人口统计学变量（精选5篇）
人口统计学变量 第1篇
教育组织中,教师这种人力资源比任何其他的资源都重要,教师的态度如工作满意度、组织承诺、心理契约等将直接影响着教育教学的效果。其中,由于组织承诺能够预测努力程度和离职倾向等现象,并且富有组织承诺感的教师更有可能进行创造性的工作。因此,教育领域内的学者们开始关注教师的组织承诺。
对教师组织承诺的内容一般认为包括以下方面:对学校的承诺、对学生的承诺、对教学的承诺、对工作机会的承诺、对团队的承诺等。Cevat Celep通过对教师组织承诺的研究发现,低承诺的教师不仅会降低工作效率,而且还会影响其职业生涯的发展,甚至导致其离开教育行业。研究还发现,学校认同感高的教师会尽最大努力为学校工作,并为自己的学校感到自豪;教学认同感高的教师乐于利用自己的业余时间帮助学生。所以,关注教师的组织承诺、提高教师的组织承诺水平是一项重要课题。本文以宜春学院全体教师作为研究样本,从人口统计学的角度考察了江西地方高校教师的组织承诺水平。
1 问卷访谈和设计
本研究在项目的初选阶段,先对研究样本进行半结构化访谈,要求调查对象尽量具体说出自己不愿离开本校的原因或影响因素。访谈的对象来自宜春学院的教师共15人,其中男6人,女9人;助教5人,讲师6人,副教授2人,教授2人;年龄在30岁以下5人,30至39岁4人,40至49岁3人,50岁以上3人;学历本科的4人,硕士10人,博士1人;已婚的有10人,未婚的5人。对访谈结果加以整理,调查对象不愿离开本校的具体原因有:喜欢教师这个工作、缺乏机会、有利于实现理想、对学校有感情、对学校尽责任、避免经济损失。
据此我们提炼出组织承诺的五个因子,包括规范承诺、机会承诺、理想承诺、经济承诺和情感承诺,每个因子通过3-5个问题表现,编制了高校教师组织承诺的调查问卷。
我们还对调查问卷进行了信度和效度检验,信度系数为0.84,显示量表有较好的信度。本问卷的项目来自文献综述、开放式问卷调查、对高校教师进行个别访谈等基础之上,对有些项目作了多次审查和修改。对那些区分度差、鉴别力低的项目进行淘汰,从而保证了问卷各项目能真实反映高校教师组织承诺的主要方面,因此问卷具有较高的内容效度。
2 问卷的调查
本文以宜春学院全体老师作为研究样本,总共发出问卷430份,收回411份,剔除数据有空缺的部分问卷,有效问卷382份。其中男性210人,女性172人;年龄在30岁以下的147人,年龄在31到40岁的139人,年龄在41到50岁的73人,50岁以上的23人;已婚274人,未婚108人;专科学历10人,本科学历231人,硕士学历136人,博士学历5人;助教120人,讲师164人,副教授76人,教授22人;教龄在2年及以下的103人,教龄在3-5年的70人,教龄在6-10年的83人,教龄10年以上的126人;理科专业教师226人,文科专业教师119人,艺术专业教师37人,具体见表一。
3 基于人口统计学变量的宜春学院教师组织承诺实证研究
为了研究人口统计特征对高校教师组织承诺的影响,我们从性别、年龄、婚姻状况、学历、职称、教龄和专业等方面考察其对组织承诺的影响,具体见表一。
**Correlation is significant at the 0.01 level(2-tailed).*Correlation is significant at the 0.05level(2-tailed).
(1)性别。对不同性别高校教师组织承诺得分运用spss软件作独立两样本的T检验处理,结果显示性别对组织承诺的影响不显著。
(2)年龄。为了探讨年龄对组织承诺的影响,我们将年龄分为四组:年龄小于30岁、年龄在31岁至40岁之间的、年龄在41岁至50岁之间的、年龄大于50岁的老师。对不同年龄高校教师组织承诺得分运用spss软件作单因素方差分析处理。结果显示年龄对组织承诺有显著影响,组织承诺最高的是41-50岁年龄组的教师,其次是31-40岁年龄组和50岁以上年龄组,30岁以下教师的承诺最低。
(3)婚姻状况。对不同婚姻状况的高校教师组织承诺得分运用spss软件作独立两样本的T检验处理,结果显示未婚教师和已婚教师有比较显著的差异,已婚教师的组织承诺比未婚教师高。
(4)学历。我们将教师按学历分为四组:专科、本科、硕士、博士学历教师。对不同学历高校教师组织承诺运用spss软件作单因素方差分析处理,结果表明不同学历教师的组织承诺没有很显著的差异。
(5)职称。我们将教师按职称分为四组:助教、讲师、副教授、教授教师。对不同职称高校教师运用spss软件作单因素方差分析处理,结果表明不同职称的教师没有显著的差异。
(6)教龄。为了探讨教龄长短对组织承诺的影响,我们将3-5年的教师、教龄在6-10年的教师、教龄大于10年的教师。对不同教龄高校教师运用spss软件作单因素方差分析处理,不同教龄教师的组织承诺有显著的差异。其中教龄在6-10年的教师总承诺最高,其次是教龄在10年以上的老师,再其次就是教龄在3-5年的教师,组织承诺最低的是教龄在2年及2年以下的教师。
(7)专业。本研究根据人们的传统思想把整个专业分为文科、理科和艺术三种情况,并对其进行了统计分析,结果显示不同专业类型的教师没有显著的差异。
4 结论和讨论
通过第三部分的实证研究,我们可以得到以下的结论:
(1)性别对组织承诺的影响不显著。
(2)年龄对组织承诺有显著影响。而且,教师年龄越大,组织承诺的水平就越高。可能是因为随着年龄的增长,人们越来越看重工作的稳定性,不愿意打破现有的生活模式;相比年轻的时候对工作的挑战性的向往也逐渐减退。
(3)婚姻状况对组织承诺有比较显著的影响,已婚教师的组织承诺比未婚教师高。已婚教师工作流动的可能性比未婚的要低,换工作的代价比未婚教师要高;也可能是因为已婚者有家庭的负担、角色扮演冲突多、社会期望高、经济负担重,大多追求稳定的工作,所以其组织承诺较高。
(4)不同学历教师的组织承诺没有很显著的差异。
(5)不同职称教师的组织承诺没有显著的差异。
(6)不同教龄教师的组织承诺有显著的差异。这可能是因为教龄越长表示对这份工作的接受程度和对学校的认可程度较高。10年以上教龄者大多已结婚生子,家庭稳定,重视安定;且大多属于副教授或教授级别,学校对这部分人比较重视;此外,由于在单位呆的时间较长,工资较高,待遇比其他年龄阶段的教师要好,所以组织承诺较高。
(7)不同专业类型教师的组织承诺没有显著的差异。
参考文献
[1]宋爱红,蔡永红.教师组织承诺影响因素的研究[J].统计研究,2005,(5).
[2]陈江,吴全能.人口统计特征对组织承诺的影响研究——广东省农村信用社样本的实证研究[J].当代经济管理,2009,(1).
人口统计学变量 第2篇
关键词：知识共享行为,人口变量,差异性分析
近年来,许多组织已经认识到员工知识共享的重要性,但是能够使知识在其内部有效地共享的组织却很少。知识怎么才能最好地被分享是一个极具挑战性的问题。人们己经开始认识到价值创造的核心是人,人是价值的创造者。人们把自己的知识进行共享对于企业的发展是有利的,但是人们不愿意共享知识,因为他们认为自己的知识是非常有价值的(Davenport和Prusak)。信息共享使得员工能够及时了解组织的财务信息,这样员工就更容易将自己的目标与组织的目标联系起来(程德俊,赵曙明)。
许多学者对知识共享的影响因素进行了研究。Chow等认为不同的文化背景会使企业员工的知识共享的决定性因素产生差异。Constant等把社会交换理论运用到信息交换领域,结果发现员工的信息交换受到社会和组织情境的影响。Bock等则基于理性行动理论以韩国27个大型企业154名知识工作者样本为资料,探索认为组织动机(主要是薪酬激励)、感知的自我价值和组织氛围与员工对待知识共享的态度、感知的互惠利益是知识共享的重要前因变量(Connolly和Thorn,Constant 等)。这些学者从不同的角度对知识共享的影响因素进行了分析,但是作为知识共享的主体——人,一些人口特征因素对知识共享产生了重要影响,如学历、年龄、性别等。研究这些人口特征变量的差异对于知识共享的影响具有重要的现实意义。
1 研究设计
1.1 量表说明
本文的量表设计主要用来调查员工人口特征变量和知识共享意愿。本研究欲衡量的人口特征样本变量包含下列6个部分:性别,男和女两种选择。年龄,主要分为4个阶段,30周岁以下、30—40周岁、40～50周岁、50周岁以上。学历,主要分为5个层次,中专及同等学历、大专及同等学历、本科及同等学历、硕士、博士及同等学历、其他。所在的部门,主要分为五种, 生产部门、研发部门、管理部门、销售部门其他部门。职位,分为基层员工、一般管理人员、中高层管理人员。到现单位工作时间,分为不到半年、半年—2年、2—5年、5—10年、10年以上。
本文在设计知识共享意愿的调查量表前,首先对其概念进行界定。Bock和Kim认为知识共享意愿是个人认为自己将投入知识共享行动的程度。陈必硕将知识共享意愿定义为:“成员在工作场合中,愿意致力于与同事分享工作相关专业知识、经验和意见的投入或欲想程度”。在前人研究的基础上并根据本文研究的内容,本研究对知识共享意愿的定义为:组织内部员工愿意把自己的知识贡献给其他员工,也愿意从其他员工处获取知识;并将知识共享意愿的两个维度定义为:知识贡献意愿指员工将自己的知识与组织其他成员共享或帮助组织其他成员的一组行为的意向,知识获取意愿是员工感知组织其他成员采取将他们的知识与自己共享或帮助自己的一组行为的意向。
本文对于知识共享行为的量表的测量依据Hooff和Ridder及Bock等的测量量表。Hooff 和Ridder根据过程论,从知识共享实践与知识流向的角度将知识共享分为“知识接收”和“知识捐赠”两个方面,并开发了一个包含10个条款的测量量表,信度分别为0.85和0.78,。报告中愿意共享显性知识的信度是0.92,愿意共享隐性知识的信度是0.93,问卷测量了愿意共享知识的程度。因此,本文就以Hooff和Ridder及Bock等的测量量表为基础,但在具体的测量条款上仍将其他几位学者的条款作为补充,并根据中国人的语言习惯进行修改。
笔者采用Likert7级态度量表直接测量受访者对某项行为或某个事件的主观感知:“1”表示非常不同意,“2”表示不同意,“3”表示不太同意,“4”表示中立,“5”表示有点同意,“6”表示同意,“7”表示非常同意。
1.2 研究样本
本研究通过问卷调研的方式获取数据,在问卷调研之前首先要进行研究样本的确定。样本选择是调研工作中极为重要的环节,样本质量的优劣决定了研究结论的适用性和外推性 (李怀祖)。为了确保样本的代表性,本研究遵循随机抽样的原则。
基于问卷的有效性,笔者在南京、苏州、上海、北京等企业共发放1 000份问卷,回收680份,基于下列原则进行筛选后,有效问卷580份,本文就是对这580份问卷进行分析得到相关数据的。
1.3 数据分析
通过对580份问卷分析,对人口特征变量进行了描述性统计。
从样本特征的分布来看,男性被调查者的比例是女性被调查者的1.5倍左右,明显高于女性;从年龄方面来看,样本主要集中在30周岁以下的人群,占据了样本总量的55.7%;而教育程度方面,人群主要集中于大专及其以上,占据了总样本量的83.7% ,说明调研的人群文化素质比较高;从职位来看,基层员工占据了大多数,占据了样本总量的 52.4%;在工作时间的调查中,10年以下工作时间的占据了样本总量的91.4%;在部门方面,生产部门的占据了样本总数的28.8%。
1.4 信度分析
信度(Reliability)是指测量工具的可靠性或稳定性,即问卷测量结果的一致性程度(风笑天)。对于信度指标,本研究主要采用Cronbach’s α系数作为信度分析的指标。Guieford(1965)曾指出Cronbach’s α如果大于0.7则为高信度,可以接受,如果Cronbach’s α小于0.35则为低信度。不同的学者有不同的观点,根据Hair和Anderson的建议,Cronbach’sα最低不能低于0.6,大于0.7最好。Nunnally认为Cronbach’s α值至少要大于0.5,最好能α>0.7。通常情况下,对于较成熟的量表,要求较高的信度,而对于探索性的量表,信度要求可以稍低一些。
1.5 知识共享行为探索性因子分析
首先,对知识共享行为问卷进行信度分析,发现整体及各维度信度指标良好(整体信度为0.815,知识贡献、知识获取的各个维度的信度为0.723、0.695);其次,进行Bartlett球形检验,x2值为1 516.376(df=15),KMO值为0. 887,说明量表适合做因子分析;再次,对问卷进行因子分析,发现各题项的因子载荷大于0.75。二因子模型的知识共享行为量表的 MSA 最小为 0.868,方差解释量 70.388%。从上表可以看出,所有的因子载荷都大于0.750,问卷能够测量出知识共享行为的2个维度,并且问卷总体与各个维度的信度也能够满足要求。
2 结果讨论
2.1 不同性别人群知识共享行为的差异分析
从表5可以看出,不同性别的人群在知识共享行为整体上以及知识获取和知识贡献维度方面都没有通过显著性检验,说明员工的性别不同对知识共享行为不具有显著差异。
具体来讲,男性人群在知识获取维度上的得分均值是5.08,方差是1.186;女性人群在知识获取维度上的得分均值是5.05,方差是1.153;而男性人群在知识贡献维度上的得分均值是5.58,方差是0.816。在知识获取维度上,男性的得分均值略高于女性,而在知识贡献的维度上,男性的得分均值略低于女性。由于得分相差很小,这并不能显著地说明在知识共享意愿上男性和女性存在显著差别。
注:+代表Sig值<0.10;*代表Sig值<0.05,**代表Sig值<0.01,***代表Sig值<0.001
2.2 不同年龄人群知识共享行为的差异分析
从表5可以看出,不同年龄的人群在知识共享整体上以及知识获取维度方面没有通过显著性检验,说明员工的年龄不同对知识共享行为不具有显著差异。而不同年龄的人群在知识共享意愿的 “知识贡献”维度方面的统计结果通过了显著性检验(F=3.622,P=0.013),说明不同年龄的人群对知识获取具有差异。
具体来讲,30周岁以下的人群在知识贡献维度上的得分均值是5.52,方差是.854;30 ～40岁的人群在知识贡献维度上的得分均值是5.63,方差是0.894;40～50岁的人群在知识贡献维度上的得分均值是5.85,方差是0.721;50岁以上的人群在知识贡献维度上的得分均值是5.9,方差是0.367。
从上述结果可以看出,不同年龄的人群在知识贡献维度上的认知随着年龄的增加得分均值也增加,说明了随着年龄的增加,人们对于知识贡献的认知呈现逐渐加深的规律。
2.3 不同教育程度人群知识共享行为的差异分析
从表5中可以看出,不同教育程度人群在知识共享行为整体上通过了显著性检验(F=3.327,P=0.01),说明员工的学历不同,对知识共享行为具有显著差异。不同教育程度的人群在知识共享意愿的知识获取维度上的统计结果也通过了显著性检验(F=2.982,P=0.019),说明不同年龄的人群对知识获取具有差异;而不同教育程度的人群在知识共享行为的知识贡献维度上的统计结果没有通过显著性检验(F=1.995,P=0.094),说明不同年龄的人群对知识贡献没有差异。
员工的学历不同,对知识共享行为具有显著差异。学历越高的人进行知识共享的越少,说明了学历越高,掌握的知识越多,认为知识对自己可能带来的优势就越多,越不大可能发生知识共享;而学历低的人一般从事的都是技术含量不高的工作,本身拥有的知识也不会为自己带来独特的优势,他们对于知识共享是愿意的。因此,从组织的角度出发,要激励高学历的员工共享自己的知识,以提高全体员工的知识水平,增强组织的竞争力。
2.4 不同部门的人群知识共享行为差异性分析
从表5中可以看出,不同部门人群在知识共享行为整体上通过了显著性检验(F=2.625,P=0.034),说明员工所在的部门不同,对知识共享行为具有显著差异。不同部门的人群在知识共享行为的知识获取维度上的统计结果也通过了显著性检验(F=2.807,P=.025),说明不同部门的人群对知识获取具有差异;而不同部门的人群在知识共享意愿的知识贡献维度上的统计结果没有通过显著性检验(F=1.559,P=0.184),说明不同部门的人群对知识贡献没有差异。
员工所在的部门不同,对知识共享行为具有显著差异。从得分均值来看,研发部门的员工最不愿意共享自己的知识,可能的原因是研发部门的工作要求的技术含量比较高,大家都想拥有自己独特的知识,从而使自己拥有独特的地位,因而不愿意共享自己的知识。其次是销售部门,这可能是因为现在的销售工作都是销售人员各自负责某一地理区域或一个产品系列,并构建相对独立的销售网络,工作中绝大多数时间是与客户打交道,与本组织同事的交往反而很少,所以销售部门的工作性质决定了其部门员工不像其它部门那样强调与本组织内部同事之间的知识共享;另外一个原因,可能是销售部门竞争比较大,互相之间都在争抢客户,争取获得高利润,因而互相之间不愿意把自己的销售渠道以及客户与同事共享,以免失去优势。
2.5 不同职位的人群知识共享行为差异性分析
从表5中可以看出,不同职位人群在知识共享行为整体上通过了显著性检验(F=3.148,P= 0.044),说明不同职位人群对知识共享行为具有显著差异。不同职位人群在知识共享行为的知识获取维度上的统计结果也通过了显著性检验(F=4.481,P=0.012),说明不同职位人群对知识获取具有差异,而不同职位人群在知识共享行为的知识贡献维度上的统计结果没有通过显著性检验,说明不同职位的人群对知识贡献没有差异。
不同职位人群对知识共享行为具有显著差异,其中中高层管理人员最不愿意贡献自己的知识给他人。这一点可以从两个方面来分析:第一种原因可能是相对于一般管理人员和基层员工来说,中高层管理人员的数量是比较少的,而且中高层管理人员都分管不同的部门,可能共同的经验不多,可共享的知识也就不多;另一个原因可能是中高层管理人员不愿意与一般的员工共享自己的知识,而对于和他(她)相同地位的人,又担心一旦共享了自己独特的管理知识,会对自己的职业道路的发展形成威胁。
根据这些情况,组织应该制定一些规则,对不同层次的人员制定不同的激励措施,鼓励他们进行知识共享。
2.6 组织工龄不同的人群知识共享行为差异性分析
从表5中可以看出,组织工龄不同的人群在知识共享行为整体上通过了显著性检验(F=4.207,P=0.002),说明组织工龄不同的人群的知识共享行为具有显著差异。组织工龄不同的人群在知识共享意愿的知识获取维度上的统计结果也通过了显著性检验(F=2.520,P=0.040),说明组织工龄不同的人群对知识获取具有差异;组织工龄不同的人群在知识共享行为的知识贡献维度上的统计结果也通过显著性检验(F=4.043,P=0.003),说明组织工龄不同的人群对知识贡献有差异。
组织工龄不同的人群的知识共享行为具有显著差异。从研究中发现,5年组织工龄以下的员工不愿意和同事共享自己的知识,而10年以上的员工最愿意和同事分享自己的知识。这可能是由于下列原因造成的:5年组织工龄以下的员工对于组织、同事还没有形成很深的感情,他们不愿意把自己掌握的知识与同事分享,以免对自己形成威胁;而10年组织工龄以上的员工对于长期相处的同事有着深厚的情感,他们愿意把自己的知识与同事分享,即使意识到共享自己的知识可能对自己造成不利的因素,但是从情感上出发,还是愿意帮助朝夕相处多年的同事。
3 结语
知识共享是企业获得核心竞争力的重要保证。在知识共同体中,被分享的知识具有准公共品的性质,在让大家从中受益的同时却会滋生成员的机会主义行为(王雎,罗珉),如何避免这种现象,促进员工间知识共享,进而实现组织的知识共享,是我国企业面临的一个重要课题。
3.1 政策建议
为更好地促进员工间知识共享,进而有效地实现组织的知识共享,提出以下方面几点建议:
(1)企业应该营造相互关心、彼此关爱的文化氛围,提升员工知识共享意愿并促进知识共享行为。从本文的研究结果中可以发现,知识共享在人口变量的不同特征上几乎都具有差异,除了性别以外,不同的教育程度、不同的职位、不同的部门、不同的组织工龄都对知识共享有着重要的影响,为了促进员工的知识共享,企业要构建和谐、友爱的文化氛围,培养员工集体主义荣誉感。
(2)组织应该制定合理的激励措施,鼓励员工共享知识。从本文的研究结果中可以发现,不同职位人群对知识共享意愿具有显著差异。中高层管理人员最不愿意贡献自己的知识给他人,组织应该针对这类人员的需求,进行不同的激励。由于中高层管理人员担心与同事共享自己的知识后会使自己失去许多优势,组织应该采取一些措施来确保中高层管理人员共享自己的知识不会对自己造成威胁,确保他们的特权、地位不受影响。从本文的研究结果中还发现研发部门的员工最不愿意共享自己的知识,组织在制定知识共享的奖励措施时,应该考虑不同部门的特殊情况,制定切实可行的政策。
(3)组织要让员工知识共享有足够的时间保证。知识共享要花费许多时间,许多员工担心共享知识会影响工作时间,因而有的员工就不愿意共享知识,因此组织要确保员工知识共享的时间,消除他们的担忧。
3.2 本文研究的局限性
在研究样本的选取上,本文研究对象是本土企业的员工,但由于数据获取难度,样本分布主要集中在南京、苏州、上海、北京等市,虽然样本的总体数量达到了统计分析的要求,但是地域分布的覆盖面仍不够,希望后续研究能够扩大样本覆盖地区,从而增强本文研究结论的普适性。
参考文献
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人口学变量对学校认同的影响 第3篇
21 世纪是人才竞争的关键时期, 但对于人才培养的问题始终是教育界和社会关注的热点。李芬香的研究表明, 教育的稀缺性与中国国情有关的高校招生录取制度, 都使很多学生不能就读自己心仪和理想的高校, 由此产生对学校认同缺失的诸多问题。如何对学生进行认同教育, 从而提高人才培养质量, 是目前学者最为关注的学者从多角度对学校认同进行定义和研究, 本文将学校认同界定为“大学生对所属学校学生身份的知悉、情感上的接纳, 对所属学校的评价, 以及由于这些认知和情感而产生的外在表现”。
二、方法
选取广西大学大学250 名本科生作为受试者, 发放问卷250 份, 收回233 份, 回收率为93. 2% 。回收的问卷当中, 男生121 人, 女生112 人。大一65 人, 大二54 人, 大三50 人, 大四64 人。理工类115 人, 文科类55人, 经管类43 人, 其他20 人。
本文使用陈晶的国家/民族认同量表 ( 2004) , 信度系数达到0. 7957。统计分析方法: 利用SPSS17. 0 进行T检验、方差分析。
三、结果与分析
表1 的结果显示, 男生学校认同在总分和各维度的平均分都低于女生。
表2 的结果显示, 大一和大四的学校认同在各维度和总分上都高于大二和大三的学生, 且在学校认同感和积极评价上存在显著差异。
表3 的结果显示, 经管类学生对学校认同都是最高, 理工类次之, 文科类最后。从标准差值可以看出, 文科类学生对学校认同的意见最不统一, 经管类则最为统一。
四、讨论
广西大学学生的学校认同在性别、专业、年级存在差异。
男生在总分和各维度的平均分都低于女生。形成性别差异的原因可能有以下几点: 第一, 研究样本男生多于女生, 在样本分布上不均可能造成统计上的误差。第二, 男生在填写问卷的过程中可能没有女生认真。
在年级上, 大一和大四在各维度和总分上都高于大二和大三的学生, 且在学校认同感和积极评价上存在显著差异。原因可能是大一刚进入大学, 对周围有新鲜感, 持有积极态度。大四的学生面临着毕业, 即将要离开学校, 会更加珍惜, 对母校的认同程度高。
在专业上, 从各维度、总分来看, 经管类学生对学校认同都是最高的, 理工类次之, 文科类的再次之。广西大学是以理工类专业专业著称的学校, 无论从学校对其投入的情况看, 还是学科优势上来说, 理工类专业的满意程度应该是最高。但结果显示, 反而是经管类学生的认同度是最高。
五、建议
培养大学生的学校认同感, 有利于其有一个积极和良好的心态进入新阶段, 有着刻不容缓的意义。
第一, 要及时进行新生入学教育, 营造积极的校园文化。新生入学教育包括安全教育、校园文化、生活、环境教育等, 应重点参观校史馆, 介绍学校的历史和发展特色, 有利于学生在第一时间形成客观的、积极的印象, 更有利于在心理层面上认同。
第二, 不断在软、硬件上加大对学校的投入。高校不仅要在环境上建设一流校园, 更要积极引进高水平的教师, 提高教育质量, 这是学校的重点和中心工作。优良的学风和学术氛围, 雄厚的师资力量对于学生的吸引力极大。学生可以从教育中受益时, 就会对学校产生感恩意识和自主意识, 有助于培养对学校的积极认同度。
学校认同感是大学生情感认同的核心内容, 学生对学校的高度认同, 会对其产生激励作用, 有利于其全面发展。同时, 学校也能以优质的学生资源提升并扩大自身的品牌影响。
摘要：随着我国高等教育大众化的高速发展, 对学校认同的研究越来越多。本文对广西大学本科生开展问卷调查, 使用方差分析的方法探讨了人口学变量对学校认同的影响, 为后续学校认同的研究提供参考建议。
关键词：学校认同,影响因素
参考文献
[1]董朝宗.大学生学校认同研究现状与发展[J].时代教育, 2015, 10 (19) :7-9.
人口统计学变量 第4篇
不断提高人力资源的开发与管理水平, 不仅是当前发展经济、提高市场竞争力的需要, 也是一个国家、一个民族、一个地区、一个组织长期兴旺发达的重要保证, 更是一个现代人充分开发自身潜能、适应社会、改造社会的重要措施。如果某个员工产生了好的想法或主意而不愿意向别人表达、不愿意与人共享, 这对组织将会是很大的损失。所以, 越来越多的研究者们开始认识到员工之间积极主动提出建设性建议的重要性。
谏言行为 (voice behavior) , 是指员工为改变现状而进行建设性的人际间交流的行为, 而人口统计变量是影响谏言行为的重要因素。本研究对成都某企业员工进行抽样调查, 采用描述性统计分析技术, 得出样本结构分布, 共有211份有效问卷。其结果分布如下表所示:
1. 性别与谏言行为
对不同性别被试者在谏言行为上进行平均数差异显著性检验, 其结果及各因子均值如下表所示:
由上表可看出, 不同性别被试者在谏言行为因子上的显著性差异不大, 即性别不能影响谏言行为的产生。
2. 婚姻状况与谏言行为
本研究将被试者依据婚姻状况分为已婚、未婚、离异三组。由于离异组的人数太少, 因此仅对已婚和未婚员工的谏言行为行为进行t检验, 结果如下表所示。
由上表可以看出, 在谏言行为的各个方面, 己婚组与未婚组之间均存在明显差异。
3. 年龄与谏言行为
将被试者分为低年龄组 (35岁以下) 、中年龄组 (36~45岁) 及高年龄组 (46岁及以上) 三类。对这三类不同年龄段员工的谏言行为进行单因素方差分析, 结果见以下两表所示:
由以上两表可看出, 不同年龄段的员工在谏言行为上有着显著的差异, 采用Scheffe法进行事后比较, 在谏言行为上, 35岁以下年龄组明显低于35~45岁年龄组。
4. 学历与谏言行为
本研究将被试者的学历分为初中及以下、高中或中专、大专、本科及以上四类。其中, 初中及以下样本量非常小, 将其并入高中或中专一类, 改名为高中或中专及以下。对这三类不同学历员工的谏言行为进行单因素方差分析, 结果如下表所示:
由上表可以看出, 不同学历组在谏言行为因子上的显著性均没有达到应有水平。
5.职务与谏言行为
由于样本中技术人员很少, 将本研究中的技术人员和一般办事人员合并为一般人员。被试职务分为一般人员、基层管理人员及中高层管理人员三类。对这三类不同职务员工的谏言行为进行单因素方差分析, 结果如下表所示:
从上表中可看出, 不同职务的被试者在谏言行为上无显著差异。
6.工作年限与谏言行为
本文将被试者的工作年限分为l年以下、1~3年、3~5年、5~10年、10年以上五类, 根据样本的分布, 将其合并为三类, 即3年以下、3~10年和10年以上。对这三类不同工作年限员工的谏言行为进行单因素方差分析, 结果如以下两表所示:
从以上两表可以看出, 不同工作年限的员工组在谏言行为上具有显著的差异。采用Scheffe法进行事后比较, 3年以下工作年限组在谏言行为上明显低于3~5年和10年以上工作年限组。
7.收入水平与谏言行为
本研究将被试者的收入水平分为800元及以下、800~2000元、2000~3500元、3500~5000元、5000元以上5类。其中, 800元及以下样本量非常小, 将其并入800~2000元一类, 改为2000元以下。对这四类不同收入水平员工的谏言行为进行单因素方差分析, 结果如以下两表所示:
由以上两表可以看出, 不同收入水平的员工在谏言行为上均表现出了显著的差异性。采用Scheffe法进行事后比较, 在谏言行为上, 2000~3500元的收入组明显高于5000元以上收入组。
被试者人口特征差异分析
1.性别差异
由数据分析可知, 不同性别的被试者在谏言行为上的差异没有达到显著性水平。由于该企业为国有企业, 具有长期稳定的特点, 员工的期望得到满足的程度相对较高, 但是相对来讲, 由于晋升的机会比较少, 而且能力只是晋升诸多条件之一, 这使得不同性别的员工表现出差异不大的谏言行为。
2.婚姻状况差异
婚姻状况在谏言行为上, 已婚组的谏言行为水平明显高于未婚组。由于已婚员工与未婚员工相比承担了更多的生活压力, 也培养出更强的责任感, 因此, 为获得发展或者对工作负责, 已婚员工表现出更多的谏言行为。
3.年龄差异
不同年龄段的员工在谏言行为上都有着显著的差异。其中, 35岁以下年龄组明显低于35~45岁年龄组。35岁以上的员工经历过生活的艰难阶段或者组织的创建阶段, 其思想及对组织的感情都不同于35岁以下年龄组, 因此表现出更多的谏言行为。
4. 不同学历差异
与性别相仿, 不同学历的被试者在谏言行为上的差异没有达到显著性水平。不同学历的员工做出差异不大的谏言行为。
5. 职务差异
不同职务的被试者在谏言行为上无显著差异。职务的高低并不影响其谏言行为, 并不能说职务高的员工谏言行为就多, 职务低的员工谏言行为就少, 职务的高低并不能影响谏言行为。
6. 工作年限差异
不同工作年限的员工组在谏言行为上具有显著的差异。3年以下工作年限组在谏言行为上明显低于3~5年和10年以上工作年限组。3年以下工作年限的员工处于对组织的顺从阶段, 3~5年工作年限员工处于对组织的认同阶段, 而10年以上员工则处于对组织的内化阶段, 他们所处阶段的不同, 表现出对组织的感情深浅程度不同, 因此, 表现出不同的谏言行为。
7. 收入水平差异
不同收入水平的员工在谏言行为上均表现出了显著的差异性。2000~3500元的收入组在谏言行为上明显高于5000元以上收入组。2000~3500元收入的员工大部分是企业的一般办事人员, 其学历、能力、年龄都决定了其在别的企业不能拿到如此薪水, 因此, 他们相对于5000元以上收入的管理人员更加积极主动, 表现出更多的谏言行为。
人力资源管理建议
谏言行为的特点决定了任何组织都很难在规章制度、工作手册、岗位说明书等文件中明确、详尽地规定员工应该表现出谏言行为。但诸多研究和管理实践都证明, 谏言行为对组织绩效的提高有着不可替代的作用。
根据本文的研究结果, 员工的谏言行为存在婚姻状况、年龄、工作年限、收入水平等人口变量上的差异。我们可以从未婚的员工、年龄在35岁以下的员工、工作年限低于3年的员工、收入水平在5000元以上的员工身上多做工作, 来达到提高员工谏言行为产生的目的。
已婚员工与未婚员工相比承担了更多的生活压力, 也培养出更强的工作责任感, 组织要更加重视未婚员工责任感的培养, 增加未婚员工的谏言行为;35岁以下的员工可能没经历过组织的创建阶段, 其思想及对组织的感情都不如35岁以上的员工, 因此, 要增强对这类员工组织感情的培养, 增加其谏言行为;3年以下工作年限的员工出于对组织的顺从阶段, 要加强此类员工对组织的认同感, 增加他们的谏言意识和行为;收入水平在5000元以上的员工算是中高水平的收入, 其物质条件已经很好, 要加强对这类员工在精神方面的奖励, 以增加收入水平在5000元以上员工的谏言行为。
总之, 国有企业应尽快加强自身的管理方式, 发展和完善各项企业管理制度, 通过企业文化的宣传和人力资源管理制度上的改进加强士气, 提高员工工作的积极性和热情。要学习民营企业蓬勃发展的朝气, 学习外资企业的科学管理模式和先进管理理念。同时, 还要加强组织内部的学习, 增加中低学历员工的学习机会, 提高他们的学习热情, 并在企业中营造知识共享的氛围, 建立相应的知识共享平台和机制, 使企业内部各个不同学历层次的员工都能发挥所长。要把企业作为实现每个员工全面发展的平台, 实现组织发展和人性解放的双重目标。在创建组织文化的过程中, 重塑知识员工的价值观体系, 将其个体发展融入到组织发展的大体系中, 从而引导他们增强社会责任感, 使之产生更多的谏言行为。
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人口统计学变量 第5篇
为了保证间歇过程产品的高质量和过程的稳定性,工业上普遍采用的做法是用自动化手段对生产过程进行时序控制,并在过程结束后检查产品的质量状况。由于控制存在偏差,加上原料配方、生产条件的差异,使得批量与批量之间存在产品质量的差异。如果没有合适的监控措施,过程运行一旦发生异常,就会导致产品质量无法保证。目前国内许多间歇工业过程缺乏有效的在线监控手段对过程状态及故障进行监测,只能依靠对过程的时序和反应条件设置来保证质量。
统计过程控制(Statistical Process Control,SPC)以Shewhart图,EWMA(指数加权移动平均)图,累积和图等为工具,通过这些控制图对过程进行监控,使过程处于统计在控状态。可以通过统计控制图对过程运行状况进行判断,使关键变量和质量指标保持在其期望值附近。采用传统的单变量监控方法只能对单个过程变量实行分别监控,而间歇过程产品质量往往与多个变量有关,且过程变量之间相互并不独立,在很大程度上存在相关性,造成信息的冗余。因此在现代间歇过程与连续过程中,人们正在寻求采用多变量统计过程控制的方法提高产品质量。
当一些过程的机理模型难以得到时,过程的测量数据将是人们对过程深入了解的重要途径。这些过程变量往往具有时变的和高度相关的结构,一些过程的变量之间还存在非线性关系。多变量统计过程控制(Multivariate Statistical Process Control,MSPC)是研究各个过程变量之间的关系,从正常运行的过程数据中建立经验模型来确定过程的变化特征,找到决定最终产品质量的关键因素。采用基于主元分析(Principal Component Analysis,PCA)和部分最小二乘(Partial Least Square,PLS)方法来处理高度相关的过程数据,把数据中包含的信息映射到由少量主元构成的低维特征空间中。基于PCA方法的主元控制图具有使用简单,易于解释的特点,并能够用于故障诊断,已经得到广泛的应用。
1 线性多变量统计方法
多变量统计分析方法主要是指多元投影方法,它是针对数据维数过高以及数据相关提出的一种解决方案。将由过程变量和质量变量所组成的高维数据空间投影到低维的特征空间,特征空间中的特征主元保留了原始数据的特征信息而去除其冗余信息。PCA方法通过投影找出系统变量空间的真实维数,建立新的主元空间,使过程监控的任务集中在这几个独立变量上,便于人们寻找引起各个过程变量错综变化的真正原因。新的主元变量是原始过程变量的线性组合,通常只需要前面两到三个主元变量就足以描述系统行为。
1.1 主元分析方法
主元分析(PCA)是多元统计分析中常用的方法之一,由Pearson(1901)最早提出。Hotelling(1933)对PCA方法进行了改进,使其成为目前被广泛应用的方法。令X=(x1,x2,…,xm)xi∈Rn,X是n×m的矩阵,包含对m个测量变量进行的n次采样的数据。即每列对应一个测量变量在各个时刻的数值,每行对应一个测量样本(同一时刻对所有测量变量的测量值)。PCA可表述为,其中Pi∈Rm为数据变化的方向,并按数据在该方向上的变化幅度大小顺次排列,称为负荷(loading)向量,负荷向量相互正交;ti=Xpi,ti∈Rn是数据在负荷向量上的投影,称为得分(score)向量,||ti||反映了数据的在负荷向量方向上的变化幅度。实际的求解方法可以采用非线性迭代部分最小二乘来实现(Wold,1966)。
当矩阵X中变量存在一定程度的线性相关时,数据X的变化将主要体现在靠前面的几个负荷向量上,而在其他方向上的投影则很小,可以认为是测量噪声。这样,E为误差矩阵,代表了X在pk+1,…pm方向上的变化。在实际的应用中k<
1.2 多向主元分析
MacGregor和Nomikos(1992;1994)对间歇过程中的多变量PCA方法进行了扩展,提出了多向PCA(Multi-way PCA)方法。在连续过程中过程变量的数据通常表示成二维形式。而在间歇过程中,不仅要关心过程变量之间的相互关系,也要对各个间歇过程之间的数据进行分析和比较,因此需要用三维的立体数据块来表示,其中第三维是对间歇过程的计数,即用来把不同的间歇过程区分开。多向PCA方法将三维的数据块转换成PCA方法易于处理的二维形式。其做法是将这个立体数据块每个水平(或垂直)切片拼接成一个矩形,那么对这个矩形进行PCA与对原立体数据块进行PCA是等效的。在这种混合的二维空间中,不仅包含变量在不同时段的相关信息,也包含在相同时段各个间歇过程之间变量的相关信息。多向PCA与PCA在统计方法和算法上是一致的。MacGregor等(1994)给出了将三维数据块转换到二维的方法,如图1所示。
采用多向PCA方法分析间歇过程运行的历史数据,能够确定并区分相同和不同的过程。这种分析可用于改进过程操作以及用来分析引起过程不同的主要因素。在对间歇过程进行MSPC时,也可用平方预测误差(Squared Prediction Error,SPE)图,T2统计图或贡献图来对过程异常、失效或其他故障进行检测和诊断。
2 非线性多变量统计分析方法
在线性PCA中,每个主元都是原始过程变量的线性组合。当生产过程变量之间相关关系的非线性程度不是太强时,可以用线性PCA的方法来处理过程数据。但是在间歇过程中,过程变量之间往往非线性关系较强,采用线性PCA的方法往往不能十分有效的对数据进行维数的压缩。在这种情况下,需要采用非线性PCA的方法来处理过程数据。
很多非线性PCA的方法都是最近几年发展起来的,还不是十分完善,很多研究人员还在从事这方面的研究,寻找更为有效的PCA方法。Hastie和Stuetzle(1989)提出了主元曲线的概念。Dong和McAvoy(1996)又用神经网络的方法来建立非线性主元。Kramer(1991)提出自关联神经网络(Autoassociative Neural Networks)的方法在数据中找出其非线性特征。
2.1 主元曲线
主元曲线是线性PCA的推广。线性主元方法是找出一条可以在最大程度上反映数据变化方向的直线,也就是说原始数据到这条直线的距离的和为最小,此时用线性主元表示原始数据的误差最小。而非线性PCA则可以进一步减小误差。其方法是改用一条平滑的曲线来代表数据的最大变化方向,该曲线称为主元曲线。线性PCA和非线性PCA的主要区别是:线性主元是原始变量的线性组合,而后者是将原始变量通过非线性函数映射到非线性主元上;线性PCA使数据点到它所代表的直线间的距离的和为最小,而非线性PCA使数据点到它所代表的平滑曲线间的距离的和为最小。
主元曲线通过函数向量来表示方向,它与线性PCA中的负荷(loading)等效,数据点在曲线上的映射位置的标定(一般取为到曲线起点的弧线长度)等效于线性PCA中的得分(score)。
设X∈Rm为m维过程变量空间的随机变量,则函数向量可被称作X的主元曲线,如果,其中λf定义为一个从Rm到R的映射标定,,λf(X)是在最接近X的情况下的λ取值,当有不同的λ同时满足条件时,取最大的λ。Hastie和Stuetzle(1989)证明当主元曲线为一条直线时,该方法退化为线性主元方法。
Hastie和Stuetzle(1989)提出用散布图平滑方法以及局部加权回归的方法来计算E(X|λf(X)=λ),从而确定主元曲线。Dong和McAvoy(1996)提出了用神经元网络来学习非线性主元模型的方法。
2.2 非线性多变量统计过程控制
同线性多变量统计控制图方法类似,也可以建立基于非线性主元模型的各种统计控制图,如非线性主元模型的SPE图,非线性主元图等。通过对正常运行的过程数据进行非线性PCA,可以建立非线性主元模型。这个模型概括了各个测量的过程变量之间在过程正常运行情况下的非线性关系。正常情况下,非线性主元的SPE值较小,各个非线性主元在各自的正常变化范围内。当过程出现异常时,过程变量之间的相关关系会发生变化或者某些过程变量发生突变,导致非线性主元模型的SPE明显增加。
也可以采用非线性主元图进行故障的检测和诊断(MacGregor,1991)。不同的故障会使过程变量的样本点在变量空间中沿着一定的方向变化。将这种变化映射到主元平面中,也会呈现一定的方向性。但非线性关系的存在可能使得故障引起的较大的过程变量的变化在映射后得到的却是很小的主元方向的变化,此时将不能很快地从主元图上发现明显的故障趋势。Zhang等(1996;1997)提出了用累积非线性主元图来改进故障的诊断。累积主元得分表示为,其中x(i)是对应于第i个观测值计算的主元得分,是对应于过程正常运行数据的主元得分的均值,A(n)是到采样时刻n的累积主元得分。累积主元得分能够将主元得分上的细小的规律性变化累积起来,从而使得人们能够比较容易地将过程中出现的故障检测并诊断出来。
在累积主元方法的基础上,Wachs和Lewin(1999)提出了s-和主元,即把累积求和的数据的数量限制为s个,在每个采样时刻,计算此前s个采样时刻的主元得分的和。该方法的优点是,当过程处于正常运行情况时,s-和主元的标准差为定值,这样就更容易确定控制限。
3 结论
MSPC技术在工业上主要用于过程监控,多变量统计分析的方法可以帮助人们从大量的测量数据中找到反映过程运行情况的关键信息,及时的检测出过程中出现的各种问题。在经济发展的推动下,市场对工业产品的多样化和多变性要求使得企业必须从过去的单一化大批量生产转向多样化的小批量快捷生产,间歇生产过程将会在工业生产中占有重要的地位,因此对适应于间歇或半间歇过程的监控和控制方法的需求也将会越来越多。研究和开发适应于间歇过程的MSPC方法将是SPC发展的方向之一。多向PCA、三线性分解、平行因素分析等方法已开始应用于间歇过程的监控(Wise等,1999;Louwerse和Smilde,2000),但从方法本身到技术实现都还有待于进一步完善。
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