人口统计分析范文
时间：2024-02-18 17:57:06
导语：如何才能写好一篇人口统计分析，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。
篇1
创新已经成为各个国家、各级政府和企事业单位关注的焦点，受到了空前的重视。作为市场经济主体的企业，承载着技术创新、管理创新、市场创新、服务创新、品牌创新、组织文化创新等多项推动经济和社会发展的创新职能，持续、快速、敏捷的综合创新能力是企业致胜的法宝。作为企业最具能动性和创造性的知识员工，他们是企业创新致胜的根本。 Amabile指出，员工是组织实现创新职能的最重要的能动性资本，是组织创新的重要基础[1]。Woodman，sawyer & Griffin认为，员工的创新能够提升组织抓住机遇、适应环境的能力，关系到企业的生存和发展[2]。
近年来，知识员工个体创新行为已经成为理论界研究的一个热点问题，关于个体创新行为影响因素的研究，当前主要关注组织内部因素和个体因素。关于影响创新行为的个体人口统计变量的实证研究，主要集中在性别、年龄、学历、婚姻、工作行业、工作职位等因素上。当前，国内这方面的研究主要散见于博士和硕士毕业论文中，且大多只是简单作为T检验和ANOVA(Analysis of Variance)分析的内容，未能对得到的调查数据进行较为深入的分析，很少针对人口统计变量对创新行为的影响提出管理对策或建议。根据既有文献，本研究选择性别、年龄、学历和职位四个变量，在问卷调查的基础上，深入分析其对知识员工创新行为的影响，并从企业视角探讨如何针对这些影响改善管理对策。
1 基本理论与假设
本研究将知识员工界定为：在企业正式上班、具有大专及以上文化程度的员工。这里所说的企业不分行业、不分性质，但是在规模上有要求：1)知识密集型(含高科技)企业1必须有50名及以上的知识员工，2)一般企业必须有100名及以上的知识员工。这里所说的“正式上班”的员工，是指具有企业正式员工身份的人，不包含实习生、临时工、劳务派遣工、因各种原因2个月以上在家休息休假的员工。本研究将企业知识员工创新行为界定为，员工将有益于企业发展的创新(构想、意愿、行为、成果等)予以产生、导入以及应用于企业任何一个层面的所有个人行为[3]。
关于人口统计变量对员工创新行为的影响，已经有较多的国内外学者进行了相关研究。Scott & Bruce调查研究发现，员工性别、年龄、职责对其创新行为有显著影响[4]。Zhou & George研究证实，男性员工比女性员工具有更强的创新意愿和行为，学历越高的员工具有越强的创新意愿和行为[5]。卢小君的调查检验结果表明：男性在创新构想产生和创新构想实施方面均优于女性;高中/中专及高中以上毕业的个体在个体创新构想产生方面优于高中及高中以下毕业的个体;大专及大专以上毕业的个体在个体创新构想实施方面优于高中以下毕业的个体[6]。卢小君未论及其他人口统计变量的影响情况。朱苏丽的实证调查显示，男性与女性的创新行为存在显著差异，男性高于女性;员工的创新行为水平随着年龄的增长经历了一个先升后降，然后再上升的过程;不同学历员工的创新行为不存在显著差异[7]。赵行斌通过实证调查发现，知识型员工的性别、年龄和学历对创新行为有显著影响，婚否和单位性质对创新行为不存在显著影响[8]。前述国内学者都没有研究职位对创新行为的影响。另外，文献研究还发现与前述结论不一致的观点，赵鑫通过对来自浙江四个地区的1257份调查数据分析发现，性别和年龄对员工创新行为没有显著影响，学历和行业才对创新行为有显著影响[9]。赵鑫对于其实证得出的结论没有解释，笔者认为其得出的结论可能受其调查的样本属性限制。
根据以上论述，本研究提出如下假设：
假设1：性别对员工创新行为有显著影响，且男性比女性具有更显著的创新行为。
假设2：年龄对员工创新行为有显著影响，且年龄为36-45岁的员工具有最强的创新行为。
假设3：学历对员工创新行为有显著影响，且学历越高，创新行为越突出。
假设4：职位对员工创新行为有显著影响，且职位越高，创新行为越突出。
2 研究方法
2.1 变量设计
本研究采用的人口统计变量为性别、年龄、学历和职位，其具体构成是，性别分为男女2类，年龄分为20-28岁、29-35岁、36-45岁、45岁以上等4类;学历分为大专、本科、硕士、博士等4类;职位分为高层管理人员、中层管理人员、基层管理人员及一般职员等4类。
本研究的因变量为创新行为，在国内外已有成熟量表的基础上，结合中国文化与研究对象的实际情况，本研究开发、修改形成了企业知识员工创新行为量表，该量表由2个维度(创新构想产生和创新构想实施)、8个题项构成。采用李克特5点计分法，每个题项提供五个选择项：“从来不这样”、“很少这样”、“偶尔这样”、“经常这样”和“总是这样”，依次分别给予1、2、3、4、5的分值。
2.2 样本采集
本研究采用问卷调查的方式采集样本。问卷发放的地域范围主要为北京、上海、天津、武汉、长沙、湘潭、株洲、重庆、海口、大连、宁波、广州、深圳、佛山、东莞、珠海等地区2。本研究力求样本在不同地域、不同行业、不同类型的企业、不同职位层次、不同工作岗位(部门)、不同学历、不同年龄等方面都有分布，以提高样本的有效性。研究者通过现场调查、委托亲友同学和本校学生现场调查与网络调查等方式，一共回收了1221份问卷，其中有效问卷825份，样本有效率为67.57%。
2.3 样本特征
调查对象在4个人口统计变量上的特征如表1所示。
表1 调查对象的个人特征
变量名称 变量类别 频数(人) 所占比重(%)
性别 男 454 55.0
女 371 45.0
年龄 20-28岁 444 53.8
29-35岁 310 37.6
36-45岁 64 7.8
45岁以上 7 0.8
学历 大专 261 31.6
本科 485 58.8
硕士 76 9.2
博士 3 0.4
职位 一般职员 379 45.9
基层管理人员 229 27.8
中层管理人员 180 21.8
高层管理人员 37 4.5
2.4 样本分析方法
本研究先采用软件 SPSS17.0对调查数据进行了探索性因子分析及其他初步的统计分析，然后用SPSS17.0进行内部一致性分析，检验问卷的信度;再用AMOS7.0 进行验证性因子分析，检验问卷的效度;最后用SPSS17.0对知识型员工个人特征变量与创新行为变量进行了 ANOVA(Analysis of Variance)分析。
3 数据分析结果与讨论
3.1 创新行为的因子分析与信度效度检验
本研究在国内外专家开发量表的基础上，经过多道程序最终选择12个题项作为初试量表的题项，初试量表经净化与探索性因素分析后，得到员工创新行为量表由8个题项和2个维度(因子)构成，2个因子对整体解释的总变异量达到了65.870%。因子分析结果如表2所示。在探索性因素分析基础上，用结构方程模型分析软件AMOS7.0对员工创新行为(IB)进行验证性因子分析，分析结果如图1所示。
表2 员工创新行为因子分析结果
条目标记 条目(题项)具体内容 因子(主成因分析法)
IB1创新构想产生 IB2创新构想实施
BB1 我会去关注工作、部门、单位或市场中不常出现的问题 0.842 0.194
BB2 我会去寻找可以改善单位、部门、工作流程或服务等方面的机会 0.773 0.271
BB3 我会对工作中出现的问题提出新的构想或新的解决方法 0.741 0.320
BB4 我会从不同的角度看待工作中的问题，以获得更深入的见解 0.671 0.251
BB5 我会冒着风险以支持新构想或新方法 0.151 0.814
BB6 我会去从事可能对单位产生益处的改变 0.326 0.779
BB7 当应用新方法于工作流程、技术、产品或服务时，我会设法修正新方法所产生的毛病 0.333 0.730
BB8 我会将新的构想和方法应用到日常工作中去改善工作流程、技术、产品或服务 0.263 0.675
特征值 2.675 2.595
Cronbach’s a系数 0.785 0.796
从图1中可以看出，8个匹配条目对IB1、IB2的回归系数在0.56到0.81之间，表明员工创新行为变量与其2个维度具有良好的建构效度;另外 X?/df值为4.676，小于5.00;RMR值为0.023，RMSEA值为0.080，均小于0.10;GFI值为0.963，NFI值为 0.951，IFI值为0.958，CFI值为0.958，均小于1.00而大于0.90。可见，前述指标均符合温忠麟、侯杰泰[10]总结的拟合评价标准。因此，可认为拟合情况良好。
由此可知，本研究生成的员工创新行为2个因子、8个题项的量表具有良好的信度与效度。
3.2 员工人口统计变量与创新行为变量的关系分析
在上述因子分析、信度和效度分析的基础上，对知识型员工的人口统计学变量与创新行为变量的关系进行独立样本T检验和单因子方差分析。研究发现，知识型员工的人口统计学变量——性别、年龄、学历和职位对创新行为都有显著的影响，如表3所示。
图1 员工创新行为的验证性因子分析图
表3 知识员工人口统计学变量与创新行为关系的统计分析结果
变量名称 变量类别 IB1创新构想产生 IB2创新构想实施
均值 标准差 F值 均值 标准差 F值
性别 男 14.8304 2.44224 2.749** 13.9956 2.54409 3.434**
女 14.3666 2.37108 2.758** 13.3666 2.70342 3.414**
年龄
20-28岁 14.2252 2.29706 9.495*** 13.4437 2.63831 3.894**
29-35岁 15.0065 2.44022 13.9581 2.64786
36-45岁 15.4531 2.66029 14.3906 2.39455
45岁以上 15.1429 2.60951 13.7143 2.05866
学历
大专 14.3640 2.52253 3.195*
13.4483 2.69797 1.706
本科 14.6577 2.40488 13.7876 2.66331
硕士 15.1974 2.03974 14.1053 2.16382
博士 16.6667 1.52753 14.6667 1.52753
职位
一般职员 13.8971 2.30423 36.260***
13.1847 2.60498 19.206***
基层管理人员 14.6943 2.20307 13.6157 2.51677
中层管理人员 15.5778 2.33256 14.5444 2.48419
高层管理人员 16.9459 2.19780 15.6757 2.51721
注：(1)*：p<0.05;**：p<0.01;***：p<0.001;(2)均值越大，创新行为越突出;反之则反之。
(1)T检验显示， 性别对创新构想产生(IB1)、创新构想实施(IB2)存在显著性影响(p<0.01)， 且男性比女性具有更强的创新意愿和行为，假设1得到了验证。问卷调查后的深入访谈发现， 在中国传统价值观念“男主外、女主内”的影响下， 在男人应该在事业上“顶天立地、有所作为”的思想的影响下， 在中国当前家庭经济来源主要依赖男性的情境下， 男性员工为了取得事业上的成功和个人成就， 在工作上投入了更多的精力、时间和心血，具有更强的意愿和能力开展创新工作，而女性员工(特别是本研究调查对象的女性员工大多在40岁以下，正处于家庭建设的重要时期)却将更多的时间留在了家庭。
(2)年龄对创新构想产生(IB1)、创新构想实施(IB2)存在显著性影响(p<0.01)，且年龄对创新构想产生的影响更显著(p<0.001)。另外，从均值来看，45岁以下，员工年龄越大，其创新行为越突出，但是，45岁以上，其创新行为的均值明显低于 36-45岁的年龄段。因此，36-45岁的员工具有最强的创新行为。所以，假设2得到了较好的验证。进一步的深入访谈和逻辑分析发现，20-28岁的员工，大多处于不断的职业(或单位)转换状态或在同一单位工作不久的状态，在中国传统“人微言轻”、“论资排辈”的人文环境中，他们一般出于“职业自保”考虑而不愿意主动创新;29-35岁的员工，大多处于职业生涯的稳定期，虽有一定的专业技能和职业经验，但是，相对于36-45岁的员工而言，他们拥有相对较少的资金、技术、信息、财务和人事权资源，因而创新意愿和行为也相对较弱;45以上的员工，无论是专业技术还是管理经验，应该是更丰富了，但是，他们大多处于职业生涯的后期，大多数人员处在职业高原状态，且其精力不再充沛、配置的资源不再丰富、分享的信息不再充分、受到的支持不再有力，因而创新行为也相对不突出。
表4 职位对创新行为两维度的方差多重比较表
因变量 (I) 您的工作职位 (J) 您的工作职位 均值差
(I-J) 标准误 显著性 95% 置信区间
下限 上限
创新构
想产生
(IB1) 基层管理人员 一般职员 .79723* .19069 .000 .4229 1.1715
中层管理人员 一般职员 1.68068* .20623 .000 1.2759 2.0855
基层管理人员 .88345* .22694 .000 .4380 1.3289
高层管理人员 一般职员 3.04885* .39240 .000 2.2786 3.8191
基层管理人员 2.25162* .40367 .000 1.4593 3.0440
中层管理人员 1.36817* .41124 .001 .5610 2.1754
创新构
想实施
(IB2) 基层管理人员 一般职员 .43102* .21350 .044 .0120 .8501
中层管理人员 一般职员 1.35975* .23090 .000 .9065 1.8130
基层管理人员 .92872* .25409 .000 .4300 1.4275
高层管理人员 一般职员 2.49098* .43935 .000 1.6286 3.3534
基层管理人员 2.05996* .45196 .000 1.1728 2.9471
中层管理人员 1.13123* .46044 .014 .2275 2.0350
*. 均值差的显著性水平为 0.05
(3)学历只对创新构想产生(IB1)有显著影响(p<0.05)，对创新构想实施(IB2)没有显著影响。从均值来看，学历越高，IB1和 IB2均值越高。因此，假设3只得到了部分验证。这一结论与前述基本理论中Zhou & George[5]、朱苏丽[7]、赵行斌[8]、赵鑫[9]所得到的结论存在一定差异，经过对这些学者论文所选变量和样本的分析发现，他们分析学历对创新行为的影响时，是将创新作为一个整体变量来看待的，未对其因子的影响进行分析;他们选择的样本在学历方面与本研究存在较大的差异。进一步的访谈调查发现，“学历不代表能力”、“文凭不代表水平”，一般而言，学历越高的员工其知识较丰富、思维视野较开阔，创新的想法、点子会更多，创新意愿会更强，但是，创新构想要付诸实践，这不是一件容易的事，需要来自多方面的资源支持、克服多方面的阻力和承受失败的风险，学历高的员工可能会因理性分析多、“系统”思考多而瞻前顾后、犹豫不决。所以，在创新构想实践方面员工学历起不了显著作用。
(4)职位对创新构想产生(IB1)、创新构想实施(IB2)存在十分显著的影响(p<0.001)，且职位越高，员工的创新意愿越强，创新行为表现越突出。因此，假设4得到了很好的验证。创新构想产生(IB1)、创新构想实施(IB2)这两个变量的方差为齐性，其假设组间效应是显著的，因而采用方差齐性假设下的LSD方法对它们进行多重比较，其多重比较结果如表4所示，表中显示的为组间均值差异达到显著水平的相关数据。
从表3和表4都可以看出：创新构想产生和创新构想实施会因知识员工的职位不同而存在显著性差异，经过LSD法比较发现，从总体上看，随着员工职位的提升，其在创新构想的产生和实施方面表现越好，且职位级别高的比职位级别低的表现好，也就是说高职位级别的员工比低职位级别的员工更容易产生创新的构想、更愿意推进创新构想的实施与应用。这种现象的总体原因是：组织外部环境日新月异，组织内部条件动态变化，企业要在激烈的竞争中生存和发展必须进行全方位的创新，作为企业所有者委托的不同级别的人，必须通过变革、创新去面对新环境、迎接新挑战、解决新问题。进一步分析发现，这种现象产生的具体原因是：职位级别越高，承担的管理责任越大，越需要全面、深入思考问题和前瞻性的探索新机会，越需要帮助企业或员工解决现实中的问题;职位级别越高，掌握的来自企业内外的信息越多，越容易知晓或发现工作中存在的问题和机会，越容易从不同的视角去深入的发现并探究问题;职位级别越高，拥有的管理经验越丰富、掌管的各种资源(如物质、信息、资金、人力和人脉等)越多，越有能力去实施和应用新构想。
4 研究结论与建议
本研究主要分析探讨了企业知识员工人口统计变量对其创新行为的影响，以企业1221 位知识员工为样本，主要探讨了性别、年龄、学历和职位对知识员工创新行为影响的差异性。前述研究表明，性别、年龄、学历和职位对创新行为都有显著影响，影响程度由大到小依次为职位、年龄、性别、学历。进一步的分析发现，在创新构想产生和实施方面，男性明显优于女性;29-45岁的员工显著性优于20-28 岁的员工，36-45岁的员工具有最强的创新行为，20-28岁的员工在这两个方面的均值是最低的;学历越高，创新构想产生和实施的均值越高，但是，学历只对创新构想产生有显著影响，对创新构想实施没有显著影响;高职位级别的员工比低职位级别的员工更容易产生创新的构想、更愿意推进创新构想的实施与应用。
由于知识员工创新行为因不同的人口统计变量而有较显著差异，所以，企业需要针对不同背景特征的员工实施针对性、差异化的管理。就人员招聘与岗位配置而言，企业要为研发、营销、广告等需要具有较强创新意愿与能力的岗位招聘与配置人员时，可以考虑以下三点：男性要优于女性;本科及以上学历的员工优先; 29-45岁的员工优于其他年龄的员工。对于需要照章办事、循规蹈矩、例外事物较少的岗位，企业在配置人员时可以考虑女士优先、低学历者优先、刚毕业的大学生和45岁以上的人员优先。在创新人才激励对象选择方面，需要重点肯定和支持的员工类型是：36-45岁的员工，本科和硕士学历的员工，中高层管理人员。
注释：
1 约80-90%的员工具有大专及以上文化程度。
2 因为有些问卷是同学亲友通过网络联络方式收集来的，所以实际分布地域范围更大些。
参考文献：
[1] Amabile， T. M.， A model of creativity and innovation in organizations. In B. L. L.Cuminings (Eds.)，[J].Research in organizational behavior， 1988，(10)：187-209.
[2] Woodman R W， Swayer J E， Griffin R W. Toward a theory of organizational creativity[J]. Academy of Managenment Review，1993(18)：293-321.
[3] Kleysen， Robert， F. and Street， Christopher， T. Toward a Multi-Dimensional Measure of Individual Innovative Behavior. Journal of Intellectual Capital， 2001， 2(3)： 284-296.
[4] Scott， S. G.， and Bruce， R. A. Determinants of Innovative Behavior： A Path Model of Individual Innovation in the Workplace[J]. Academy of Management Journal， 1994(37)：580-607.
[5] Zhou J.， George J M. When job dissatisfaction leads creativity： Encouraging the expression of voice[J]. Academy of Management Journal， 2001， 44(4)：682-696.
[6] 卢小君. 学习型文化对个体创新行为的影响机理研究[D].大连理工大学博士学位论文，2007.
[7] 朱苏丽.研发人员创新行为的影响机制研究——基于工作生活质量与组织文化导向的视角[D].华中科技大学博士学位论文， 2009.
[8] 赵行斌. 高科技企业知识型员工组织承诺对创新行为的影响研究[D]. 湖南大学硕士学位论文，2009.
篇2
【关键词】多元统计模型；主成分分析；人口增长；计划普查
人口大国是我国的基本国情，当前有效数据是13亿人口，人口众多资源有限，所以人口也直接制约了本地的经济发展。以下就以广西人口的增长模式和多元统计的重要性和意义来进行探讨和研究，从而在根本上给本地的计划生育、人口统计带来确切的帮工作。
一、研究多元统计模型在广西人口增长分析中的重要性
1.是结合实际情况的
广西作为中国西部地区人口分布最多的地方，虽然广西的自然资源得天独厚，吸引的外来经济也很丰富，但是不能从本质上带给本地实质性的社会收益，例如：教育、卫生、医疗等先进科学技术的发展。
广西的人口众多要把人口质量提升就是普遍的接受教育，接受现代文明科学文化的熏陶，先改变其思想，才能够切实的发展经济和社会建设，而且科学的人口分析才能够抓住阻碍社会发展的实际矛盾，从而能够带动经济有效良性发展循环，人口是制约经济发展得第一要素，掌握住人口的增长模式。
2.能够促进广西的经济更进一步的发展
广西因为地理水文的特征，主要就是要发展旅游业，既能够给我国的可持续发展战略带来具体的实施，又能给子孙后业保护可以利用经济发展建设的自然资源。
广西是人口大省，排除了工业的污染可能，就是自然资源的合理利用，本地实施人口的多元统计模式，就是为了抓住社会经济进步的存在基础，人口的过多增长直接带来社会经济增长的负面影响，而且人口的过多更多的是反应本地区的文化素质修养较低，不注重教育文化事业的发展，也会给人一种落后和愚昧的印象。所以做好人口多元统计的计划生育管理基础，才能给本地的经济建设带来质的飞跃。
3.使人口的布局和资源利用更具有科学依据
人口的布局从原始的过度集中，会因为人口的多元统计模式变得更加的均匀，密度的减少也是对当地资源的一种保护，从社会经济发展的根本上要求我国的人口分布和资源的利用要从事实出发，尊重社会的发展规律，把人口作为主要的经济发展对象，而且促使广西局部地区的经济能够向有效持续发展靠拢，人口目前也是制约本地经济实际生‰
二、研究多元统计模型在广西人口增长分析中的主要方法
1.实施多元统计模式
如表所示，从开展和实施计划生育工作以来，国内的出生率降低，从基础上保障了经济资源的有效利用，而且实施本地的人口计划生育管理，是对利国利民的基本国策的落实，又是对本地人口、资源、经济全面的配合协调发展的落实，而且人口流动随着经济的发展走势而变化，将人口存在以及未来流动时的主要判断，因此得出人口增长的利弊，所以方程的解答就是对未来人口的可预测并把握人口的随机变量，从而掌握人口劳力的社会贡献率，科学的掌握住人口的增长实质，注重多元统计模式的线性判断，而且多元模式的解析就是通过人口、经济增长动态、社会发展规律、总体收益度，通过抛物线的方式，找到该模式的特定规律，从而主观上给社会的发展规律和人口的计划有可靠地理论数据分析。
立足于多元模式的开展，就是将本地的人口资源经济相互结合，通过无线差以及线性回归的计算方式，准确的给人口计划生育工作的展开带来科学依据，而且多元模式的分析可以使各个变量之间的实际出入减少，为研究人口总数与各项指标之间的关系，有最科学的数字指导和分析。
2.实地考察
实地考察：
从以上统计数据进行分析，广西自治区的计划生育政策落实还不到位，人口增长速度较快，而且本地的经济发展和计划生育政策是相互联系的，要想保证经济发展就要把人口计划工作开展落实到位，从而能够及时、 科学的评价广西可持续发展能力与水平，应建立可持续发展框架下的人口、资源环境与经济发展状况的绿色统计，围绕人口、资源环境与经济的协调发展来设计相应的可持续发展统计指标体系。
实地考察就是全面针对性的对人口统计多元模式的证明，社会实际人口能够促使当地的经济发展走向有具体明确的规划。
三、结语
实行的多元统计模型的广西人口增长分析计划，尊重了本地人口增长的实际规律情况，而且广西是我国南方地区人口较为密集的地方，既有自然因素的吸引又有独特的民族文化作为陪衬，所以广西的人口增长速度要具有多元统计模式，才能根据实际解出问题，促进本地的经济持续快速发展。
参考文献：
篇3
【导语】
山西省临汾2018年成人高考评卷工作结束，2018山西成人高考成绩于11月16日公布，考生可通过山西招生考试网查询本次考试成绩。
山西省临汾2018年成人高考录取分数线、录取时间另行公布。
2018山西临汾成人高考成绩查询流程：登陆山西招生考试网(sxkszx.cn)，在首页点击菜单栏“考生登录”，选择“成人高考考生网上服务平台”，输入本人网报序号或准考证号、密码及系统随机提供的验证码，点击“登陆”按钮，然后点击“成绩查询”即可。
2018山西临汾成人高考成绩查询入口已开通 点击进入
篇4
建筑企业可分为“狭义建筑业”和“广义建筑业”，狭义建筑企业主要指建筑产品的生产（即施工）活动，广义的建筑企业指建筑产品的生产和建筑生产有关的所有的服务内容，主要包括规划、勘察、设计、建筑材料与成品及半成品的生产、施工及安装，建成环境的运营、维护及管理，反映了建筑业整个经济活动空间。文中所谈的建筑业是广义建筑业。根据行业分类，建筑业主要包括：铁路建设、公路建设、城市轨道建设、水运港口建设、城市建设、房地产、能源建设和能源调度工程，除了上述种种之外，还有冶金、化工、电子工程等等。本文研究的行业是房地产建设行业。
如表1，反映2004年至2009年我国建筑企业部分指标的发展情况。从图表中我们可以看到，我国建筑企业单位数从2004年的59018个发展到2009年的70817个，虽然在2005年有所下降，但是总体趋势都在增加；从业人员从2004年的2500.3万人发展到2009年的3672.6万人，增加比例都在上升，总体的从业人员也在不断上涨；行业总产值从2004年的29021.45亿元到2009年76807.74亿元，增加61%，年均增长率约为10%；再从建筑行业利润总额看，增长速度很快，从2004年的7192468万元增加到2009年27187552万元；从企业劳动生产率指标看，从2004年20887元/人到2009年37640元/人；利税总额从2004年16554384万元增加到2009年53724409；企业增加值从2004年的56157837万元增加到2009年的156198171万元。
二、我国建筑企业知识型员工人口统计学特征分析
首先，通过对我过建筑企业知识型员工159份有效问卷按性别、年龄、学历、婚姻状况、工龄、岗位特征做一个人口统计情况分析，如表2所示：
从性别分布来看，159名被调查者中大部分是男性员工，占据66.0%的比例，女性员工只有54人，占据34.0%的比例。这种分布显著反映了目前建筑企业的知识型员工男性多于女性比例的特征，很大程度上是由于该行业的环境和工作属性特殊性的原因，符合了客观实际情况。
从年龄分布来看，A建筑企业知识型员工主要集中在35以下年龄段，分别占据78.0%，说明大部分员工年龄偏小，年老员工引进方面很少。这与该企业正处在快速发展阶段的因素有关。
从学历分布来看，本科学历的知识型员工占据47.8%的比例，占接近总人数的一半，其次是大专学历员工占据28.3%，而研究生及以上和高中（中专）的学历的员工少。这反映了建筑企业知识型员工的学历层次偏高，这与建筑企业工作信息化和项目准确化的需求因素有关。
从婚姻状况分布来看，已婚和未婚的知识型员工占据的比例相当，分别占据50.9%、49.1%，这与该行业的发展情况有关。
从工龄分布来看，1年-5年知识型员工分别占50.3%，占据一半的比例，6年-10年占据14.5%，说明A建筑企业的处在发展阶段，大部分知识型员工都是最近10年引进的。
从岗位分布来看，四个性质岗位的员工比例差别不大，其中管理性质的岗位占据31.4%稍微比其他三个性质的岗位高点。这很好地反映了目前建筑企业在生产部和工程部方面需求量还是很大的。
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【关键词】父亲；教养投入；幼儿
【中图分类号】G616 【文献标识码】A 【文章编号】1004-4604（2016）09-0045-5
在中国传统文化背景下，“男主外，女主内”通常是一般家庭的角色分工模式，因此，养育孩子更多地被看成是母亲的事，大多数父亲习惯做“甩手掌柜”。但随着社会的变迁，越来越多的女性走出了家门，走上了工作岗位，于是，要求父亲更多地参与到孩子的教养中来的呼声日渐大起来。父亲对孩子的成长具有独特的影响。〔1〕在某些行为特质上，父亲的影响甚至要大于母亲。〔2〕例如，父亲能够影响孩子的社会性发展、认知发展和学业成就，〔3〕对孩子性别意识的形成也具有重要影响。父亲参与的缺失，不仅可能会影响孩子性别意识的发展，还可能导致孩子交往能力的欠缺，甚至出现行为。〔4〕因此，对于父亲的教养投入展开研究十分必要。那么，父亲的教养投入现状如何？父亲教养投入的影响因素有哪些？
一、研究设计
（一）研究对象
本研究采用方便取样方法，从湖北省武汉市抽取了4所幼儿园，每所幼儿园各抽取小中大班3个班级为研究对象，共发放问卷300份，回收292份，有效问卷280份，有效问卷率为93.3%。
（二）研究方法
1.人口统计学变量分析
本研究对幼儿及其父亲的人口统计学信息进行了统计分析，包括幼儿的年龄、性别、是否为独生子女，幼儿父亲的年龄、受教育程度、月收入、每周工作时长、工作满意度等。
2.父亲教养投入问卷调查
本研究采用伍新春、刘畅等编制的《父亲教养投入问卷》进行问卷调查，〔5〕问卷涉及互动性、可及性和责任性3个维度。互动性是指父亲参与照顾孩子，包含生活照顾、学业支持、情感交流、规则引导和休闲活动5个子维度；可及性是指父亲和孩子未发生直接互动，但当孩子需要的时候，父亲能够做出反应，包含空间可及和心理可及2个子维度；责任性是指父亲为孩子长远发展所做的准备、积累、规划和支持等，包括榜样示范、父职成长、信息获得、教养支持和发展规划5个子维度。〔6〕问卷共56个题项，适用于3～18岁儿童和青少年的父亲。问卷采用0～4级评分，依次表示“从不”“偶尔”“有时”“经常”和“总是”。研制者报告，总问卷的Cronbach’s alpha系数为0.967，探索性因子分析KMO系数为0.943，表明问卷具有良好的统一性和内部一致性。互动性、可及性、责任性3个维度的Cronbach’s alpha系数都在0.867以上，12个子维度的Cronbach’s alpha系数也都在0.649以上。
二、研究结果与分析
（一）幼儿父亲教养投入的总体情况
幼儿父亲教养投入的总体得分为2.67分，各维度的得分均大于2分，其中，可及性得分最高，互动性得分最低。对互动性、可及性和责任性3个维度分别作两两T检验，结果显示，互动性
（二）幼儿人口统计学变量对父亲教养投入的影响
统计分析表明，幼儿的年龄和性别对父亲的教养投入均没有显著影响，独生子女和非独生子女父亲的教养投入具有明显差异（见表2）。
进一步检验幼儿性别、年龄和是否是独生子女三因素之间的交互效应，结果显示，年龄、性别和是否是独生子女的三重交互作用对父亲教养投入的总得分有边缘显著效应（F=2.218，p=0.053），在可及性（F=2.615，p=0.025）和责任性（F=2.561，p=0.028）两个维度上存在显著差异，互动性差异不显著。以可及性、责任性两个维度为因变量，对幼儿年龄、性别和是否是独生子女三因素的交互作用进行简单效应分析，结果见表3。
（三）父亲人口统计学变量对其教养投入的影响
统计分析表明，受教育程度、每周工作时长和工作满意度对幼儿父亲的教养投入有显著影响。
1.受教育程度
学历层次越高，父亲的教养投入得分越高。其中，本科学历和研究生及以上学历的父亲得分没有显著差异，但在互动性（F=2.324，p=0.057）上边缘差异显著。进一步分析表明，在学业支持（F=2.470，p=0.045）、休闲活动（F=2.671，p=0.033）和心理可及（F=2.551，p=0.040）上，不同学历层次父亲的教养投入存在显著差异，学历层次越高，教养投入越多。
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组织员工的能力提升，与加薪的激励效果有明显相关。在现实中，任何员工无论通过什么途径获得组织加薪的信息，几乎必然产生一个共性的心理现象：“加多少就好了”的加薪心理预期，员工的这一加薪心理预期具有内在、自我形成、数量明确的特点。遗憾的是，员工的加薪心理预期很难期望通过直接的组织调查获得。如果组织的加薪实际水平低于员工的加薪心理底线，就有可能使员工产生“我不值”等伤害员工尊严的感觉，一次看似“好消息”的加薪就可能演变为“都是钱惹了祸”的负面效应。在不能通过调查获得员工加薪心理预期准确结论的情景下，如果将形成员工加薪心理预期的所有因素加以分类，并将每一类因素作为因变量，通过多元回归拟合而得到因变量对结果变量的影响，就能为组织加薪方案的确定提供依据，从而提升加薪的效果，激励员工能力提升。
二、加薪心理预期判断因素
（一）文献研究
从心理预期、加薪、薪酬期望角度检索的文献来看，具有针对性的研究主要有：曹洲涛等（2005）认为心理预期是指个体希望自己对组织做出多大的贡献，以及组织因此对个体给予多大回报的期望。费湘军（2008）的研究注意到了加薪中的几个核心问题，一是加薪按照绩效大小来制定；二是加薪数额要恰当，要超过员工的差别感觉阈限，否则加薪的激励作用就会弱化；三是加薪方式和内容的选择要考虑年龄、性别、资历、社会地位和经济条件等差异；四是加薪要注意公平性。对比王美（2011）和曹洲涛的研究发现，来自不同类型企业的员工。如王美研究了某三级甲等医院的员工后发现，影响员工心理预期的因素除了性别、年龄、学历等，还包括对个人职业生涯和工作稳定程度的考虑。综合上述文献分析，现有的研究没有系统性的员工加薪心理预期判断因素研究，针对性的研究也只是局部的分析，而且对象化结论十分明显，没有成熟的研究基础可以利用。
（二）加薪心理预期判断因素的确定
由于没有员工加薪心理预期判断因素的直接研究成果。前期利用访谈并对信息进行扎根理论进行编码整理，得到员工加薪心理预期的判断因素有：家庭日常生活开支、市场物价水平、同岗位同事工资情况、最近一次工资的增长数量、原有薪酬水平等共32个，归纳总结为费用支出因素、薪酬公平性因素、一般薪酬因素、个人评价因素、个人资本因素、企业环境因素6个方面，包括组织、社会和个人3个层面。
三、模型与数据获取
（一）模型的建立
（二）模型变量的建立
目前学术界关于员工加薪心理预期判断因素没有直接文献研究，研究首先编制包括人口统计学因素和员工加薪心理预期判断因素两个部分组成的问卷进行数据采集。其中：员工统计学特征主要包括性别、年龄、职务、工龄和受教育程度四个方面；在加薪心理预期判断因素包括费用支出因素、薪酬公平性因素、一般薪酬因素、个人评价因素、个人资本因素、企业环境因素6个类别因素。问卷采用李克特5级量表法进行测量，依据员工对加薪心理预期的大小和加薪心理预期判断因素的强弱感知将选项划分为5个等级。因变量Y和内生变量的符号可分别表示为：Y=加薪心理预期，X1=费用支出因素，X2=加薪公平性因素，X3=一般薪酬因素，X4=个人评价因素，X5=个人资本因素，X6=企业环境因素。
（三）样本数据获取与处理
整个数据收集采用现场发放和网上收集两个部分。为确保问卷调查的质量，一律采用不记名的方式填写。本次正式调查共发放问卷300套，加上网络调查共回收问卷645套，有效问卷589套。样本的人口统计特征中，男性所占比例为48.55%，女性为51.45%；年龄调查结果中，最多的是25-30岁员工，所占比例为41.25%；从职务层次来看，一般行政人员和技术人员分别占调查总数的43.46%、19.52%；调查对象受教育程度主要是高中、大专和本科，所占比例分别为20.88%、26.48%和29.88%；在工龄一栏中，1-3年居多，其次是1年以下，所占比例分别为33.95%和28.52%。
四、实证研究分析
（一）描述性统计分析
对以上六个因素费用支出因素、薪酬公平性因素、一般薪酬因素、个人评价因素、个人资本因素、组织环境因素进行描述性统计分析，六大类因素的均值分别为4.05、3.99、3.47、3.28、3.08、2.30，标准差分别为0.804、0.921、1.058、1.126、0.933、0.850。
（二）模型检验分析
对数据加薪回归拟合度与显著性分析得到表1、2：
由表1、表2显示的回归方程拟合过程可知，利用逐步多元线性回归方法，经过六步拟合完成回归方程的建立，第六个模型为最终模型且共有6个变量留在方程中。从表2方程的建立过程可以看出，随着解释变量的不断增加，判定系数R Square从0.203增加到0.719，方程的拟合优度不断上升，员工加薪心理预期判断因素的85%变差都可以被这6个评价指标所解释，说明回归分析可以在85%准确率下有效度量员工加薪心理预期大小。方程的DW检验值为1.698，残差基本无自相关，说明所建立的方程可以充分说明被解释变量的特征和变化规律。
（三）实证分析
1、员工加薪心理预期因素影响方程
2、回归方程的心理感知分析
从员工对加薪心理预期满足程度的感知角度出发，可以认为变量的均值反映了企业员工对该变量的重视程度，多元线性回归分析所得的标准化系数B则反映了各个因素对员工加薪心理预期感知大小的影响程度。借助6个自变量的均值和回归后的标准化系数进行分析，绘制出员工加薪心理预期感知矩阵，如图1所示。
3、保留变量的实证分析
从回归模型的运行结果可以看出，经过优化检验，依次进入方程的变量为个人评价因素、一般薪酬因素、组织环境因素、薪酬公平性因素、个人资本因素、费用支出因素。分析回归结果，可得到如下结论：
五、结论与讨论
通过回归分析，影响员工加薪心理预期感知的六个因素，在85%程度上解释被解释变量。按影响因素的“重要性”程度对其进行排序，依次为企业环境因素、一般薪酬因素、个人资本因素、费用支出因素、个人评价因素和薪酬公平性因素。
研究显示，并不是所有的因素对员工加薪心理预期感知产生同等重要性的影响，组织应结合员工加薪心理预期感知的重要性因素，设计加薪方案、制定加薪规则，有的放矢，才能使企业的加薪效果与人工成本达到一个良性的平衡。
限于时间、环境等条件的制约，研究中对一些相关问题的分析并不是很全面，只对6类解释变量与员工加薪心理预期感知做了总体上分析，没有以人口统计学特征和组织性质为变量进行差异性分析。在后续的研究中，将运用人口统计学变量及不同组织性质对员工加薪心理预期感知大小进行差异性分析，使研究的理论更加丰富、模型更加完善，从而更加具有现实的指导意义。
（作者单位：西安交通大学城市学院管理系）
基金项目：十三五期间陕西省高水平应用型民办高校教师能力提升策略研究（15GJ007）
参考文献：
[1] 王培刚，周长城.当前中国居民收入差距扩大的实证分析与动态研究――基于多元线性回归模型的阐释[J].管理世界，2006（11）：34-44.
[2] 封，敏，段兴民.企业资本结构及其影响因素的关系研究――多元线性回归模型与神经网络模型的比较与应用[J].系统工程，2005，23（1）：42-48.
[3] 刘先勇，袁长迎等.SPSS10.0 for Windows统计分析软件与应用[M].北京：国防工业出版社，2002：277.
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一、我国计划生育管理中《统计学》的应用现状
我国计划生育管理中《统计学》的应用起步于上世纪80年代后期，在初始阶段国内仅在北京、上海、广州、天津等大型城市开展了较为全面的计划生育管理广州。但是随着我国城市化进程的加快，以及计划生育统计的逐步推行和实施，在全国范围内开展全面的计划生育管理工作具有鲜明的时代意义。山东省是我国的人口大省，也是人口流动性较大的省区之一，1992年山东省在部分市、区广泛开展了计划生育微机试点工作，并且积极应用《统计学》进行相关数据的整理，在全国计划生育系统率先将《统计学》理念应用于计划生育管理工作中。
随着《统计学》在计划生育管理中应用的逐渐深入，目前我国的计划生育管理工作已经取得较为明显成效。截止至2009年，我国中央、各省市、地区已经基本构建了以《统计学》理论为基础的计划生育管理框架，并且逐渐实现了人口宏观管理与决策信息系统的智能化。国内现阶段在计划生育管理中应用的《统计学》，涉及到育龄妇女信息的采集系统、业务执行系统、决策支持系统、流动人口数据库、人口快速调查及监测数据等基本项目，并充分实现对于计划生育管理的科学监测与系统化管理。
二、我国计划生育统计工作的存在的问题分析
近年来，我国逐渐加快了《统计学》在计划生育管理中的应用，并且取得了较为理想的效果。但是由于我国人口基数大、管理工作复杂、工作人员数量不足、城乡之间流动人口多等因素的影响，往往造成各省市、地区，特别是部分偏远地区的计划生育统计中出现数据不统一或数据不实等现象，进而导致国家相关部门难以准确掌握计划生育人口的数量和发展趋势。
1．统计数据采集与整理困难。目前，在我国计划生育管理工作中，统计数据的采集与整理是实现统计效果真实、可靠的重要保障因素。但是我国在计划生育管理工作中，数据的采集与整理多是由村、乡、县、市、省、中央逐层上报的，但是由于基层行政单位普遍缺乏专业的统计机构，统计专业人员的数量也存在严重不足的问题，进而导致我国基层计划生育统计的数据往往缺乏真实性和科学性。另外，由于我国城市化进程的加快，大量农村为了寻求生机和发展而涌入城市，为大中型城市的计划生育统计打来了巨大的压力［3］。国内各级人口统计部门的人员配置多难以满足实际工作的需要，在开展计划生育统计时经常出现数据采集、整理相对复杂的弊端，工作效率也难以得到保证。
2．统计数据失真现象尤为突出。在我国现阶段的计划生育统计工作中，统计数据是真的现象尤为突出，也是导致我国计划生育管理工作始终难以得到科学发展的重要影响因素。在部分中下城镇的计划生育统计工作中，派出所和社区承担了较为繁重的工作内容，对于管辖区域中的常住育龄人员统计较为容易，但是对于外来人口、流动人口的统计则相对较为困难。由于基层统计部门对于计划生育管理的漠视，往往导致各部门间数据的加工中易产生笔误一类事件的发生，造成数据失真。另外，统计人员的个人业务素质也是非常重要的，工作中统计人员往往会迫于领导的压力而对数据进行修改，造成数据失真。在县乡一级政府的计划生育统计工作中，统计人员的频繁变动，也是造成数据失真的重要原因之一。
三、强化《统计学》在计划生育管理作用的途径分析
在我国社会主义现代化的建设，以及各项行政管理工作中的执行过程中，计划生育统计都占有重要的地位和作用。《统计学》作为现代社会学科的基础门类之一，其在我国计划生育管理中应用的意义必须得到深刻的认识。为了有效解决和处理国内计划生育统计中客观存在的问题，适时加强对于《统计学》理论的更新与完善，并且逐步加强其实际应用效果都是具有特殊历史意义的。
1．加强立法，消除计划生育统计的阻力。在我国现行的人口统计工作中，计划生育统计工作是一项复杂而艰巨的工作，由于现行的计划生育政策与人们生育意愿仍有一定的差距，所以现阶段很多地区还是依靠强有力的行政手段推行计划生育。因此，一要加大《计划生育统计工作管理办法》、《统计法》等统计法律、法规的宣传力度，努力提高各级领导和广大统计人员、干部群众的法律意识。另外，各级统计部门还要适时加强处罚力度，提高计划生育统计违法成本。对违反计划生育统计管理办法的单位和个人耍坚决依法处理，进而有效杜绝各类主观错误意识而引发的漏报、瞒报、错报计划生育数据的事件发生。
2．适时加强统计数据采集方法的改革。在我国传统的计划生育统计工作中，历来注重使用人口普查、人口登记和生命统计以及各种专项抽样调查等方法取得数据资料。在设计问卷采集数据的过程中，我国各级统计工作主管部门应该逐步制定与实施统一设计、分口采集、一表多用、集中布置、数据共享的工作方式，这样既可避免数字的差异，又可减轻基层工作量，提高工作效率。
3．严格执行统计审批制度。目前，在国内部分地区的计划生育统计工作中，报表质量和统计分析报告质量较差的现象较为突出，除了统计人员责任心不强、业务水平低等原因，一些领导只管签字，不做分析，把关不严，也是一个重要原因。因此，一定要严格坚持审批制度，切实提高统计质量，统计数字要经得起各级的检查，经得起时间的考验。
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【关键词】派遣工；工作满意度；人口统计特征
1.引言
近年来劳务派遣作为一种新型用工方式，在我国劳动力市场上得到了广泛的应用，对降低企业劳动管理成本、规避企业用人风险和避免劳动纠纷等起到了重要的作用。派遣工在企业中的比重越来越大，而随之对派遣员工的管理也引起了众多企业管理者与学者的重视。不同个体特征的群体，会由于年龄、学历等个体差异，具备不同的工作价值观，从而会产生不同的情感经验及差异化的工作期望，进而导致其工作满意度呈现不同的差异。研究不同统计特征下派遣工工作满意度的差异对于企业有着重要的意义。
工作满意度是员工在工作中对比自己期望获得收益与实际收益时产生的情感反应。Hoppock（1935）最早把工作满意看为是工作者对工作环境的主观反应[1]，之后各学者进行了进一步的修改或完善，Locke（1969）就曾将工作满意度界定为因工作成就感或工作促进价值实现的评价而产生的愉悦情感状态[2]。本文通过研究人口统计变量如性别、婚否、年龄、学历等和工作满意度的关系，分析不同人口统计特征下派遣员工工作满意度的差异。
2.研究过程
2.1 问卷的设计
问卷的内容主要分为两个方面：基本信息和工作满意度。基本信息包括员工的性别、年龄、学历等三项，在本次数据分析中是重要的自变量。其中性别男性和女性两类。年龄分为五段：20岁以下、21-30岁、31-40岁、41-50岁、51岁及以上。学历分为：初中及以下、中专或高中、大专、本科、硕士及以上五个部分。
工作满意度部分是在参考Spector（1985）编制的量表[3]和台湾学者樊昌育编制的劳务派遣工满意度量表[4]，经过删减与修订后编制而成[5]。该量表由五个分量表组成，分表代表了工作满意度的五个维度：工作本身、晋升、薪酬、操作程序和人际关系满意度等。量表采用李克特（Likert）的五点量表尺度计分法，得分越高表明满意度越高。
2.2 样本的发放
笔者借助学校某课题研究对天津市16家业的派遣员工进行了问卷调查。问卷以不记名方式，采用纸质或电子版形式，通过各种途径下发到企业的派遣员工手中进行填写，问卷填完后直接回收到研究人员处。问卷采用分层随机抽样的方法，共发放问卷594份，回收532份，其中有效问卷为495份，有效率为93.05%。
2.3 数据处理
文章以员工的人口统计特征为自变量，以工作满意度的5各维度和总体满意度共计6个变量为因变量，进行T检验和方差分析。将有效问卷数据录入后，用SPSS17.0统计软件分析不同人口统计特征下派遣工工作满意度各维度及总体满意度存在的差异。
3.研究结果
3.1 一般描述性统计结果
由于样本选取的限制，所能调查到的派遣员工年龄在51岁以上的较少，为了便于分析，将此类省略，即年龄段分为4个阶段。从派遣工人口统计特征变量的描述性统计信息中可以看出：在本研究中男女性别比例差别不大，以女性居多；年龄主要集中在21-30岁之间，占了总数的近80%；学历以本科为主，硕士以上学历也占了相当部分。
接着对所采用的量表进行主成份分析和内部一致性检验。对所有项目进行主成份分析发现，KMO值为0.883，所有项目汇聚成5个因子，累计解释的方差达64.040%。对量表进行（下转第245页）（上接第243页）一致性检验表见表1。满意度总体量表Cronbach a系数为0.911，各分维度的信度值也都在0.79以上，因此，量表的内部一致性比较高。
表2列出了工作满意度各分维度与总体工作满意度的方差、均值、各变量之间的Pearson相关系数。通过数据分析可以看出人际关系满意度最高，值为3.7957；晋升满意度最低，为2.8273；其他测量维度的满意度从低到高依次为操作程序满意度（3.2222）、薪酬满意度（3.3000）、工作本身满意度（3.6824）。工作满意度的5各维度与总体满意度之间显著相关，系数大小有所差别，说明工作满意度各维度对总体满意度的影响是不同的。另外本文采用工作要素总和评分法和单一整体评估法分别去测量满意度各维度和总体满意度，与以往研究仅用所有项目和的平均值即为总体满意度值的方法相比，考虑了各维度对总体满意度的影响权重，更具有科学性。
3.2 人口统计特征对工作满意度的影响
3.2.1 性别
从表3中的分析数据可以看出，性别对人际关系满意度的影响显著（显著性概率=0.000
3.2.2 年龄
从表4中数据分析能够看出，除了年龄对操作程序、人际关系及总体满意度差异性不显著外，对工作本身、晋升、薪酬有着显著的影响。31-40岁区间的派遣工在工作本身、薪酬方面的满意度水平高于其他年龄段员工；21岁以下派遣员工仅在人际关系方面满意度水平稍高于其他年龄段，而在另外四个满意度维度及总体满意度上均低于其他年龄段员工的水平。
3.2.3 学历
由表5中可以看出学历对人际关系和操作程序满意度的影响不显著，但是对工作本身、晋升、薪酬以及总体满意度差异性比较显著。初中以下学历派遣员工仅在晋升满意度上稍高于中专或高中学历员工，但在其他四个分维度及总体满意度水平上均低于高学历员工；随着学历的增高，工作本身及总体满意度的员工满意度水平总体呈上升趋势。
4.结论
通过对天津市16家企业的几百名派遣工进行问卷调查，对不同人口统计特征的派遣工在工作满意度的5个维度及总体满意度上的差异进行了比较研究。根据以上数据分析，研究可得出以下结论：（1）男性和女性仅在人际关系满意度上有差别，而在工作本身、晋升、薪酬、操作程序及总体满意度上差异性不显著。（2）年龄对操作程序、人际关系及总体满意度的影响差异性不显著，而对工作本身、晋升、薪酬方面的满意度差异性有着显著的影响。（3）学历对人际关系和操作程序满意度的影响差异性不显著，但是对工作本身、晋升、薪酬以及总体满意度差异性影响比较显著。
由于时间及调查范围的限制性，本研究局限在派遣工人口统计特征对工作满意度总体及各维度的差异性影响，并没有考虑其他因素的影响，也没有考虑人口特征的交叉作用对工作满意度各维度及总体的影响。另外，本次实证研究的结论只是根据数据统计分析的结果总结出结论，并没有与之前学者的研究结论进行对比分析。但就本研究总体而言，通过本次对派遣工工作满意度的实证研究，能为目前正不断深入加强企业派遣工的管理提供了借鉴，也为以后学者继续对派遣工的工作满意度分析提供参考。
参考文献
[1]Hopppock，R.“Job Satisfaction”.New York：Harper & Brothers Publishers，1935.
[2]Locke，E.A.What is job satisfaction[J].Organizational Behavior and Human Performance，1969，4（4）：309-336.
[3]Spector，P..Job Satisfaction.Thousand Oaks，CA：Sage.Copyright，1997 by Sage Publication，Inc.
[4]樊育昌.转换型领导对于员工工作满意度与组织承诺之影响――以台湾某科技公司大陆厂为个案分析[D].台湾：国立中山大学，2006.
[5]卢嘉，时勘.工作满意度的结构及其与公平感、离职意向的关系[A].第九届全国心理学学术会议论文摘选集[C].2001.
作者简介：
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【关键词】大学生 学习动机 学业拖延
1 引言
学业拖延，是指故意且没必要的推迟开始或者完成与学业相关的任务。已有研究发现，相当比例的大学生存在学业拖延现象。例如，Solomon等（1984）在校园内以修习普通心理学的学生为调查对象，发现46%的学生自陈在撰写报告时会拖延，有30%的学生在阅读每周需要阅读的文章方面会拖延，有28%的学生在复习备考时拖延，有23%的学生上课会迟到，而有11%的学生在行政事务上会拖延。从国外各时期的调查研究来看，大学学习中的学业拖延现象似乎是日趋严重的。通过分析大学生学业拖延现象发现，大学生学习动机的缺乏是导致大学生学业拖延的主要原因之一。只有极大地激发学生的学习动机，才能调动学生学习的积极性，提高学习质量。但国内外的研究者多从自尊、自我效能感、人格特征等方面对学业拖延展开探讨。而直接从学习动机的角度来探讨学业拖延行为的研究还没有，基于此，本研究意在探明大学生学习动机与学业拖延之间存在着怎样的关系。
2 研究方法
2.1 研究对象
在部分高校随机选取大学生160名作为施测对象，最后取得了有效问卷150份，有效率为95％，其中大一40名，大二41名，大三21名，大四49名。其中男生72名，女生78名，男女生比例接近1∶1
2.2 研究工具
本研究所采用的研究工具是《大学生学业拖延调查问卷》和《学习动机量表》，其中《大学生学业拖延调查问卷》分三个维度：学习行为拖延、学习计划不足和学习执行不力，共19道题目，问卷及各维度内部一致性系数大于0.85，重测信度在0.70-0.87之间，具有良好的信度和效度。《学习动机量表》由31题组成，由6个分量表构成，根据动机的社会认知理论中强调的价值、期望和情感三个成分设计的。
所有数据均使用统计分析软件包SPSS17.0进行处理。
2.3 研究假设
（1）大学生学业拖延和动机水平存在性别、年级、是否独生子女、父母习惯、教养方式等差异。
（2）大学生动机水平与学业拖延之间显著相关，即成就动机越强，学业拖延的情况就越轻微或者越严重。
3 研究结果
3.1 学业拖延的基本情况
3.1.1 学业拖延在人口统计学变量上的描述性统计
通过表1可以看出：在学习拖延总得分的M值上，父母本身有拖延习惯的学生高于父母没有拖延习惯的学生，大二学生的学业拖延高于其他年级的学生，在放纵型的教养方式下的学生学业拖延高于其他几种教养方式下的学生。
3.1.2 学业拖延在人口统计学变量上的差异检验
对学业拖延及其各个维度在性别、是否独生子女、父母是否拖延上进行独立样本T检验，在年级、教养方式各个水平上进行单因素方差分析。
注：*代表P
从表2中可以看出，年级和学业拖延各维度差异显著，父母是否拖延和教养方式整体上与学业拖延差异显著，而在性别、是否独生上是不显著的。
3.2 学习动机的基本情况
3.2.1学习动机在人口统计学变量上的描述统计
对学习动机在人口学变量上进行描述统计，统计其均值和标准差。
通过表3可以看出：在学习动机的总分M值上，父母没有拖延习惯的学生的学习动机高于父母有拖延习惯的学生的学习动机，大一学生的学习动机高于其他年级的学生，相对于其他的教养方式，在权威型的教养方式下成长的学生有更高的学习动机。
3.2.2学习动机在人口统计学变量上的差异检验
对学习动机在性别、是否独生子女、父母是否拖延各自不同水平上进行独立样本T检验，在年级和教养方式上进行单因素方差分析。
从表中可以看出，不同年级和不同教养方式下的大学生的学习动机存在显著差异。
3.3 学习动机和学业拖延的差异检验
根据学习动机的得分，对学习动机进行分组，学习动机分值在2.48-5.97之间，分成三个组，前27%为高分组，后27%为低分组，中间为中等学习动机组。小于等于2.995的为低学习动机组，值在大于2.995和4.995之间的为中等学习动机组，值大于4.995的高等学习动机组。然后对不同程度学习动机在学业拖延及其各维度上进行差异检验。
从表5可以看出，在学习计划不足、学习执行不力方面，不同程度学习动机的大学生存在显著差异，但在学习行为拖延方面不存在显著差异。在学习拖延整体方面，不同程度动机的大学生存在显著差异。
3.4 学习动机和学业拖延的相关分析
将学习动机总分与学业拖延及其各维度进行斯皮尔曼等级相关分析，结果如下：
从表6可以看出，学习动机与学习行为拖延之间不存在显著的相关，学习动机与学习计划不足之间存在显著的正相关，学习动机与学习执行力之间存在显著的相关，从学习拖延整体状况来看，学习动机与学业拖延之间存在显著的正相关。
4 结论
根据我们对部分高校学生调研数据的分析，主要得出以下几点结论：
（1）就学习动机而言，不同年级和教养方式下的大学生的学习动机存在显著差异，而在性别、是否独生子女、父母是否拖延上未表现出显著差异。
（2）学业拖延在人口统计学变量上的差异检验发现，年级和学业拖延各维度差异显著，父母是否拖延和教养方式整体上与学业拖延差异显著，而在性别、是否独生上是不显著的。
（3）学习动机与学习行为拖延不存在显著的相关，学习动机与学业计划不足之间存在显著的正相关，学习动机与学习执行力之间存在显著的正相关。从学习拖延整体状况来看，学习动机与学业拖延之间存在显著的正相关。
【参考文献】
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［3］魏源.学业拖延及其相关因素的探讨[J].中国学校卫生杂志，2006（10）.
篇10
创新已经成为各个国家、各级政府和企事业单位关注的焦点，受到了空前的重视。作为市场经济主体的企业，承载着技术创新、管理创新、市场创新、服务创新、品牌创新、组织文化创新等多项推动经济和社会发展的创新职能，持续、快速、敏捷的综合创新能力是企业致胜的法宝。作为企业最具能动性和创造性的知识员工，他们是企业创新致胜的根本。Amabile指出，员工是组织实现创新职能的最重要的能动性资本，是组织创新的重要基础。
近年来，知识员工个体创新行为已经成为理论界研究的一个热点问题，关于个体创新行为影响因素的研究，当前主要关注组织内部因素和个体因素。关于影响创新行为的个体人口统计变量的实证研究，主要集中在性别、年龄、学历、婚姻、工作行业、工作职位等因素上。当前，国内这方面的研究主要散见于博士和硕士毕业论文中，且大多只是简单作为T检验和ANOVA（Analysis of Variance）分析的内容，未能对得到的调查数据进行较为深入的分析，很少针对人口统计变量对创新行为的影响提出管理对策或建议。根据既有文献，本研究选择性别、年龄、学历和职位四个变量，在问卷调查的基础上，深入分析其对知识员工创新行为的影响，并从企业视角探讨如何针对这些影响改善管理对策。
1 基本理论与假设
本研究将知识员工界定为：在企业正式上班、具有大专及以上文化程度的员工。这里所说的企业不分行业、不分性质，但是在规模上有要求：1）知识密集型（含高科技）企业1必须有50名及以上的知识员工，2）一般企业必须有100名及以上的知识员工。这里所说的“正式上班”的员工，是指具有企业正式员工身份的人，不包含实习生、临时工、劳务派遣工、因各种原因2个月以上在家休息休假的员工。本研究将企业知识员工创新行为界定为，员工将有益于企业发展的创新（构想、意愿、行为、成果等）予以产生、导入以及应用于企业任何一个层面的所有个人行为[3]。
关于人口统计变量对员工创新行为的影响，已经有较多的国内外学者进行了相关研究。Scott & Bruce调查研究发现，员工性别、年龄、职责对其创新行为有显著影响[4]。Zhou & George研究证实，男性员工比女性员工具有更强的创新意愿和行为，学历越高的员工具有越强的创新意愿和行为[5]。卢小君的调查检验结果表明：男性在创新构想产生和创新构想实施方面均优于女性；高中/中专及高中以上毕业的个体在个体创新构想产生方面优于高中及高中以下毕业的个体；大专及大专以上毕业的个体在个体创新构想实施方面优于高中以下毕业的个体[6]。卢小君未论及其他人口统计变量的影响情况。朱苏丽的实证调查显示，男性与女性的创新行为存在显著差异，男性高于女性；员工的创新行为水平随着年龄的增长经历了一个先升后降，然后再上升的过程；不同学历员工的创新行为不存在显著差异[7]。赵行斌通过实证调查发现，知识型员工的性别、年龄和学历对创新行为有显著影响，婚否和单位性质对创新行为不存在显著影响[8]。前述国内学者都没有研究职位对创新行为的影响。另外，文献研究还发现与前述结论不一致的观点，赵鑫通过对来自浙江四个地区的1257份调查数据分析发现，性别和年龄对员工创新行为没有显著影响，学历和行业才对创新行为有显著影响[9]。赵鑫对于其实证得出的结论没有解释，笔者认为其得出的结论可能受其调查的样本属性限制。
根据以上论述，本研究提出如下假设：
假设1：性别对员工创新行为有显著影响，且男性比女性具有更显著的创新行为。
假设2：年龄对员工创新行为有显著影响，且年龄为36-45岁的员工具有最强的创新行为。
假设3：学历对员工创新行为有显著影响，且学历越高，创新行为越突出。
假设4：职位对员工创新行为有显著影响，且职位越高，创新行为越突出。
2 研究方法
2.1 变量设计
本研究采用的人口统计变量为性别、年龄、学历和职位，其具体构成是，性别分为男女2类，年龄分为20-28岁、29-35岁、36-45岁、45岁以上等4类；学历分为大专、本科、硕士、博士等4类；职位分为高层管理人员、中层管理人员、基层管理人员及一般职员等4类。
本研究的因变量为创新行为，在国内外已有成熟量表的基础上，结合中国文化与研究对象的实际情况，本研究开发、修改形成了企业知识员工创新行为量表，该量表由2个维度（创新构想产生和创新构想实施）、8个题项构成。采用李克特5点计分法，每个题项提供五个选择项：“从来不这样”、“很少这样”、“偶尔这样”、“经常这样”和“总是这样”，依次分别给予1、2、3、4、5的分值。
2.2 样本采集
本研究采用问卷调查的方式采集样本。问卷发放的地域范围主要为北京、上海、天津、武汉、长沙、湘潭、株洲、重庆、海口、大连、宁波、广州、深圳、佛山、东莞、珠海等地区2。本研究力求样本在不同地域、不同行业、不同类型的企业、不同职位层次、不同工作岗位（部门）、不同学历、不同年龄等方面都有分布，以提高样本的有效性。研究者通过现场调查、委托亲友同学和本校学生现场调查与网络调查等方式，一共回收了1221份问卷，其中有效问卷825份，样本有效率为67.57%。
2.3 样本特征
调查对象在4个人口统计变量上的特征如表1所示。
表1 调查对象的个人特征
变量名称 变量类别 频数（人） 所占比重（%）
性别 男 454 55.0
女 371 45.0
年龄 20-28岁 444 53.8
29-35岁 310 37.6
36-45岁 64 7.8
45岁以上 7 0.8
学历 大专 261 31.6
本科 485 58.8
硕士 76 9.2
博士 3 0.4
职位 一般职员 379 45.9
基层管理人员 229 27.8
中层管理人员 180 21.8
高层管理人员 37 4.5
2.4 样本分析方法
本研究先采用软件 SPSS17.0对调查数据进行了探索性因子分析及其他初步的统计分析，然后用SPSS17.0进行内部一致性分析，检验问卷的信度；再用AMOS7.0进行验证性因子分析，检验问卷的效度；最后用SPSS17.0对知识型员工个人特征变量与创新行为变量进 行了 ANOVA（Analysis of Variance）分析。
3 数据分析结果与讨论
3.1 创新行为的因子分析与信度效度检验
本研究在国内外专家开发量表的基础上，经过多道程序最终选择12个题项作为初试量表的题项，初试量表经净化与探索性因素分析后，得到员工创新行为量表由8个题项和2个维度（因子）构成，2个因子对整体解释的总变异量达到了65.870%。因子分析结果如表2所示。在探索性因素分析基础上，用结构方程模型分析软件AMOS7.0对员工创新行为（IB）进行验证性因子分析，分析结果如图1所示。
表2 员工创新行为因子分析结果
条目标记 条目（题项）具体内容 因子（主成因分析法）
IB1创新构想产生 IB2创新构想实施
BB1 我会去关注工作、部门、单位或市场中不常出现的问题 0.842 0.194
BB2 我会去寻找可以改善单位、部门、工作流程或服务等方面的机会 0.773 0.271
BB3 我会对工作中出现的问题提出新的构想或新的解决方法 0.741 0.320
BB4 我会从不同的角度看待工作中的问题，以获得更深入的见解 0.671 0.251
BB5 我会冒着风险以支持新构想或新方法 0.151 0.814
BB6 我会去从事可能对单位产生益处的改变 0.326 0.779
BB7 当应用新方法于工作流程、技术、产品或服务时，我会设法修正新方法所产生的毛病 0.333 0.730
BB8 我会将新的构想和方法应用到日常工作中去改善工作流程、技术、产品或服务 0.263 0.675
特征值 2.675 2.595
Cronbach’s a系数 0.785 0.796
从图1中可以看出，8个匹配条目对IB1、IB2的回归系数在0.56到0.81之间，表明员工创新行为变量与其2个维度具有良好的建构效度；另外X?/df值为4.676，小于5.00；RMR值为0.023，RMSEA值为0.080，均小于0.10；GFI值为0.963，NFI值为0.951，IFI值为0.958，CFI值为0.958，均小于1.00而大于0.90。可见，前述指标均符合温忠麟、侯杰泰[10]总结的拟合评价标准。因此，可认为拟合情况良好。
由此可知，本研究生成的员工创新行为2个因子、8个题项的量表具有良好的信度与效度。
3.2 员工人口统计变量与创新行为变量的关系分析
在上述因子分析、信度和效度分析的基础上，对知识型员工的人口统计学变量与创新行为变量的关系进行独立样本T检验和单因子方差分析。研究发现，知识型员工的人口统计学变量——性别、年龄、学历和职位对创新行为都有显著的影响，如表3所示。
图1 员工创新行为的验证性因子分析图
表3 知识员工人口统计学变量与创新行为关系的统计分析结果
变量名称 变量类别 IB1创新构想产生 IB2创新构想实施
均值 标准差 F值 均值 标准差 F值
性别 男 14.8304 2.44224 2.749** 13.9956 2.54409 3.434**
女 14.3666 2.37108 2.758** 13.3666 2.70342 3.414**
年龄
20-28岁 14.2252 2.29706 9.495*** 13.4437 2.63831 3.894**
29-35岁 15.0065 2.44022 13.9581 2.64786
36-45岁 15.4531 2.66029 14.3906 2.39455
45岁以上 15.1429 2.60951 13.7143 2.05866
学历
大专 14.3640 2.52253 3.195*
13.4483 2.69797 1.706
本科 14.6577 2.40488 13.7876 2.66331
硕士 15.1974 2.03974 14.1053 2.16382
博士 16.6667 1.52753 14.6667 1.52753
职位
一般职员 13.8971 2.30423 36.260***
13.1847 2.60498 19.206***
基层管理人员 14.6943 2.20307 13.6157 2.51677
中层管理人员 15.5778 2.33256 14.5444 2.48419
高层管理人员 16.9459 2.19780 15.6757 2.51721
注：（1）*：p<0.05；**：p<0.01；***：p<0.001；（2）均值越大，创新行为越突出；反之则反之。
（1）T检验显示， 性别对创新构想产生（IB1）、创新构想实施（IB2）存在显著性影响（p<0.01）， 且男性比女性具有更强的创新意愿和行为，假设1得到了验证。问卷调查后的深入访谈发现， 在中国传统价值观念“男主外、女主内”的影响下， 在男人应该在事业上“顶天立地、有所作为”的思想的影响下， 在中国当前家庭经济来源主要依赖男性的情境下， 男性员工为了取得事业上的成功和个人成就， 在工作上投入了更多的精力、时间和心血，具有更强的意愿和能力开展创新工作，而女性员工（特别是本研究调查对象的女性员工大多在40岁以下，正处于家庭建设的重要时期）却将更多的时间留在了家庭。
（2）年龄对创新构想产生（IB1）、创新构想实施（IB2）存在显著性影响（p<0.01），且年龄对创新构想产生的影响更显著（p<0.001）。另外，从均值来看，45岁以下，员工年龄越大，其创新行为越突出，但是，45岁以上，其创新行为的均值明显低于 36-45岁的年龄段。因此，36-45岁的员工具有最强的创新行为。所以，假设2得到了较好的验证。进一步的深入访谈和逻辑分析发现，20-28岁的员工，大多处于不断的职业（或单位）转换状态或在同一单位工作不久的状态，在中国传统“人微言轻”、“论资排辈”的人文环境中，他们一般出于“职业自保”考虑而不愿意主动创新；29-35岁的员工，大多处于职业生涯的稳定期，虽有一定的专业技能和职业经验，但是，相对于36-45岁的员工而言，他们拥有相对较少的资金、技术、信息、财务和人事权资源，因而创新意愿和行为也相对较弱；45以上的员工，无论是专业技术还是管理经验，应该是更丰富了，但是，他们大多处于职业生涯的后期，大多数人员处在职业高原状态，且其精力不再充沛、配置的资源不再丰富、分享的信息不再充分、受到的支持不再有力，因而创新行为也相对不突出。
表4 职位对创新行为两维度的方差多重比较表
因变量 （I） 您的工作职位 （J） 您的工作职位 均值差
（I-J） 标准误 显著性 95% 置信区间
下限 上限
创新构
想产生
（IB1） 基层管理人员 一般职员 .79723* .19069 .000 .4229 1.1715
中层管理人员 一般职员 1.68068* .20623 .000 1.2759 2.0855
基层管理人员 .88345* .22694 .000 .4380 1.3289
高层管理人员 一般职员 3.04885* .39240 .000 2.2786 3.8191
基层 管理人员 2.25162* .40367 .000 1.4593 3.0440
中层管理人员 1.36817* .41124 .001 .5610 2.1754
创新构
想实施
（IB2） 基层管理人员 一般职员 .43102* .21350 .044 .0120 .8501
中层管理人员 一般职员 1.35975* .23090 .000 .9065 1.8130
基层管理人员 .92872* .25409 .000 .4300 1.4275
高层管理人员 一般职员 2.49098* .43935 .000 1.6286 3.3534
基层管理人员 2.05996* .45196 .000 1.1728 2.9471
中层管理人员 1.13123* .46044 .014 .2275 2.0350
*. 均值差的显著性水平为 0.05
（3）学历只对创新构想产生（IB1）有显著影响（p<0.05），对创新构想实施（IB2）没有显著影响。从均值来看，学历越高，IB1和IB2均值越高。因此，假设3只得到了部分验证。这一结论与前述基本理论中Zhou & George[5]、朱苏丽[7]、赵行斌[8]、赵鑫[9]所得到的结论存在一定差异，经过对这些学者论文所选变量和样本的分析发现，他们分析学历对创新行为的影响时，是将创新作为一个整体变量来看待的，未对其因子的影响进行分析；他们选择的样本在学历方面与本研究存在较大的差异。进一步的访谈调查发现，“学历不代表能力”、“文凭不代表水平”，一般而言，学历越高的员工其知识较丰富、思维视野较开阔，创新的想法、点子会更多，创新意愿会更强，但是，创新构想要付诸实践，这不是一件容易的事，需要来自多方面的资源支持、克服多方面的阻力和承受失败的风险，学历高的员工可能会因理性分析多、“系统”思考多而瞻前顾后、犹豫不决。所以，在创新构想实践方面员工学历起不了显著作用。
（4）职位对创新构想产生（IB1）、创新构想实施（IB2）存在十分显著的影响（p<0.001），且职位越高，员工的创新意愿越强，创新行为表现越突出。因此，假设4得到了很好的验证。创新构想产生（IB1）、创新构想实施（IB2）这两个变量的方差为齐性，其假设组间效应是显著的，因而采用方差齐性假设下的LSD方法对它们进行多重比较，其多重比较结果如表4所示，表中显示的为组间均值差异达到显著水平的相关数据。
从表3和表4都可以看出：创新构想产生和创新构想实施会因知识员工的职位不同而存在显著性差异，经过LSD法比较发现，从总体上看，随着员工职位的提升，其在创新构想的产生和实施方面表现越好，且职位级别高的比职位级别低的表现好，也就是说高职位级别的员工比低职位级别的员工更容易产生创新的构想、更愿意推进创新构想的实施与应用。这种现象的总体原因是：组织外部环境日新月异，组织内部条件动态变化，企业要在激烈的竞争中生存和发展必须进行全方位的创新，作为企业所有者委托的不同级别的人，必须通过变革、创新去面对新环境、迎接新挑战、解决新问题。进一步分析发现，这种现象产生的具体原因是：职位级别越高，承担的管理责任越大，越需要全面、深入思考问题和前瞻性的探索新机会，越需要帮助企业或员工解决现实中的问题；职位级别越高，掌握的来自企业内外的信息越多，越容易知晓或发现工作中存在的问题和机会，越容易从不同的视角去深入的发现并探究问题；职位级别越高，拥有的管理经验越丰富、掌管的各种资源（如物质、信息、资金、人力和人脉等）越多，越有能力去实施和应用新构想。
4 研究结论与建议
本研究主要分析探讨了企业知识员工人口统计变量对其创新行为的影响，以企业1221 位知识员工为样本，主要探讨了性别、年龄、学历和职位对知识员工创新行为影响的差异性。前述研究表明，性别、年龄、学历和职位对创新行为都有显著影响，影响程度由大到小依次为职位、年龄、性别、学历。进一步的分析发现，在创新构想产生和实施方面，男性明显优于女性；29-45岁的员工显著性优于20-28岁的员工，36-45岁的员工具有最强的创新行为，20-28岁的员工在这两个方面的均值是最低的；学历越高，创新构想产生和实施的均值越高，但是，学历只对创新构想产生有显著影响，对创新构想实施没有显著影响；高职位级别的员工比低职位级别的员工更容易产生创新的构想、更愿意推进创新构想的实施与应用。
由于知识员工创新行为因不同的人口统计变量而有较显著差异，所以，企业需要针对不同背景特征的员工实施针对性、差异化的管理。就人员招聘与岗位配置而言，企业要为研发、营销、广告等需要具有较强创新意愿与能力的岗位招聘与配置人员时，可以考虑以下三点：男性要优于女性；本科及以上学历的员工优先； 29-45岁的员工优于其他年龄的员工。对于需要照章办事、循规蹈矩、例外事物较少的岗位，企业在配置人员时可以考虑女士优先、低学历者优先、刚毕业的大学生和45岁以上的人员优先。在创新人才激励对象选择方面，需要重点肯定和支持的员工类型是：36-45岁的员工，本科和硕士学历的员工，中高层管理人员。
注释：
1 约80-90%的员工具有大专及以上文化程度。
2 因为有些问卷是同学亲友通过网络联络方式收集来的，所以实际分布地域范围更大些。
参考文献：
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