通信企業員工工作價值觀與工作績效的關系研究

李衛寧，郭月娟

（華南理工大學 工商管理學院，廣州 510640）

通信企業員工工作價值觀與工作績效的關系研究

李衛寧，郭月娟

（華南理工大學 工商管理學院，廣州 510640）

通信企業員工的工作績效為構建企業核心能力的重要基礎，一直為管理者所重視，而員工價值觀無疑對工作績效有著重要的影響。文章在理論綜述的基礎上提出研究假設和概念模型，以華南地區的通信企業為樣本，分析了通信企業員工工作價值觀與工作績效的關系。研究發現，個體統計變量不同，對工作價值觀的認知存在顯著性差異；人口統計變量對員工工作價值觀與工作績效的正相關關系起調節作用。

工作價值觀；工作績效；人口統計變量

0 引言

通信行業技術日新月異，管理不斷創新，善于求變、創新的員工是創造價值的主體，是企業生存的核心，員工的主動性和自發性成為市場競爭中企業成敗關鍵，能夠促進組織效能提高的主動、自發、奉獻行為和人際促進行為即關聯績效行為，越來越多地受到企業管理者和研究者的關注。與此同時，隨著經濟的發展和全球化帶來的社會沖擊，社會整體結構朝著多元化方向發展，人們的生活方式、價值體系以及思想觀念都發生著變化，工作價值觀作為個人和社會整體價值觀重要的一部分也隨著社會環境的變化發生著轉變。在經濟全球化的浪潮中，如何更好的進行人力資源管理，培養員工創新能力，提高員工主動性和自發性，從而進一步有效提高工作績效成為人力資源管理者和組織行為學者迫切解決的關鍵問題。

1 理論基礎和假設

績效問題作為當今社會組織管理領域的研究熱點，愈來愈引起人們的關注和重視。價值觀作為一種比較穩定的個性傾向性，會影響個體的工作意愿或目標，進而影響其努力程度與工作表現[1]。國內外的研究也表明，員工的價值觀、能力等個體差異會影響工作行為及工作績效。因此，我們可以合理地設想，個體特征變量影響工作價值，進而會通過工作價值觀而影響到個體的工作績效。綜合這些信息,本研究構建了如圖1所示的研究模型。接下來,將在文獻綜述基礎上詳細分析這一模型,并提出相關研究假設。

1.1 人口統計變量對員工工作價值觀的影響

工作價值觀的研究始于上個世紀20～30年代，到50～60年代逐漸發展成為心理學研究的熱門話題之一，對工作價值觀結構的研究也一直是工作價值觀研究中的熱點。基于對工作價值觀的理解和研究方法的不同，研究者提出了各自不同的看法。Super將工作價值觀的內容分為十五個向度：利他主義、美的追求、創造力、智性的刺激、成就感、獨立性、威望、管理權力、經濟報酬、安全感、工作環境、與上司關系、與同事關系、生活方式、變異性[2]。寧維衛修訂了Super的工作價值觀量表，生成中國版的工作價值觀量表，把工作價值觀分為進取心、生活方式、工作安全、聲望和經濟價值5個維度。雖然寧維衛的理論結構和量表后來被很多研究人員直接采用，但它是在國外的量表上生成的，開發量表的時間也較早[3]。在本研究中工作價值觀結構參考吳鐵雄[4]的工作價值觀變量，將工作價值觀劃分為自我實現、聲望尊嚴、社會價值、組織安全和安定休閑取向五個維度。

個人屬性變量對工作價值觀的影響主要表現在性別、年齡、婚姻、單位工齡和職位等方面。在工作價值觀的性別差異上大部分研究者認為工作價值觀的性別差異顯著，如Wiener的研究發現，女性偏重內在的價值觀，而男性偏重外在的價值觀[5]。何華敏的研究也發現內地女職工的工作價值觀比男職工更注重外在報酬[6]，黃國隆[7]、胡堅[8]等人的研究也取得了類似的結論。在年齡與工作價值觀的研究上結論不太一致，國外學者的研究顯示，年齡增加影響某些工作價值觀；年齡和工作價值觀有顯著的正相關。Romzek研究結果則與之相反，對印度的管理者進行調查研究發現，其工作價值觀在年齡上沒有顯著的差異[9]。在國內，鄭倫仁的研究指出低年級學生重視美感和創造性，高年級學生看重經濟報酬和聲望。關于職位與工作價值觀的研究，Gomez針對大型高科技公司的員工所做的工作價值觀研究發現，不同職位會造成員工工作價值觀的差異[10]。

從以上的論述中可以看到，雖然研究者對于性別、年齡、婚姻、單位工齡和職位等個人背景因素對工作價值觀的影響情況未達成一致的見解，但是毫無疑問，工作價值觀可能會因個體特征差異而受到影響。針對以上分析，本研究提出以下假設：

H1：個體統計變量不同，對工作價值觀的認知有顯著性差異。

H1-1：工作價值觀因性別狀況而有顯著性差異

H1-2：工作價值觀因年齡狀況而有顯著性差異

H1-3：工作價值觀因婚姻狀況而有顯著性差異

H1-4：工作價值觀因單位工齡狀況而有顯著性差異

H1-5：工作價值觀因職位狀況而有顯著性差異

1.2 員工工作價值觀與員工工作績效

工作績效是一個多維建構，觀察和測量的角度不同，其結果也會不同。本研究采用了廣為認可的Borman&Motowidlo[11]提出的關于績效的二維模型，將工作績效分為任務績效和關聯績效兩個部分。任務績效指任務的完成情況，即職務說明書中所規定的績效，主要受經驗、能力、以及與工作有關的知識等因素的影響。關聯績效指一種心理和社會關系的人際和意志行為，是一種有助于完成組織工作的活動，有些學者也稱其為組織公民行為，主要受人格因素的影響。Adkins&Naumann認為工作價值觀可以被視為預測工作行為及結果（包括工作績效）的指標[12]。Shapira&Griffith的研究發現，管理人員及工程師的工作價值觀與業績的評定結果有很高的關系。許多學者的研究也證實，工作價值觀對工作結果及工作績效具有高度貢獻[13]。工作價值觀與工作績效顯著正相關，在工作和組織中有較大影響力[14]，對提升工作績效具有不可忽略的重要性。針對以上分析，本研究提出以下假設：

H2：員工的工作價值觀對任務績效有直接正向的影響。

H2-1：員工的自我實現取向對任務績效有直接正向的影響

H2-2：員工的聲望尊嚴取向對任務績效有直接正向的影響

H2-3：員工的社會價值取向對任務績效有直接正向的影響

H2-4：員工的組織安全取向對任務績效有直接正向的影響

H2-5：員工的安定休閑取向對任務績效有直接正向的影響

H3：員工的工作價值觀對關聯績效有直接正向的影響。

H3-1：員工的自我實現取向對關聯績效有直接正向的影響

H3-2：員工的聲望尊嚴取向對關聯績效有直接正向的影響

H3-3：員工的社會價值取向對關聯績效有直接正向的影響

H3-4：員工的組織安全取向對關聯績效有直接正向的影響

H3-5：員工的安定休閑取向關聯績效有直接正向的影響

1.3 人口統計變量、員工工作價值觀與工作績效的關系

工作價值觀可能會因個體特征差異而受到影響，而員工的不同個人屬性與其工作績效也有著密切的關系，那么個人特征差異是否會通過工作價值觀而影響到個體的工作績效呢，這是值得關注的問題。衡量一個變量的調節作用是否明顯，關鍵是判斷該變量與預測變量的交互作用項能不能進入回歸方程，或者在方差分析中的交互比較顯著[15]。基于此，本研究提出以下假設：

H4：人口統計變量對員工工作價值觀與工作績效的關系起調節作用。

2 研究方法及假設檢驗

2.1 測量量表

本研究的各個變量量表是在國內外學者研究基礎上綜合和改進而成的，為了檢驗問卷量可靠性和有效性，對初始問卷進行了試調。筆者共在企業中發放試測問卷96份，回收問卷76份，其中有效問卷61份。以這61份問卷為基礎，采用SPSS15.0統計軟件對初始問卷進行效度和信度分析，判斷并修正初始問卷量表，形成了本文研究的最終問卷量表，其中所涉及的變量測量，如工作價值觀、工作績效等均采用采用李克特五點語意差別量表法。正式問卷調查時間為2008年10月到2009年2月，以華南地區通信企業為主收集樣本，共發放了150份，回收有效問卷139份，回收率為92%。

2.2 相關分析

本研究運用SPSS15.0進行信度分析，總體的Cronbach's Alpha系數為0.846，其中，工作價值觀的Cronbach's Alpha系數為0.819，工作績效的Cronbach's Alpha系數為0.838，本研究具有較好的信度。為驗證假設，以相關分析探討工作價值觀的五個維度與工作績效的任務績效、關聯績效的相關性，初步判斷工作價值觀是否對工作績效有顯著影響作用。如表1所示，可以發現：通信企業員工工作價值觀各維度自我實現、聲望尊重、社會價值、組織安全和安定休閑對任務績效和關聯績效有顯著正向影響。

表1 工作價值觀各維度與工作績效各維度的相關分析結果表

2.3 回歸分析

上述相關分析已經說明工作價值觀與工作績效直接存在顯著相關，相關水平在可接受的范圍之內，不存在多元共線性問題，因此可以運用多元回歸分析方法。回歸分析的目的是為了進一步探尋工作價值觀對工作績效的影響，本部分的研究采用多元回歸分析中的逐步回歸分析。

2.3.1 人口統計變量對工作價值觀的影響

采用獨立樣本T檢驗進行工作價值觀不同維度上性別差異性檢驗，統計結果顯示，自我實現取向、聲望尊嚴取向、社會價值取向、組織安全取向、安定休閑取向各維度顯著性分別為：0.384、0.746、0.309、0.203、0.141； 在問卷調查中，年齡共分為 18～25 歲、26～29 歲、30～35 歲、36～40 歲、41 歲以上五個階段，根據數據回收情況，將30～35歲、36～40歲、41歲以上合并為30歲及以上，在進行方差分析時，分為25歲以下、26～29歲、30歲及以上三個年齡組，采用單因子分析進行差異檢驗，統計結果顯示，自我實現取向、聲望尊嚴取向、社會價值取向、組織安全取向、安定休閑取向各維度顯著性分別為：0.035、0.052、0.089、0.409、0.064、0.351、0.871； 按婚姻狀態不同，將被調查員工分為已經結婚和未結婚兩組，采用獨立樣本T檢驗進行差異性檢驗，統計結果顯示，自我實現取向、聲望尊嚴取向、社會價值取向、組織安全取向、安定休閑 取 向 各 維 度 顯 著 性 分 別 為 ：0.000、0.338、0.008、0.056、0.000；在問卷調查中，員工單位工齡共分為1年以下、1～2年、2～3 年、3～4 年、4～5 年、5 年以上個部分，根據數據回收情況，將1～2年和2～3年合并為2～4年，4～5年和5年以上合并為四年以上，采用單因子分析進行差異檢驗，統計結果顯示，自我實現取向、聲望尊嚴取向、社會價值取向、組織安全取向、安定休閑取向各維度顯著性分別為：0.633、0.020、0.087、0.048、0.509；根據職位的不同，將被調查員工分為基層管理者、中層管理者、和高層管理者三組，采用單因子分析進行差異檢驗，統計結果顯示，自我實現取向、聲望尊嚴取向、社會價值取向、組織安全取向、安定休閑取向各維度顯著性分別為：0.034、0.570、0.684、0.558、0.056。

以上統計結果顯示，不同性別的員工的工作價值觀不存在顯著性差異；不同年齡的員工在自我實現取向、聲望尊嚴取向、社會價值取向維度上存在顯著差異；婚姻生活顯著影響員工的自我實現取向、社會價值取向、組織安全取向、安定休閑取向；員工的聲望尊嚴取向、社會價值取向、組織安全取向因單位工齡狀況而有顯著性差異；不同職位的員工對于自我實現取向、安定休閑取向有顯著不同的需求。假設H1-1不成立，假設 H1-2、1-3、1-4、1-5 成立，假設 H1 部分成立。

2.3.2 任務績效的回歸分析

把工作價值觀的五個維度作為自變量，任務績效作為因變量，自變量自我實現取向、聲望尊嚴取向、社會價值取向、組織安全取向、安定休閑取向依次進入回歸方程。從回歸效果來看，F值＝5.463，達到了顯著水平，且顯著性水平為0.01，可以認為進入回歸方程的五個自變量自我實現取向、聲望尊嚴取向、社會價值取向、組織安全取向、安定休閑取向的變化反映了因變量的線性變化，回歸方程顯著。R2為0.175，表明五個維度聯合解釋任務績效的17.8%。自變量中聲望尊嚴取向和自我實現取向的解釋力相對高一些，預測力分別為9.4%和5.4%，其余因子對因變量的預測力均較低（如表2）。

總體來看，五個自變量預測任務績效時，五個模型均通過F檢驗，回歸方程顯著。從回歸系數來看，自我實現取向、聲望尊嚴取向、組織安全取向顯著正向影響任務績效，社會價值取向和安定休閑取向對任務績效有一定的解釋力，但不顯著。 H2-1、H2-2、H2-4 成立，H2-3、H2-5 不成立， 假設 2部分成立。

2.3.3 關聯績效的回歸分析

把工作價值觀的五個維度作為自變量，關聯績效作為因變量，自變量自我實現取向、聲望尊嚴取向、社會價值取向、組織安全取向、安定休閑取向依次進入回歸方程。從回歸效果來看，F值＝6.964，達到了顯著水平，且顯著性水平為0.01，可以認為進入回歸方程的五個自變量自我實現取向、聲望尊嚴取向、社會價值取向、組織安全取向、安定休閑取向對關聯績效構成顯著回歸效應。R2為0.213，表明五個維度聯合解釋任務績效的21.3%，自我實現取向和聲望尊嚴取向的解釋力相對高一些，預測力分別為9.1%和6.8%，其余因子對因變量的預測力均較低（如表3）。

表3 工作價值觀對關聯績效的回歸分析

總體來看，五個自變量預測任務績效時，五個模型均通過F檢驗，回歸方程顯著。從回歸系數來看，自我實現取向、聲望尊嚴取向、社會價值取向顯著正向影響關聯績效，組織安全取向和安定休閑取向對任務績效有一定的解釋力，但不顯著。 假設 H3-1、H3-2、H3-3 成立，H3-4、H3-5 不成立，假設3部分成立。

2.4 人口統計變量的調節作用分析

2.4.1 人口統計變量與工作價值觀的交互項

采用SPSS15.0對人口統計變量與工作價值觀的五個維度逐一進行交互項檢驗，具體檢驗結果（如表4），對任務績效而言，年齡與安定休閑取向的交互項達到顯著性水平；對關聯績效而言，性別與自我實現取向、聲望尊嚴取向和組織安全取向的交互項顯著，年齡與自我實現取向的交互項顯著，婚姻狀況與社會價值取向的交互項顯著，職位狀況與聲望尊嚴取向、組織安全取向的交互項顯著。

2.4.2人口統計變量對任務績效回歸的調節作用分析

回歸分析分為兩個層次。第一個層次將主效應進入回歸模型,第二個層次在第一層次的基礎上再加入人口統計變量與工作價值觀的交互作用,回歸分析結果（如表5）。模型1、2的F均顯著，加入年齡*安定休閑取向交互項后，模型2的R2顯著增加（0.013），但交互作用項的系數不顯著，說明年齡在這里起到了微弱的調節作用。

2.4.3 人口統計變量對關聯績效回歸的調節作用分析

方法同上，回歸分析結果（如表6）所示，各模型的F都很顯著，與模型1相比，加入性別*自我實現后，模型2的R2顯著增加（0.036），交互作用的回歸系數（.198*）顯著；加入性別*聲望尊嚴后，模型3的R2顯著增加（0.040），交互作用的回歸系數（.208*）顯著；加入性別*組織安全后，模型4的R2顯著增加（0.037），交互作用的回歸系數（.196*）顯著，說明性別對關聯績效在工作價值觀上的回歸有調節作用。與模型1相比，加入年齡*自我實現后，模型5的R2無變化，交互作用的回歸系數也不顯著，說明年齡對關聯績效在工作價值觀上的回歸無調節作用。同樣，與模型1相比，加入婚姻*社會價值后，模型6的R2無變化，交互作用的回歸系數也不顯著，說明婚姻狀況對關聯績效在工作價值觀上的回歸無調節作用。與模型1相比，加入職位*聲望尊嚴后，模型7的R2顯著增加（0.044），交互作用的回歸系數（-.222**）顯著，加入職位*組織安全后，模型8的R2顯著增加（0.045），交互作用的回歸系數（-.216**）顯著，說明職位對關聯績效在工作價值觀上的回歸有調節作用。綜合人口統計變量對任務績效、關聯績效的調節作用分析，假設4成立。

表4 人口統計變量與工作價值觀交互項顯著性檢驗摘要表

表5 人口統計變量對任務績效回歸的調節作用分析

表6 人口統計變量對關聯績效回歸的調節作用分析

3 研究結論

通信行業技術日新月異，管理不斷創新，培養員工創新能力，調動員工主動性和積極性，提高員工績效一直是企業關注的重點，而員工價值觀無疑對工作績效有著重要的影響。本文在理論綜述的基礎上，修訂出適合中國通信企業員工的工作價值觀量表，提出了相應的假設，并以華南地區的企業為樣本對假設進行了檢驗，探討了員工價值觀和工作績效之間的關系，取得了一定的研究發現。

（1）性別差異是個性心理及工作價值觀領域研究較為關注的主題，多數研究發現性別在個體心理各領域的差異顯著。與之相反，本研究中不同性別的員工在工作價值觀上無顯著性差異。這可能與樣本選擇范圍比較窄有關。工作價值觀是個性心理特征的重要內容，其形成和發展與年齡有緊密聯系。相關研究也發現工作價值觀與年齡有某種關系。本研究發現，不用年齡的員工在自我實現取向、聲望尊嚴取向、社會價值取向上存在顯著差異。此外，本研究發現，婚姻生活對員工的自我實現取向、社會價值取向、組織安全取向、安定休閑取向產生顯著影響；員工的聲望尊嚴取向、社會價值取向、組織安全取向因單位工齡狀況而有顯著性差異；不同職位的員工對于自我實現取向、安定休閑取向有顯著不同的需求。根據馬斯洛需求層次理論，在低層次的需要相對滿足了，就會向高一層次發展，因此，高層員工比低層員工更注重自我實現的需要。

（2）工作價值觀中自我實現取向、聲望尊嚴取向、組織安全取向對任務績效有顯著的直接正向影響，其中聲望尊嚴取向和自我實現取向的解釋力相對高一些；工作價值觀中自我實現取向、聲望尊嚴取向、社會價值取向顯著正向影響關聯績效，其中自我實現取向和聲望尊嚴取向的解釋力相對高一些。根據赫茨伯格的雙因素理論，工作價值觀各維度中，自我實現取向、聲望尊嚴取向和社會價值取向可以視為激勵因素，組織安全取向和安定休閑取向可以視為保健因素。對于任務績效和關聯而言，作為激勵因素的自我實現取向和聲望尊嚴取向對任務績效和關聯績效的影響更為顯著。

（3）人口統計變量對工作績效與工作價值觀之間的回歸關系其調節作用，尤其是性別和職位對關聯績效在工作價值觀上的回歸有顯著調節作用。

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F270

A

1002－6487（2011）04－0185-04

國家自然科學基金重點項目（70832003）；廣東省軟科學研究項目（2009B070300031）

李衛寧(1966-)，男，山西臨汾人，博士，副教授，研究方向：企業戰略管理，電子商務戰略。

（責任編輯/浩 天）