职业倦怠变量通过人格特质变量对离职倾向起间接影响,其间接效应百分比为51.4%。

5.管理建议

  5.1建立完善企业招聘机制

传统人力资源六大模块中招聘是贯彻企业战略的先行者,这意味着若要实现企业的战略必须招聘到合适的候选人。而人才的选拔环节往往为后续的人员离职埋下了隐患。从招聘的角度而言需要遵循“漏斗模型”层层过滤掉不合适的候选人,即从岗位的硬性条件(如学历、年龄、专业等),其次需要从企业文化的角度出发过滤掉与企业文化不适配的候选人,第三从岗位素质点出发,探索候选人“冰山”下所具备的能力素质,第四从该岗位的领导或团体风格去判断该候选人是否与团队风格和领导风格的适配情况。因此人力资源从业者应该将面试的重点从候选人的过往经历中着重考察其胜任和适配情况,以此来寻找到合适的候选人,从根本上降低离职率。

5.2建设具有企业特色的企业文化

企业文化是一家企业的DNA,其标志着企业与其他企业的不同之处。综观许多公司的企业文化建设,有的企业公司文化鼓吹高大上,写的漂漂亮亮但实施起来对员工的凝聚力微乎其微;有的公司企业文化又过于平庸难以吸引到优秀的人才,两种企业文化都无法吸引或留住候选人。文化作为一种软实力,其作用往往是巨大而又潜移默化的。因此回归企业初衷,员工共同参与制定企业文化,让企业文化成为全体员工的共同信念提高员工的组织承诺降低离职率;第二在制定出共同的企业文化后应该注重员工业绩考核与企业文化挂钩,根据各企业情况制定合理的考核机制,让企业文化内化到员工骨子里,降低员工的流失。

 5.3开设第三方沟通渠道,重视员工关怀

就企业员工因职业倦怠感强而导致的离职倾向高的这种情况,企业应自上而下塑造有效的扁平化沟通渠道。但应避免目前流行的茶话会弊端:未脱离公司体制,仍旧是以公司身份交谈。某种程度上来说这种活动并不能真正让员工产生信赖感,相反地运用不恰当会造成员工的排斥的心理加速其离职进程。因而根据公司具体情况开设员工与业务部门连接的第三方是切实可行的,如人力资源部划分出独立板块去做员工关怀。另外公司也应根据实际情况建立离职面谈制度,且要加强面谈的深度,在平和的氛围中了解该员工离职的动机,后采取针对性的举措,在后续的招聘工作中提前把控。

 5.4设立合理的绩效薪酬联动机制,提高员工成就感

根据马斯洛需求理论,物质报酬应为企业员工最基础的渴求,且物质报酬水平是和个人贡献成就感相关的。本次研究表明低成就感是员工产生离职倾向的一个因素,把控员工的离职倾向,可从提高员工成就感入手。合理的绩效薪酬就是提高员工成就感的一个方法。企业员工考虑一个企业的适配度其实是从两个方面考虑的,一是一份与自己贡献相称的报酬,二是员工自己能够在被认可的基础上为公司创造财富。所以,建立企业员工绩效和报酬联动机制,确定具有挑战性的绩效目标和激励政策,可以提高员工自我成就感,降低离职倾向。

结 论

本文首先通过阅读前人研究文献构建了假设模型,而后利用数据统计分析软件进行实证检验,探索内外控人格特质和离职倾向两个变量间的相关关系,职业倦怠和离职倾向的相关关系以及内外控人格特质变量的中介作用。最后我们得出了如下结论:

样本人群学历均为大专及以上学历,其中本科人群占大部分,保证了调查问卷内容可理解程度,从而保障了问卷的信效度;样本人群工作年限多在1-3年,处于职业探索期,易出现职业倦怠感和离职倾向。调查所得数据较为真实,未出现极端数值。其中样本人群人格特质倾向于内控型人格,职业倦怠感偏高且有轻微的离职倾向;和我们上述的样本特征呈现出了一致性。通过相关性分析,离职倾向与职业倦怠的三个维度存在相关关系且为正相关,即当员工情感衰竭程度、成就感越低和玩世不恭感越强烈时该员工往往会产生离职倾向;假设1通过验证。通过相关性分析,人格特质与离职倾向存在负相关关系,即人格特质倾向于外控的员工往往更容易产生离职的倾向;假设2通过验证。通过相关性分析,人格特质与职业倦怠的三个维度存在相关性关系且为负相关,即当员工人格特质越倾向外控型人格,其情感衰竭程度、低成就感和玩世不恭感就越强烈。职业倦怠变量通过人格特质变量对离职倾向起间接影响,其间接效应百分比为51.4%;假设3通过验证。

根据研究结果,针对员工职业倦怠和离职倾向提出如下针对性建议:

遵循“漏斗模型”,从招聘端选择合适的候选人进入企业。和员工一起建设企业文化,让员工产生归属感和被尊重感,从而降低流失率。设立第三方扁平化沟通渠道,了解员工真正所思所想所要。绩效薪酬联动,使员工付出有收获,做事有成就。

致谢

停笔辞别当刻,往事涌上心间。

一恍,四年匆匆。夏蝉热鸣之际我满心欢喜而来,知了嘶哑之时我转身不舍离开。犹记得,清晨小花园某处隐秘的读书声,轻踩逸夫楼台阶匆忙的脚步声,课后广播站甜美的朗诵声,深夜室友规律的呼吸声……声声入耳,声声难忘。犹记得,无影山校区干道旁热闹的社团迎新,文昌湖畔温馨的好友畅谈,操场上高飞的风筝与丰盛的野餐,教室中认真倾听的神情与赞叹连连……交院,留存着我四年最难忘的时光,一草一木,一楼一宇,一人一物,充斥着我的青春,伴随着我的成长。明德至善,格物致知,交院学子,自当终身难忘。感谢交院!

思尔为雏日,高飞背母时。当时父母念,今日尔应知。二零一七年九月起,一百六十四公里,一千多个日夜,数不清的语音与视频,说不完的嘱咐与叮咛……一路走来,父母始终是我最强大的精神支柱。我会以很多身份面对这个世界,但最踏实最安心,永远是爸妈的孩童。感谢父母!

桃李不言,下自成蹊。从大二初遇老师时的陌生拘谨,到今日的熟络敬佩,三年时光受益颇多。在整个论文的写作过程中,老师始终给予我耐心的指导和温柔的鼓励。老师丰富的学识和人力资源知识储备在论文写作中给与了我很多解决问题的思路,并最终促使我完成了论文。马彩凤老师的谆谆教诲和悉心关怀,对我日后的成长助益颇深。感谢恩师!

同心而共济,始终如一。相伴四年,我们一同出入校园的各个角落,我们每时每刻分享着彼此的生活与快乐,我们共同发奋学习,我们共同寻梦环游,我们共同奔赴下一个人生节点,并坚信,彼此都会有美好的未来!我们,是同窗也是挚友,是伙伴更是良师。感谢室友!

得意时不曾轻易迷失,失意时从未想过放弃。乐于分享,但也学会独处,撞过南墙,但也有所成长。我仍将探寻自我,肩负起我年轻而珍贵的生命,所行的每一步都任性而无畏,无畏但绝非鲁莽。在按部就班的年轮里横冲直撞,用头破血流的倔强闯一场天光大亮。一程山水一年华,惟愿此去经年,不改初心,不惧嘲弄,一生温暖纯良。感谢自己!

聚是一团火,散是满天星。然诺重,愿君从此记。

 参考文献

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人格特质、职业倦怠与离职倾向关系研究

人格特质、职业倦怠与离职倾向关系研究

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