國企混改中員工持股的影響實證研究目錄TOC\o"1-2"\h\u17626國企混改中員工持股的影響實證研究 1256961.1概念模型與研究假設(shè) 1316951.1.1變量指標(biāo)的選取 1294221.1.2研究假設(shè)的提出 2140751.1.3概念模型的構(gòu)建 324381.2研究設(shè)計與問卷發(fā)放 494711.2.1變量的測量 429981.2.2問卷設(shè)計與數(shù)據(jù)收集 653381.2.3數(shù)據(jù)分析方法 8183081.3數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗 8295581.3.1描述性統(tǒng)計分析 8228521.3.2信度和效度檢驗 1027161.3.3相關(guān)性分析 15120901.3.4假設(shè)檢驗 161.1概念模型與研究假設(shè)1.1.1變量指標(biāo)的選取133號文件明確規(guī)定了該計劃的具體細節(jié)，持股員工按規(guī)定享有股權(quán)分紅并成立股權(quán)代表或機構(gòu)行使股東權(quán)利。結(jié)合國有混合所有制企業(yè)開展員工持股計劃試點的政策要求和前人的研究結(jié)果，本文選用“員工持股比例”和“員工權(quán)利”作為員工持股計劃的兩個自變量。鮑盛祥等在實證研究中將員工權(quán)利分為收益權(quán)、信息權(quán)和控制權(quán)三個維度。收益權(quán)是指獲得收入增加或收入預(yù)期的權(quán)利，信息權(quán)是指了解企業(yè)信息的權(quán)利，控制權(quán)指持股員工參與企業(yè)重大決策的權(quán)利[[]鮑盛祥.職工持股后的心理行為變化—基于心理所有權(quán)的實證分析[J]管理科學(xué),2005,(03):23-27.]。因此，第二個自變量“員工權(quán)利”又分為收益權(quán)、信息權(quán)、控制權(quán)三個維度。綜上所述，[]鮑盛祥.職工持股后的心理行為變化—基于心理所有權(quán)的實證分析[J]管理科學(xué),2005,(03):23-27.員工激勵是通過采取某種刺激來影響員工心理和行為的過程，激勵措施的實施可以形成企業(yè)員工相應(yīng)的積極的心理變化，增強員工對于工作內(nèi)容和工作環(huán)境的滿意度，增強員工對企業(yè)的認(rèn)同感和情感承諾，從而對員工的具體行為產(chǎn)生實際影響，激勵員工更加認(rèn)真努力的工作，并且不愿意辭職。據(jù)此本文將激勵效果分為員工工作滿意度、員工情感承諾、員工績效和員工離職傾向四個維度。工作滿意度是職工對工作本身及其環(huán)境狀態(tài)是否滿意的一種情緒，是一個態(tài)度變量[[]Larwood.L,Thormas.A.W,Stephan.D.etal.Extendinglatentroleandpsuchologicalcontracttheoriestopredictintenttoturnoverandpoliticsinbusinessorganizations.GroupandOrganizationManagement.23(2)1998:100-123]。Hallock,Salazar以及Venneman證明了本文所有研究的自變量對滿意度具有正向的影響[[[]Larwood.L,Thormas.A.W,Stephan.D.etal.Extendinglatentroleandpsuchologicalcontracttheoriestopredictintenttoturnoverandpoliticsinbusinessorganizations.GroupandOrganizationManagement.23(2)1998:100-123[]Hallock.D.E.,Salazar.R.J.,Vennerman.S.DemographicandAttitudinalCorrelatesofEmployeeSatisfactionwithanESOP.BritishJouranlofManagermen.Vol.15.2004:321-333.員工情感承諾，指員工能夠理解和認(rèn)同企業(yè)的目標(biāo)、愿景和價值觀，并愿意為之付出不懈的努力。員工績效是指將員工個體層面的相關(guān)指標(biāo)作為激勵效果的衡量標(biāo)準(zhǔn)。從結(jié)果觀的角度來看，員工績效注重工作產(chǎn)出和最終成效；行為觀強調(diào)員工所付出的有利于企業(yè)的行動；綜合觀則為結(jié)果觀和行為觀的結(jié)合。筆者更傾向于綜合觀，認(rèn)為員工績效并非是一個純靜態(tài)或純動態(tài)的概念，對其的考量不僅要強調(diào)最終結(jié)果，同時也要注重行為的過程。因此本文借鑒經(jīng)典二維績效觀[[]BormanWC,MotowidlsSM.Expandingthecriteriondomaintoincludeelementsofcontextualperformance[J].PersonnelSelectioninOrganizations,1993:71-98.[]BormanWC,MotowidlsSM.Expandingthecriteriondomaintoincludeelementsofcontextualperformance[J].PersonnelSelectioninOrganizations,1993:71-98.離職是指員工離開所有企業(yè)和崗位的行為，分為自愿離職和被動離職。離職意向指員工自愿離開企業(yè)和崗位的意向，是員工實施離職行為之前的思想活動，是員工正式離職前的最后階段，直接關(guān)系著員工主動離職行為的發(fā)生。自愿離職對企業(yè)造成的損失很大，比如核心關(guān)鍵人才流失、人力財務(wù)成本增加、核心機密泄露等。同時，自愿離職行為會加強留任員工的離職意向，影響企業(yè)的穩(wěn)定性。因此離職意向是衡量該項政策效果的一個較好的指標(biāo)。1.1.2研究假設(shè)的提出站在前人的研究的基礎(chǔ)上，員工持股計劃完善了企業(yè)組織本身與企業(yè)勞動付出者員工之間的利益分配制度，形成了共建共享的良好局面，對于企業(yè)員工尤其是持股員工有著顯著的激勵效果。結(jié)合以往學(xué)者的研究和本人的工作實際，筆者認(rèn)為，在部分國有企業(yè)施行員工持股計劃會以股權(quán)的形式增強企業(yè)員工的歸屬感從而增強員工的忠誠度、降低離職率；持股帶來的實際收益和收入預(yù)期的增加能夠增強企業(yè)員工對工作的滿意度，刺激員工努力工作，帶來員工績效的提高；同時由于持股賦予了員工一定的信息權(quán)和控制權(quán)，使企業(yè)內(nèi)部的信息流動更加通暢、員工有更多的機會參與企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營人事財務(wù)等重大決策、也有更多的機會了解企業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略，可以有效地刺激員工創(chuàng)新干事的熱情。同時，按照政策的規(guī)定，企業(yè)高級管理層、中級管理層、業(yè)務(wù)骨干、研發(fā)人員等分別依據(jù)職級的不同持股比例不同，能夠在企業(yè)內(nèi)部營造競爭的氛圍，更大限度的發(fā)揮出員工持股計劃的激勵效果。據(jù)此本文提出如下假設(shè)：H1:員工持股計劃對滿意度正向影響顯著H1a:持股比例對滿意度正向影響顯著H1b:收益權(quán)對滿意度正向影響顯著H1c:信息權(quán)對滿意度正向影響顯著H1d:控制權(quán)對滿意度正向影響顯著H2:員工持股計劃對情感承諾正向影響顯著H2a:持股比例對情感承諾正向影響顯著H2b:收益權(quán)對情感承諾正向影響顯著H2c:信息權(quán)對情感承諾正向影響顯著H2d:控制權(quán)對情感承諾正向影響顯著H3:員工持股計劃對員工績效正向影響顯著H3a:持股比例對員工績效正向影響顯著H3b:收益權(quán)對員工績效正向影響顯著H3c:信息權(quán)對員工績效正向影響顯著H3d:控制權(quán)對員工績效正向影響顯著H4:員工持股計劃對員工離職傾向負向影響顯著H4a:持股比例對員工離職傾向負向影響顯著H4b:收益權(quán)對員工離職傾向負向影響顯著H4c:信息權(quán)對員工離職傾向負向影響顯著H4d:控制權(quán)對員工離職傾向負向影響顯著1.1.3概念模型的構(gòu)建基于理論分析、現(xiàn)實分析和文獻梳理，1.1.2節(jié)提出了本文研究的核心假設(shè)。下面通過對這些假設(shè)的分析和整理，建構(gòu)本文研究對象的概念模型，如下圖所示：圖1.1本文研究對象的概念模型1.2研究設(shè)計與問卷發(fā)放1.2.1變量的測量本研究主要是圍繞國有混合所有制企業(yè)開展此政策的激勵效果展開的，因此主要圍繞三個方面進行本研究的變量設(shè)定：一是被測樣本的特征變量，包括年齡、性別、崗位、學(xué)歷、工作年限等；二是員工持股計劃，包括持股比例、收益權(quán)、信息權(quán)和控制權(quán)；三是激勵效果，包括工作滿意度、員工情感承諾、員工績效和員工離職傾向。為了保證測量量表的科學(xué)性，本研究對相關(guān)領(lǐng)域的文獻進行了梳理，采用在以往研究中使用過的成熟的五級李克特量表，并且在正式調(diào)研之前與導(dǎo)師進行了充分的討論，使之更加科學(xué)合理、便于操作。1．員工持股計劃量表按照國資發(fā)改革[2016]133號文件關(guān)于持股員工選定條件的規(guī)定，將員工持股計劃的“持股比例”作為本研究的第一個變量，包含“絕對持股比例”和“相對持股比例”兩個項目，通過“自身所持有的股權(quán)、持有股權(quán)占全體員工股權(quán)總額的比例”“高管、中層、研發(fā)人員骨干員工等認(rèn)購股權(quán)”等問題來測算。鄭曉明等在國內(nèi)開展員工持股計劃的創(chuàng)業(yè)型企業(yè)的比較分析中，將員工參與持股后的激勵效果歸因于企業(yè)股權(quán)，也就是收益權(quán)、信息權(quán)和控制權(quán)的分配中[[]鄭曉明,陳昊,龔洋冉.創(chuàng)業(yè)型企業(yè)股權(quán)分配設(shè)計與創(chuàng)業(yè)團隊心理所有權(quán)的動態(tài)關(guān)系研究—基于中國創(chuàng)業(yè)型企業(yè)的雙案例比較分析[J].管理評論,2017,29(03):242-260.]。借鑒鮑盛祥的研究，[]鄭曉明,陳昊,龔洋冉.創(chuàng)業(yè)型企業(yè)股權(quán)分配設(shè)計與創(chuàng)業(yè)團隊心理所有權(quán)的動態(tài)關(guān)系研究—基于中國創(chuàng)業(yè)型企業(yè)的雙案例比較分析[J].管理評論,2017,29(03):242-260.表1.1員工持股計劃測量量表題項匯總維度題號具體內(nèi)容絕對持股比例A1我對自己所持有的股權(quán)份數(shù)滿意A2我對自己所持有的股權(quán)占全體員工股權(quán)總額的比例滿意相對持股比例B1只有高級管理層才有權(quán)利認(rèn)購公司股權(quán)B2公司管理層、研發(fā)人員、業(yè)務(wù)骨干都可以認(rèn)購公司股權(quán)B3不同種類、級別的員工應(yīng)按照不同的比例認(rèn)購股權(quán)收益權(quán)C1我的實際收入增加了C2我對未來收入的增加充滿信心C3公司的財務(wù)狀況和我的實際收入息息相關(guān)信息權(quán)D1實施員工持股計劃后，我更加關(guān)注單位的經(jīng)營管理信息D2實施員工持股計劃后，我有更多的渠道了解單位的生產(chǎn)經(jīng)營及各方面信息D3實施員工持股計劃后，單位經(jīng)常召開持股員工會議，通報單位生產(chǎn)經(jīng)營情況及重大決策D4實施員工持股計劃后，我感覺公司內(nèi)部的溝通渠道更加通暢控制權(quán)E1實施員工持股計劃后，單位為我提供了更多參與經(jīng)營決策的機會E2實施員工持股計劃后，我更樂于參與單位的經(jīng)營決策E3實施員工持股計劃后，我在企業(yè)的配置內(nèi)部資源方面有更大的發(fā)言權(quán)E4實施員工持股計劃后，企業(yè)給予了我參與預(yù)算管控的機會E5實施員工持股計劃后，企業(yè)給予了我更大的考評管理層的機會E6實施員工持股計劃后，我對單位的人事決定有更大的發(fā)言權(quán)E7實施員工持股計劃后，我有更多的機會參與公司的架構(gòu)調(diào)整和工作變革2.激勵效果量表對于激勵效果，“工作滿意度”作為激勵效果的第一個維度，通過員工對“工作氛圍、工作報酬、發(fā)展晉升前景、工作的意義和價值”的滿意度來測量。“員工情感承諾”作為激勵效果的第二個維度，通過“員工的歸屬感”來測量?！皢T工績效”作為激勵效果的第三個維度，通過“績效標(biāo)準(zhǔn)、創(chuàng)新工作、主動擔(dān)當(dāng)、提供建設(shè)性意見”等問題來測量?！皢T工離職傾向”作為第四個維度，通過“是否有長期職業(yè)發(fā)展規(guī)劃、是否有離職想法”來測量。在量化問卷數(shù)據(jù)時，采用李克特5級量表，用1-5表示同意程度的遞增。激勵效果量表如下：表1.2激勵效果測量量表匯總維度題號具體內(nèi)容工作滿意度F1我能和單位同事和諧相處，對工作環(huán)境和氛圍非常滿意F2我對工作報酬收入非常滿意F3我對我在單位的長期發(fā)展充滿信心F4我對自己工作的意義和價值十分肯定員工情感承諾G1我覺得自己是單位的主人，單位的一切與我息息相關(guān)G2我們單位的大多數(shù)人都把單位當(dāng)做是自己的G3我對自己所在的單位有強烈的歸屬感員工績效H1我總能全面及時地完成工作任務(wù)，達到工作要求的績效標(biāo)準(zhǔn)H2我經(jīng)常改進工作思路，創(chuàng)新工作方法，并應(yīng)用到工作實踐中H3我能在完成本職工作的同時主動承擔(dān)其他工作H4我愿意為提升公司績效積極思考，提供建設(shè)性意見員工離職傾向I1我打算在現(xiàn)在的單位做長期的職業(yè)發(fā)展規(guī)劃I2如果有別的更合適的崗位，我隨時可以離職I3我經(jīng)常產(chǎn)生辭退現(xiàn)在工作的想法1.2.2問卷設(shè)計與數(shù)據(jù)收集1.問卷設(shè)計本研究涉及的自變量為員工持股計劃，因變量為激勵效果。上述這些變量均為構(gòu)念，需要通過問卷的方式獲取數(shù)據(jù)，并使用特定的方法進行處理。本文設(shè)計的問卷包括三個主要部分：員工持股計劃的測量、樣本對象的基本信息、激勵效果的測量。第一部分是樣本對象的基本信息，主要包括樣本是否參與了該計劃和對象本身的信息；第二部分是員工持股計劃四個維度的測量；第三部分是激勵效果四個維度的測量，包括員工滿意度、員工情感承諾、員工績效、員工離職傾向四個方面。對于員工持股計劃和激勵效果均使用已被采用過的權(quán)威量表，采用李克特5級記分法。為了確保此次問卷調(diào)查是有效和可靠的，筆者嚴(yán)格控制了問卷的質(zhì)量，在問卷設(shè)計中：（1）在測量員工持股計劃和激勵效果時，首先廣泛查閱文獻，通過借鑒國內(nèi)外權(quán)威研究結(jié)果，確保問題測量量表的信度和效度；（2）為防止被調(diào)查對象不認(rèn)真填寫問卷，設(shè)置了3個反向問題，便于后期的問卷篩查，確保問卷信息采集的可靠性；（3）為了防止被調(diào)查對象擔(dān)心信息泄露產(chǎn)生防備心理從而不真實填寫問卷，本文采用不記名填寫，并且不留樣本私人信息。同時在進行調(diào)研前說明僅做學(xué)術(shù)研究使用；（4）問卷中盡量避免大白話，便于理解。為了明確自變量和因變量之間有顯著的相關(guān)性，消除其他非解釋變量對因變量造成的影響，本研究對測量樣本的人口統(tǒng)計變量進行了控制，將年齡、最高學(xué)歷、工作年限和崗位職位設(shè)置為控制變量。在回歸分析中，首先將控制變量放進回歸方程，之后再加入要研究的自變量。2.研究對象本文研究的是政府在國有混合所有制企業(yè)中開展員工持股計劃的激勵效果，因此樣本選取的應(yīng)該是具有代表性的開展了員工持股計劃的國有混合所有制企業(yè)中持有企業(yè)股權(quán)的員工。中金珠寶、中國聯(lián)通和東航物流在開展員工持股計劃的國有混合所有制企業(yè)中具有很強的代表性和借鑒意義。中國聯(lián)通是133號文件出臺后，在中央企業(yè)一級單位實施該政策的第一家，為后續(xù)中央層面的國企改革和持股計劃做了良好的范本，成為其他央企和地方國企借鑒的模版，具有很強的研究價值。中金珠寶是國務(wù)院國企混合所有制改革第二批試點企業(yè)，同步啟動IPO上市三部曲，被譽為“標(biāo)桿示范優(yōu)質(zhì)混改企業(yè)”。東航物流在開展員工持股計劃中具有覆蓋人員范圍廣、持股比例高、管理規(guī)范等特點，其開展員工持股的經(jīng)驗多次在中央改革辦、國資委等進行內(nèi)部交流。因此本文選取了中國聯(lián)通、中金珠寶和東航物流三家開展了員工持股計劃的國有混合所有制企業(yè)，選取參加持股計劃的員工為調(diào)查樣本。3.數(shù)據(jù)收集問卷采用匿名填寫，不涉及個人隱私，盡量減少專業(yè)術(shù)語，盡量確保調(diào)查樣本可以無所顧慮地真實地填寫問卷。在調(diào)查過程中，由于受到疫情的影響，問卷采用線上的方式，以鏈接和二維碼的形式發(fā)送并回收，也請同事和朋友轉(zhuǎn)發(fā)給相關(guān)企業(yè)的相關(guān)人員。問卷星共回收198份問卷，剔除作答不完整的問卷和自相矛盾的無效問卷后，共剩余181份可進行數(shù)據(jù)分析的文件，有效率為91%。1.2.3數(shù)據(jù)分析方法主要的數(shù)據(jù)統(tǒng)計方法和軟件包括：用Excel將所有線上問卷收集的數(shù)據(jù)進行編碼，并進行描述性統(tǒng)計分析。通過SPSS25.0軟件中的KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）樣本測度與Bartlett’s球型檢驗來進行量表的效度檢驗。通過SPSS25.0軟件中的“分析—標(biāo)度—可靠性”分析程序得出內(nèi)部一致性數(shù)據(jù)即α值，分析量表的信度。通過SPSS25.0軟件中的“分析-回歸-線性”程序，選用輸入方式完成檢驗的過程，進行回歸分析和假設(shè)檢驗。1.3數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗1.3.1描述性統(tǒng)計分析本文共回收的181份可進行數(shù)據(jù)分析的問卷，從統(tǒng)計學(xué)的角度來看，具有以下特征：樣本年齡呈現(xiàn)中年化特征，樣本中本科學(xué)歷的占比最大，工作16年以上的最多。就樣本所體現(xiàn)的工作崗位而言，技術(shù)骨干、研發(fā)等專業(yè)技術(shù)人員和關(guān)鍵銷售、業(yè)務(wù)、市場人員共89人，占總數(shù)的49.2%；中層管理者和普通員工各37人，占總體的20.4%；高層管理者共18人，占總體的9.9%。表1.3樣本特征分布（N=181）指標(biāo)選項樣本數(shù)百分?jǐn)?shù)（%）您的性別男8446.4女9753.6您的年齡18-29歲4223.230-39歲6133.740-49歲3619.950歲以上4223.2您的最高學(xué)歷大專4726.0本科6737.0研究生4323.8博士及以上2413.3工作年限5年以內(nèi)（含5年）2815.56-10年（含10年）4625.410-15年（含15年）3318.216年以上7440.9您的職位普通員工3720.4關(guān)鍵銷售、業(yè)務(wù)、市場人員4122.7技術(shù)骨干、研發(fā)等專業(yè)技術(shù)人員4826.5中層管理者3720.4高層管理者189.9變量的描述性統(tǒng)計分析：對員工持股計劃的四個維度和激勵效果的四個維度進行描述性統(tǒng)計分析，具體如下表。在各變量中平均值最大為3.5635，最小為3.1713；標(biāo)準(zhǔn)偏差最大為1.34935，最小為1.13991，符合正態(tài)分布。表1.4變量分析變量N最小值最大值均值標(biāo)準(zhǔn)偏差偏度峰度持股比例1811.005.003.55801.31369-.581-.8201811.005.003.49171.24997-.637-.4681811.005.003.38671.24928-.214-1.1291811.005.003.27071.34935-.326-1.0921811.005.003.42541.26983-.580-.714收益權(quán)1811.005.003.30941.18010-.274-.8671811.005.003.47511.19056-.609-.4741811.005.003.50281.25000-.748-.387信息權(quán)1811.005.003.34811.14278-.309-.8491811.005.003.56351.21225-.661-.4121811.005.003.37021.31276-.354-.9621811.005.003.38671.29299-.410-.861控制權(quán)1811.005.003.31491.23614-.103-1.1241811.005.003.43091.24362-.393-.8631811.005.003.24861.29059-.317-.9471811.005.003.27621.29569-.373-.8991811.005.003.27621.24318-.346-.8131811.005.003.24311.31086-.340-.9851811.005.003.26521.30654-.398-.904工作滿意度1811.005.003.37571.15097-.333-.7651811.005.003.45861.14731-.411-.5361811.005.003.40331.28140-.551-.7141811.005.003.38671.18539-.526-.496員工情感承諾1811.005.003.29831.13991-.357-.7371811.005.003.41441.14969-.398-.4701811.005.003.49721.16249-.519-.406員工績效1811.005.003.43091.19347-.489-.7031811.005.003.47511.23634-.593-.5401811.005.003.42541.21619-.677-.4971811.005.003.46411.22705-.637-.456員工離職傾向1811.005.002.82871.18718.095-.9871811.005.002.61881.23984.388-.7601811.005.002.54701.27552.625-.5851.3.2信度和效度檢驗1.信度檢驗一個可信的測量需要在重復(fù)進行這個測量時得到的是同一個結(jié)果。信度主要反映了測量題目的一致性的程度，如果信度越高，測量題目的內(nèi)部相關(guān)性與信度值正相關(guān)。按照國內(nèi)外研究的一般慣例，本研究量表數(shù)據(jù)的信度采用內(nèi)部一致性系數(shù)即科隆巴赫（α）來檢驗。一般情況下，α系數(shù)在0～1之間，當(dāng)α系數(shù)大于0.7，CITC大于0.4的時候，表明量表信度良好，該問卷是可以接受的。本研究使用SPSS25軟件，進行信度分析，結(jié)果如下表：表1.5各自變量題項屬性變量測量題項修正后的項與總計相關(guān)性刪除項后的克隆巴赫AlphaAlpha持股比例A1.550.791.812A2.592.778A3.707.743A4.528.798A5.633.766收益權(quán)B1.830.856.908B2.795.884B3.823.862信息權(quán)C1.873.890.925C2.797.913C3.850.895C4.797.913控制權(quán)D1.898.936.949D2.796.944D3.821.942D4.813.943D5.826.942D6.825.942D7.821.942根據(jù)上表結(jié)果可知，持股比例5個題項的α系數(shù)為0.812；收益權(quán)3個題項的α系數(shù)為0.908；信息權(quán)4個題項的α系數(shù)為0.925；控制權(quán)7個題項的α系數(shù)為0.946。本研究員工持股計劃變量的各個維度α值均大于0.7，CIIC大于0.4，信度值符合要求，說明該問卷具有較好的內(nèi)部一致性信度，是可以接受的。表1.6各因變量題項屬性變量測量題項修正后的項與總計相關(guān)性刪除項后的克隆巴赫AlphaAlpha工作滿意度E1.869.887.924E2.807.907E3.824.903E4.803.908員工情感承諾F1.828.807.891F2.748.877F3.782.848員工績效G1.895.886.928G2.834.906G3.821.911G4.783.923員工離職傾向H1.785.824.883H2.766.840H3.769.838根據(jù)上表結(jié)果可知，工作滿意度4個題項的α為0.924；員工情感承諾3個題項的α為0.891；員工績效4個題項的α為0.928；員工離職傾向3個題項的α為0.883。本研究激勵效果變量的各個維度α值均大于0.7，CITC大于0.4信度值符合要求，說明該問卷具有較好的內(nèi)部一致性信度，是可以接受的。2.量表的效度檢驗效度，也就是有效性，是好的測量的一個重要的評估標(biāo)準(zhǔn)，測量量表的設(shè)置要具備適切性和代表性，你的測量應(yīng)該包含你希望測量的概念的所有內(nèi)容，測量手段、測量方法和測量工具要保證能夠測出所需測量的事物，測量結(jié)果與要測量的事物狀態(tài)越匹配，則測量的效度越高。本文在問卷設(shè)計時，廣泛查閱文獻、借鑒國內(nèi)外相關(guān)文獻中使用過的成熟、權(quán)威量表來測量本文的變量，這使得量表的內(nèi)容效度有一定的保證。在考察量表的結(jié)構(gòu)效度時，使用SPSS25.0軟件進行分析，開展KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）樣本測度，并進行Bartlett’s球型檢驗。利用測度和檢驗的結(jié)果來評價和判定問卷調(diào)查所得來的樣本數(shù)據(jù)進行因子分析。當(dāng)樣本測度值大于0.8時，做因子分析是十分恰當(dāng)?shù)?；?.7和0.8之間時，一般程度地適合做因子分析；在0.5到0.7之間時，勉強可以做因子分析。對于Bartlett’s球型檢驗，按照其卡方統(tǒng)計值是否顯著，來判斷是否適合做因素分析。表1.7自變量的KMO和巴特利特檢驗KMO取樣適切性量數(shù)。.890巴特利特球形度檢驗近似卡方2711.670自由度171顯著性.000根據(jù)上表可知：KMO為0.890，大于0.7，并且在0.001達到顯著，所以適合做因子分析；累計實現(xiàn)方差貢獻率為80.817%，說明具有較好的效度。利用最大方差法對數(shù)據(jù)進行旋轉(zhuǎn)，5項指標(biāo)的因子載荷都在0.5以上，說明影響因素部分題項具有較好的結(jié)構(gòu)效度。結(jié)果如下表所示：表1.8總方差解釋成分初始特征值提取載荷平方和旋轉(zhuǎn)載荷平方和總計方差百分比累積%總計方差百分比累積%總計方差百分比累積%18.05042.36942.3698.05042.36942.3695.40728.45728.45722.88415.17757.5452.88415.17757.5453.31617.45145.90931.7199.04766.5921.7199.04766.5922.58113.58559.49441.5558.18571.7771.5558.18571.7772.27911.99371.48651.1486.04080.8171.1486.04080.8171.7739.33180.817表1.9旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣a成分123451.8922.8353.8504.8225.7636.8487.8738.8819.87310.85411.86812.83713.88814.80515.82016.84217.83918.85619.869根據(jù)因子載荷量大于0.5，把因子1命名為控制權(quán)，把因子2命名為信息權(quán)，把因子3命名為收益權(quán)，把因子4命名為相對持股比例，把因子5命名為絕對持股比例。對因變量進行探索性因子分析如表所示：表1.10KMO和巴特利特檢驗KMO取樣適切性量數(shù)。.867巴特利特球形度檢驗近似卡方1883.618自由度91顯著性.000根據(jù)表1.10可知：KMO為0.867，大于0.7，并且在0.001達到顯著，所以適應(yīng)做因子分析，可以發(fā)現(xiàn)通過因子分析提取5個特征值大于1的公因子，累計方差貢獻率為82.311%，意味著具有較好的效度。再對利用最大方差法對數(shù)據(jù)進行旋轉(zhuǎn)，結(jié)果如表5.7所示。可以發(fā)現(xiàn)5項指標(biāo)的因子載荷都在0.5以上，說明影響因素部分題項具有較好的結(jié)構(gòu)效度。表1.11總方差解釋成分初始特征值提取載荷平方和旋轉(zhuǎn)載荷平方和總計方差百分比累積%總計方差百分比累積%總計方差百分比累積%15.88442.02642.0265.88442.02642.0263.30423.59723.59722.26516.17658.2032.26516.17658.2033.29523.53747.13431.70112.15070.3521.70112.15070.3522.47817.69761.83141.67411.95982.3111.67411.95982.3112.44717.48082.311表1.12旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣a成分12341.8882.8883.8654.8565.8816.8437.8878.8959.87010.89211.84312.86713.84614.8823.同源誤差分析本研究采用問卷調(diào)查的形式測量被調(diào)查者對各個構(gòu)念的認(rèn)知，同一個被調(diào)查者要回答問卷中的所有問題，因此，數(shù)據(jù)中可能存在同源誤差。雖然在問卷設(shè)計中，通過采用將題項分為幾個部分，設(shè)置匿名填寫，設(shè)置反向題項，減少專業(yè)術(shù)語干擾等方法來控制同源誤差，但數(shù)據(jù)中的同源誤差仍然不可避免，有必要對同源誤差進行檢驗。本文運用SPSS25.0軟件，進行同源誤差分析，使用Harman單因素檢驗的方法進行。其原理是：如果檢驗結(jié)果中有一個因子的解釋度超過總變異解釋量的一半，或者說在進行分析時其結(jié)果產(chǎn)生的是單一因子，則認(rèn)為該問卷調(diào)查和實證分析存在明顯的同源誤差。本研究基于181份有效問卷，對問卷的全部測量進行了單因素檢驗，其中解釋力量最強的一個因子只解釋了總變量的17.015%，并且在未進行因子旋轉(zhuǎn)的情況下，發(fā)現(xiàn)析出多個因子。因此認(rèn)為，該問卷研究不存在同源誤差。1.3.3相關(guān)性分析本文使用SPSS25.0統(tǒng)計軟件，采用Pearson相關(guān)分析法計算員工持股計劃（持股比例、收益權(quán)、信息權(quán)、控制權(quán)）、工作滿意度、員工績效、員工情感承諾、員工離職傾向之間的相關(guān)系數(shù)矩陣，求出相關(guān)系數(shù)r，來探討變量以及維度之間的相關(guān)聯(lián)程度，為下一步的假設(shè)檢驗提供基礎(chǔ)。一般情況下，相關(guān)系數(shù)大于0時表示存在正相關(guān)，小于0時表示存在負相關(guān)。下表給出了本文測量變量的相關(guān)系數(shù)。表1.13相關(guān)性分析持股比例收益權(quán)信息權(quán)控制權(quán)持股計劃工作滿意度員工情感承諾員工績效員工離職傾向持股比例1.401**.449**.469**.762**.338**.268**.344**-.293**收益權(quán).401**1.481**.370**.662**.301**.248**.296**-.268**信息權(quán).449**.481**1.374**.716**.387**.305**.347**-.251**控制權(quán).469**.370**.374**1.831**.279**.315**.234**-.166*持股計劃.762**.662**.716**.831**1.423**.385**.391**-.308**工作滿意度.338**.301**.387**.279**.423**1.384**.340**-.322**員工情感承諾.268**.248**.305**.315**.385**.384**1.369**-.297**員工績效.344**.296**.347**.234**.391**.340**.369**1-.377**員工離職傾向-.293**-.268**-.251**-.166*-.308**-.322**-.297**-.377**1根據(jù)表1.13可知：持股比例、收益權(quán)、信息權(quán)、控制權(quán)、員工持股計劃和工作滿意度的相關(guān)系數(shù)分別為0.338、0.301、0.387、0.279、0.423，在0.01水平達到顯著水平。所以在P<0.01的水平上，持股比例、收益權(quán)、信息權(quán)、控制權(quán)、持股計劃和工作滿意度有顯著正相關(guān)。持股比例、收益權(quán)、信息權(quán)、控制權(quán)、持股計劃和員工情感承諾的相關(guān)系數(shù)分別為0.268、0.248、0.305、0.315、0.385，在0.01水平達到顯著水平。所以在P<0.01的水平上，自變量對員工情感承諾有顯著正相關(guān)。持股比例、收益權(quán)、信息權(quán)、控制權(quán)、持股計劃和員工績效的相關(guān)系數(shù)分別為0.344、0.296、0.347、0.234、0.391，在0.01水平達到顯著水平。所以在P<0.01的水平上，持股比例、收益權(quán)、信息權(quán)、控制權(quán)、持股計劃和員工績效有顯著正相關(guān)。持股比例、收益權(quán)、信息權(quán)、控制權(quán)、持股計劃和離職率的相關(guān)系數(shù)分別為-0.293、-0.268、-0.251、-0.166、-0.308，在0.05水平達到顯著水平。所以在P<0.01的水平上，自變量和員工離職傾向有顯著負相關(guān)。1.3.4假設(shè)檢驗1.檢驗方法本章第三節(jié)的相關(guān)分析描述了兩個變量之間存在某種相關(guān)程度，為進行假設(shè)檢驗提供了初步的證據(jù)，但是并不能足以明確說明兩者之間存在因果關(guān)系，也不能說明誰是因誰是果。本文運用SPSS25.0軟件，控制變量設(shè)置為年齡、本單位工作年限、職務(wù)，采用階層回歸分析來檢驗變量之間的作用，具體如下：年齡“18-19歲、30-39歲、40-49歲、50歲以上”這四個選項分別對應(yīng)1～4的變量得分。最高學(xué)歷“大專、本科、碩士、博士及以上”這四個選項分別對應(yīng)1～4的變量得分。工作年限“5年以內(nèi)（含5年）、6-10年（含10年）、11-15年（含15年）、16年以上”這四個選項分別對應(yīng)1～4的變量得分。您的職位“普通員工、關(guān)鍵銷售/業(yè)務(wù)/市場人員、技術(shù)骨研發(fā)等專業(yè)技術(shù)人員、中層管理者、高層管理者”這五個選項分別對應(yīng)1～5的變量得分。在回歸分析過程中，進行了多重共線性檢驗，計算各模型中變量的VIF值，即方差膨脹因素值，以此來檢驗各個變量間是否出現(xiàn)了多重共線問題的。從模型計算的結(jié)果來看，在所有的變量中，VIF值最大的是5.189，比10的標(biāo)準(zhǔn)線差很多。因此，該回歸分析的因果關(guān)系的結(jié)果是可以接受的，各個變量之間不存在嚴(yán)重的共線性問題。2．員工持股計劃與工作滿意度的關(guān)系檢驗以滿意度為因變量，把樣本特征值設(shè)置為控制變量，以持股計劃以及各維度為自變量依次進行回歸分析，具體如下表：表1.14回歸分析結(jié)果常量因變量：滿意度模型1模型2模型3模型4模型5BetaBetaBetaBetaBeta性別-.013.023.044.008.015年齡-.022-.054-.052-.073-.016最高學(xué)歷.009.011.003.010.008工作年限-.051.021.014.032.010職位-.114-.127-.111-.114-.122持股比例.334***.收益權(quán).292***信息權(quán).380***控制權(quán).263***持股計劃.414***F1.693***3.642**5.918***3.100**6.989***DR2.139.112.169.097.194D調(diào)整R2.110.081.141.065.166VIF(最大）5.1895.1885.1565.1645.156根據(jù)表1.14可知：持股比例、收益權(quán)、信息權(quán)、控制權(quán)、持股計劃和工作滿意度的回歸系數(shù)分別為0.334、0.292、0.380、0.263、0.414，在0.001水平達到顯著水平，所以持股比例、收益權(quán)、信息權(quán)、控制權(quán)、持股計劃對工作滿意度有正向預(yù)測影響，所以H1、H1a、H1b、H1c、H1d得以驗證。其中信息權(quán)對滿意度的影響最大，這可能是因為比起個人收入和個人對企業(yè)的掌控，舒服放松的辦公環(huán)境和氛圍更需要各部門和員工之間信息流的通暢。3．員工持股計劃與員工情感承諾的關(guān)系檢驗以員工情感承諾為因變量，以樣本特征為控制變量，以持股計劃和各維度為自變量依次進行回歸分析，具體如下表：表1.15回歸分析結(jié)果常量因變量：員工情感承諾模型1模型2模型3模型4模型5BetaBetaBetaBetaBeta性別-.007.021.038.010.016年齡.088.064.063.058.104最高學(xué)歷-.097-.095-.101-.096-.098工作年限-.159-.101-.108-.084-.111職位-.081-.092-.079-.084-.090持股比例.266***.收益權(quán).242***信息權(quán).300***控制權(quán).306***持股計劃.382***F3.219**2.758*3.867***3.979**5.942***DR2.100.087.118.121.170D調(diào)整R2.069.055.087.090.141VIF(最大）5.1895.1885.1565.1645.156根據(jù)表1.15可知：自變量的回歸系數(shù)分別為0.266、0.242、0.300、0.306、0.382，在0.001水平達到顯著水平，所以持股比例、收益權(quán)、信息權(quán)、控制權(quán)、持股計劃對員工情感承諾有正向預(yù)測影響，所以H2、H2a、H2b、H2c、H2d得以驗證。其中控制權(quán)更能刺激員工對企業(yè)的歸屬感，增強員工對企業(yè)的價值觀、經(jīng)營理念的認(rèn)同。4．員工持股計劃與員工績效的關(guān)系檢驗以員工績效為因變量，以樣本特征值為控制變量，以持股計劃以及其4個維度為自變量依次進行回歸分析，具體如下表：表1.16回歸分析結(jié)果常量因變量：員工績效模型1模型2模型3模型4模型5BetaBetaBetaBetaBeta性別.045.081.100.066.073年齡.024-.009-.012-.034.024最高學(xué)歷.018.020.