實習工作價值觀的構建及其與工作投入的關系——以保定市某酒店實習生為例

劉順伶，楊 雪，馬 晶

（中國地質大學長城學院 管理科學與工程系，河北 保定 071000）

1 研究方法

1.1 問卷設計

本研究在分析參考前人調查問卷基礎上，依據本研究的目的及實際加以修改，建立問卷的初步框架.調查問卷分為三部分：第一部分，個人及教學背景；第二部分，實習工作價值觀量表；第三部分，工作投入量表.本研究采取抽樣調查的問卷調查方式.第一、二部分（黃英忠、黃培文2003）[1]量表采用萊克特五點量法，每個問題有五個答案，依次為“極為同意”、“同意”、“尚可”、“不同意”、“極為不同意”，由填答者任選其一，分別給予 5、4、3、2、1分.其中13、15、22、23、25、26、27、28、29題為反向計分.并以因素分析后所得的各構面的因素分數作為實習工作價值觀的下層分項概念的分數.

1.2 研究對象

研究對象為保定市某酒店實習的旅游管理及酒店管理專業學生.以學校集體組織為主，不包含個人利用課余時間到酒店打工獲取經驗和報酬者.

1.3 資料分析方法

本研究收回的調查問卷資料以社會科學套裝統計軟件（SPSS17.0版）為工具進行統計分析，具體為：用敘述性分析方法進行學生個人及教學背景資料等的統計，包括樣本個數、百分比等.以探索性因素分析檢測量表的因素組成，以t檢定及單因子變異數分析探討個人背景與教學背景不同在實習工作價值觀上的差異情形，以回歸分析檢測實習工作價值觀對工作投入的影響.

2 資料分析結果及討論

2.1 個人及教學背景分析

本研究調查問卷主要以保定市某酒店正在實習的學生為對象，共發放問卷200份，實際回收185份，有效問卷回收率為92.5%.統計結果表明，受調查學生中女生占77.3%，占絕對多數；年齡21-25歲之間占93%，20歲以下占7%；學制方面，大專三年的占53.5%，一般大學占38.4%，中專三年的占8.1%；教學法方面采用三明治教學法教學的學生占40%，傳統教學法的占60%.

2.2 因素分析

KMO是Kaiser-Meyer-Olkin的取樣適當性量數，當KMO值愈大時，表示變量間的共同因素愈多，愈適合進行因素分析，根據專家Kaiser（1974）觀點，如果KMO的值小于0.5時，較不宜進行因素分析.此處，實習工作價值觀因素KMO值為0.856，表示適合因素分析.本研究針對實習工作價值觀量表，進行探索性因素分析，希望以較少的構面來表示原先資料結構所提供的大部分資訊，本研究采用主成分分析法，并以最大方差法進行直交轉軸，取出特征值大于1的因素，且轉軸后的因素負荷量的絕對值需大于0.5才能成為該因素的題項，因素分析后刪減為24題.

共萃取出五個因素，根據組成各因素的題項的內涵分別予以命名，包括學分價值（6題）、經濟價值（共6題）、人際價值（共5題）、成就價值（共5題）、專業價值（共2題）等實習工作價值觀因素.各因素轉軸后的特征值分別為3.832、3.384、3.084、3.083、1.921.第一份量表的Alpha系數為0.873，第二份量表的Alpha系數為0.836，第三份量表的Alpha系數為0.765，第四份量表的Alpha系數為0.797，第五份量表的Alpha系數為0.594，其中前四份量表都已達高可信度，第五份量表信度為尚可接受.

2.3 差異分析

綜述以往研究成果，建立以下幾個假設：

假設1：性別不同，在實習工作價值觀上有顯著差異；

假設2：年齡不同，在實習工作價值觀上有顯著差異；

假設3：教學法不同，在實習工作價值觀上有顯著差異；

假設4：學制不同，在實習工作價值觀上有顯著差異；

假設5：實習工作價值觀對工作投入有顯著影響.

由表1的t檢驗與單因子變異數分析的結果得知，年齡不同，在學分價值上達顯著差異，20歲以下年齡層的學分價值的平均數顯著高于21-25歲年齡層者，也就是說，20歲以下的學生較重視實習工作的學分價值.性別不同，在成就價值上有顯著差異，男生的成就價值在平均數上顯著高于女生，這表示，男生更注重實習工作的成就價值.學制不同，在經濟價值上達顯著差異（F=3.361，p<0.05）,經scheffe事后分析發現，中專三年學生的經濟價值高于一般大學的學生.

表1 個人背景、教學背景在實習工作價值觀上的差異分析表（N=50）

以上的結果，表示年齡、學制等個人背景和教學背景不同，在實習工作價值觀上有顯著差異，本研究的前三個假設均獲得支持，然而教學法不同，在實習工作價值觀各構成層面上皆無顯著差異，本研究的假設4未獲得支持.

3 構建多元線性回歸模型——工作投入函數

3.1 函數變量確認

（1）選擇樣本，確認自變量和因變量.本文以實習工作價值觀因子分析的五個因子為自變量，即學分價值觀、經濟價值觀、人際價值觀、成就價值觀及專業價值觀；以工作投入為因變量.

（2）變量樣本描述.根據多元線性回歸方程公式，設工作投入為自變量y，學分價值觀、經濟價值觀、人際價值觀、成就價值觀和專業價值觀分別為自變量x1,x2,x3,x4，x5構建工作投入函數：

y=b0+b1x1+b2x2+b3x3+b4x4+b5x5 公式（1）

其中b0為常數項，所求的即為回歸系數b1,b2,b3，b4,b5.

3.2 函數構造

（1）變量篩選.本次多元回歸分析變量篩選采用的是逐步篩選法，分析結果得到自變量學分價值觀fac01、經濟價值觀fac02、人際價值觀fac03、成就價值觀fac04進入回歸方程，自變量進入回歸方程的次序是：第一，經濟價值觀（fac02）進入回歸方程，形成模型1；第二，在模型1的基礎之上引入第二個自變量學分價值觀（fac01）,形成模型2；第三，在模型2的基礎之上引入第三個自變量人際價值觀（fac03），形成模型3；最后，在模型3的基礎之上引入第四個自變量成就價值觀，形成最終的回歸模型4.

（2）模型擬合.通過模型擬合可以看出，模型4的R和R2及調整R2值最大，模型4估計值的標準誤差=6.52335，數值很小，說明模型4擬合優度最好.隨著自變量不斷引入回歸方程，調整的R2在不斷提高，回歸方程的估計標準誤差在不斷減小.同時，Fch值的相伴概率值來看，每個都小于顯著水平0.05，說明這些自變量的引入對因變量的解釋說明都有比較顯著的貢獻，它們應保留于回歸方程中.Durbin-Watson檢驗中D=1.712接近2，說明殘差和自變量互為獨立.

（3）方差分析.回歸擬合模型過程中每一步的方差分析結果可以看出模型4回歸過程包含不同自變量時，其中F檢驗，當a=0.05時，P=0<0.05，說明經濟價值觀、學分價值觀、人際價值觀及成就價值觀與工作投入的線性關系具有明顯的顯著性，所以拒絕總體回歸系數為0的假設.并且所有自變量的回歸系數不同時為零，因變量和自變量全體之間確實存在線性關系，可以使用線性模型.

（4）回歸系數估計.所有模型的回歸系數估計值為：模型4常數項為67.70，回歸系數學分價值觀、經濟價值觀、人際價值觀和成就價值觀分別是b1=2.958,b2=4.690,b3=2.565，b4=2.177.經 t檢驗，當a=0.05時，四個自變量的P值=0，都小于0.05因而均具有顯著性意義.依據回歸系數，最終的回歸方程是：

工作投入=67.70+2.958學分價值觀+4.690經濟價值觀+2.565人際價值觀+2.177成就價值觀；

即回歸方程為：

y=67.7+2.958x1+4.690x2+2.565x3+2.177x4

依據標準化回歸系數，最終的標準化回歸方程是：

工作投入=0.324學分價值觀+0.513經濟價值觀+0.281人際價值觀+0.240成就價值觀

即標準化回歸方程為：

y=0.324x1+0.513x2+0.281x3+0.240x4

4 結論

實習工作價值觀量表共包括成就價值、專業價值、學分價值、人際價值和經濟價值共五個構成方面，其中學分價值是實習生特有的價值觀.從差異分析的結果來看，男生比女生更重視工作的成就價值，并且較注重個人興趣和特長，重視職業的外在效果，渴望實現自我價值，從而取得成就感.而女性更注重職業的經濟收入，看重職業的安穩性和舒適性.學制不同，在經濟價值上呈現顯著差異.中專三年學制的學生相對于一般大學的學生更重視實習工作的經濟價值.這可能是因為中專三年的學生要比一般大學的學生更早的步入社會參加工作，有來自家庭等方面的經濟壓力.實習工作價值觀對工作投入的影響力大小依次為經濟價值、學分價值、人際價值和成就價值.其中學分價值和經濟價值是負向的影響力，表示學生越在乎薪資的多少和學分的取得，其在實習工作中的投入度越低.大部分學生認為，自己付出了與正式員工同樣的勞動，然而所得薪資卻較低，有充當廉價勞動力的感覺.過分重視薪資，降低了工作的投入度.而大部分學校采用學分作為是否可以畢業的依據，不免讓學生有為拿到學分而應付工作的念頭，降低了工作的投入度.在工作投入的影響因素里，人際價值的影響力很弱.因為大部分學生屬于“80”、“90”后，他們個性獨立，善于表現自我，注重在工作中的自我價值和晉升空間，較少考慮到團隊及組織的利益.另外，多數學生認為工作的崗位是基層技能操作者，工作缺乏創造性，很難體現自身價值，從而降低了工作投入度.還有很多學生認為學非所用，反映出了學校所學課程缺乏實踐性與應用性.

〔1〕黃英忠、黃培文.實習工作價值觀的建構及其與工作投入的關系：以大專觀光、休閑、餐旅相關科系學生為例 [J].觀光研究學報，2003，10（1）：63-78.