企業(yè)文化對組織績效的作用數(shù)據(jù)分析與研究,企業(yè)管理碩士論文

企業(yè)文化對組織績效的作用數(shù)據(jù)分析與研究,企業(yè)管理碩士論文本篇論文目錄導(dǎo)航：【第1部分】【第2部分】【第3部分】【第4部分】【第5部分】企業(yè)文化對組織績效的作用數(shù)據(jù)分析與研究【第6部分】第4章數(shù)據(jù)分析與研究本研究的數(shù)據(jù)收集、分析與研究將根據(jù)上文所完成的研究模型、研究假設(shè)以及相應(yīng)的統(tǒng)計分析方式方法來進行。4.1樣本描繪敘述性統(tǒng)計分析本文的調(diào)查企業(yè)地理位置分布較為廣泛，集中度最高的地區(qū)是北京占54.07%,其次是湖南占13.01%，其他19個省約占0.41%到6.5%不等。本次共發(fā)放問卷300份，回收244份，回收率81.3%；經(jīng)分析有效問卷221份，有效回收率90.57%。被調(diào)查員工的基本情況如下。第一，被調(diào)查者身份人數(shù)最多的是基層管理者，占65.6%；被調(diào)查者所在企業(yè)的員工人數(shù)最多的是500人以上的企業(yè)，占48%%；大多數(shù)被調(diào)查企業(yè)的成立時間是11-20年占29%；所在企業(yè)的資本形態(tài)大多數(shù)為民營企業(yè)，占45.7%；所在企業(yè)所屬行業(yè)類型前三位為：制造業(yè)12.7%，金融保險業(yè)19%，信息通信業(yè)11.3%，其他占57%。詳見表4-1.4.2信度與效度分析4.2.1信度分析信度又叫可靠信，指檢驗的可信程度。它主要表現(xiàn)檢測結(jié)果的一貫性、一致性、再現(xiàn)性和穩(wěn)定性[15]。由于測驗分?jǐn)?shù)的誤差來源不同，估計信度的方式方法也有所不同，信度系數(shù)是當(dāng)前最常用的信度系數(shù)，由Cronbach于1951年提出，廣泛適用于管理學(xué)等研究領(lǐng)域。本研究采用信度系數(shù)來檢驗各變量的信度。系數(shù)的取值范圍是0-1。當(dāng)大于0.7而小于0.9時，表示清楚量表很可信，當(dāng)大于0.9時，表示清楚量表特別可信。由上表能夠看出，企業(yè)文化的系數(shù)為0.966，企業(yè)文化的四個特質(zhì)均大于0.7，鼓勵手段的系數(shù)為0.9，組織績效的系數(shù)為0.891，講明本文中相關(guān)量表的內(nèi)部構(gòu)造良好，一致性程度較高。因而能夠以為本研究中各個變量具有較高的可信度。4.2.2效度分析效度衡量的是所用樣本數(shù)據(jù)的正確性程度，它在研究中反響了測量指標(biāo)的真實性程度。效度系數(shù)的得分越高，則表示想要測量的特征顯示得越明顯。因子分析能夠找到不能直接觀察到但對可觀測變量的變化起支配作用的潛在因子，本文使用主成分因子分析發(fā)對所用量表進行效度分析，從效度構(gòu)造對量表進行驗證。由于因子分析是少數(shù)幾個具有代表的、由諸多的原始變量構(gòu)造出的因子，因而要求原變量之間應(yīng)該具有較強的相關(guān)性。所以在進行因子分析之前，先使用KMO樣本測度發(fā)和巴特利特球體檢驗法，檢驗變量間的偏相關(guān)能否很小以及數(shù)據(jù)能否適宜做因子分析[16]。當(dāng)KMO0.9時，數(shù)據(jù)非常適宜做因子分析；當(dāng)0.8KMO0.9時，數(shù)據(jù)很適宜做因子分析，當(dāng)0.7KMO0.8時，表示數(shù)據(jù)適宜進行因子分析，當(dāng)KMO值在0.7及下面時，講明數(shù)據(jù)不太合適做因子分析，當(dāng)KMO小于0.5時，表示數(shù)據(jù)不合適做因子分析[15]。4.2.2.1企業(yè)文化量表因子分析首先對企業(yè)文化量表進行因子分析前的驗證，即KMO和巴特利特球體檢驗，結(jié)果見表6。由上表的結(jié)果可知，企業(yè)文化的KMO值為0.95，大于0.9，講明該數(shù)據(jù)非常合適進行因子分析；巴特利特球體檢驗的值為5376.168，自由度為630，顯著性概率為0.000，這樣的結(jié)果也講明量表合適進行下一步的因子分析。在KMO檢驗和巴特利特球體檢驗的基礎(chǔ)上，本文根據(jù)主成分法提取因子，用SPSS19.0對數(shù)據(jù)進行因子分析，并得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣，如表7所示。由上表可知，企業(yè)文化量表中的所有題項，能夠提煉出4個公因子，每一個公因子的奉獻率分別是24.35%、15.48%、10.55%和8.24%，累積奉獻率為58.81%。總體的累積奉獻率不高，從因子提取數(shù)來看，部分問題的提取數(shù)大于0.4而小于0.5，講明量表的區(qū)別度和收斂度還不夠，無法明顯反映出數(shù)據(jù)的真正特征來，還需要進一步的完善。觀察因子的載荷值，若同一維度中關(guān)系系數(shù)到大于0.5，表示個構(gòu)面的收斂度很高。盡管絕對值關(guān)系系數(shù)的分布較為不集中，且第一個主成分與所有選項關(guān)系系數(shù)絕對值都比擬大，但它與Q33-Q41相關(guān)系數(shù)絕對值最大，因而能夠把主成分因子一概括成責(zé)任感特質(zhì)。Q15-Q23與第二個主成分有絕對值較大的關(guān)系系數(shù)，Q6-Q14與第三個主成分有絕對值較大的關(guān)系系數(shù)，Q24-Q32與第四個成分有絕對值較大的關(guān)系系數(shù)。因而這四個主成分因子能夠分別概括為企業(yè)文化的四個特質(zhì)：責(zé)任感特質(zhì)、一致性特質(zhì)、介入性特質(zhì)和適用性特質(zhì)。這也講明本研究所提出的企業(yè)文化囊括的四個子維度在一定程度上都能夠作為單一的測量值進行研究，與理論維度劃分基本一致。4.2.2.2鼓勵手段因子分析同樣，在進行因子分析之前，先對鼓勵手段量表進行KMO檢驗和巴特利特球體檢驗，結(jié)果如表9所示。由上表的結(jié)果可知，鼓勵手段量表的KMO值為0.901，大于0.9，講明該數(shù)據(jù)非常合適進行因子分析；鼓勵手段量表巴特利特球體檢驗的值為1223.767，自由度為〔45〕，顯著性概率為0.000，這樣的結(jié)果也講明量表合適進行下一步的因子分析。綜上所述，兩種檢驗方式方法都講明企業(yè)文化問卷效度與本文要求一致。在KMO檢驗和巴特利特球體檢驗的基礎(chǔ)上，本文根據(jù)主成分法提取因子，用SPSS19.0對數(shù)據(jù)進行因子分析，并得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣，如表10所示。由上表可知，鼓勵手段量表中的所有題項，能夠歸為一個公因子，累積奉獻率為52.20%。通過觀察因子的載荷值，我們能夠發(fā)現(xiàn)Q42-Q51的關(guān)系系數(shù)到均大于0.5，表示個構(gòu)面的收斂度很高，講明這一因子能夠較好地代表鼓勵手段整體，也表示清楚鼓勵手段能夠作為單一的測量值進行研究，與理論維度劃分一致。4.2.2.3組織績效因子分析首先對組織績效量表進行KMO檢驗和巴特利特球體檢驗，結(jié)果如表11所示。由上表的結(jié)果可知，組織績效量表的KMO值為0.811，介于0.8和0.9之間，講明該量表合適進行因子分析；組織績效量表巴特利特球體檢驗的值為791.448，自由度為〔10〕，顯著性概率為0.000，這樣的結(jié)果也講明量表合適進行下一步的因子分析。因而，這兩種檢驗方式方法都講明企業(yè)文化問卷效度與本文要求一致。在KMO檢驗和巴特利特球體檢驗的基礎(chǔ)上，本文根據(jù)主成分法提取因子，用SPSS19.0對數(shù)據(jù)進行因子分析，并得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣，如表12所示。由上表可知，組織績效量表中的所有題項，能夠歸為一個公因子，累積奉獻率為70.425%。通過觀察因子的載荷值，我們能夠發(fā)現(xiàn)Q52-Q56的關(guān)系系數(shù)到均大于0.7，表示個構(gòu)面的收斂度很高，講明這一因子能夠較好地代表鼓勵手段整體，也表示清楚鼓勵手段能夠作為單一的測量值進行研究，與理論維度劃分一致。4.3相關(guān)性分析相關(guān)性分析是指對兩個或多個具備相關(guān)性的變量元素進行分析，進而衡量這些變量因素的相關(guān)密切程度。本文將運用Pearson積差相關(guān)法來獲得企業(yè)文化、鼓勵手段和組織績效三者之間的相關(guān)系數(shù)，其相關(guān)性分析結(jié)果如下所示。4.3.1企業(yè)文化與組織績效相關(guān)性分析本文運用Pearson積差相關(guān)法對企業(yè)文化和組織績效二者之間的相關(guān)性進行分析，分析結(jié)果如表13所示。分析結(jié)果表示清楚：〔1〕企業(yè)文化整體與組織績效的相關(guān)性系數(shù)為0.732，顯著性為0.00，分析結(jié)果表示清楚兩者之間有顯著正向相關(guān)，因而，本文提出的研究假設(shè)H1〔企業(yè)文化對組織績效有顯著的正向影響作用〕可被初步接受。企業(yè)文化各個特質(zhì)與組織績效的相關(guān)系數(shù)均大于0.5，講明兩者也有顯著的正相關(guān)性，因而對此研究假設(shè)H1a、H1b、H1c、H1d可初步接受，華而不實，企業(yè)文化的責(zé)任感特質(zhì)與組織績效的相關(guān)系數(shù)最高，兩者之間的系數(shù)是0.740，顯著性P為0.000，而企業(yè)文化的介入性特質(zhì)與組織績效的相關(guān)系數(shù)最低，但也有0.536，且顯著性P為0.00。4.3.2企業(yè)文化與鼓勵手段相關(guān)分析本文運用Pearson積差相關(guān)法來對企業(yè)文化和鼓勵手段二者之間的相關(guān)性進行分析，分析結(jié)果如表14所示。分析結(jié)果表示清楚：〔1〕企業(yè)文化整體與鼓勵手段的相關(guān)性系數(shù)為0.832，顯著性為0.00，分析結(jié)果表示清楚兩者之間的顯著正向相關(guān)，因而，本文提出的研究假設(shè)H2〔企業(yè)文化對鼓勵手段有顯著的正向影響作用〕可被初步接受。企業(yè)文化各個特質(zhì)與鼓勵手段的相關(guān)系數(shù)均大于0.6，講明兩者之間也有顯著的正相關(guān)性，因而對此研究假設(shè)H2a、H2b、H2c、H2d可初步接受，華而不實，企業(yè)文化的責(zé)任感特質(zhì)與鼓勵手段的相關(guān)系數(shù)最高，兩者之間的系數(shù)是0.837，顯著性P為0.00，而企業(yè)文化的介入性特質(zhì)與組織績效的相關(guān)系數(shù)最低，但也有0.648，且顯著性P為0.00。4.3.3鼓勵手段與組織績效的相關(guān)分析本文運用Pearson積差相關(guān)法來對鼓勵手段和組織績效二者之間的相關(guān)性進行分析，分析結(jié)果如表15所示。鼓勵手段和組織績效的相關(guān)系數(shù)為0.737，顯著性為0.00。分析結(jié)果表示清楚兩者之間的正向相關(guān)關(guān)系顯著，根據(jù)上述相關(guān)分析結(jié)果可知，本文提出的研究假設(shè)H3〔鼓勵手段對組織績效有顯著的正向影響作用〕可被初步接受。4.4多元回歸分析回歸分析是在社會科學(xué)等領(lǐng)域中具有廣泛應(yīng)用的統(tǒng)計方式方法。變量與變量之間的關(guān)系分為確定性關(guān)系和非確定性關(guān)系兩類。函數(shù)表示出確定性關(guān)系。為了進一步清理企業(yè)文化、鼓勵手段與組織績效三者之間的關(guān)系，并驗證鼓勵手段的中介作用，本文在相關(guān)分析的基礎(chǔ)上進行回歸分析。多元回歸分析指根據(jù)多個自變量的最優(yōu)組合建立回歸方程來預(yù)測因變量的回歸分析。自變量能否是影響因變量的衡量標(biāo)準(zhǔn)在于F值或者是F概率值檢驗的值，當(dāng)顯著性水平Sig值越接近于0時，即預(yù)測變量的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)值越大，其影響程度越大。除此之外，對回歸分析中的多重共線性問題的解決，能夠適用差膨脹因子對其進行衡量。判定方式方法如下：若VIF100，則多重共線性很嚴(yán)重；若10VIF100，存在多重共線性，且值越大共線性越大；若0VIF10,則多重共線性不存在[15]。4.4.1企業(yè)文化與組織績效之間的回歸分析根據(jù)研究假設(shè)，在這里對企業(yè)文化整體及其各維度與組織績效之間進行回歸分析，二者分析的結(jié)果表16、17所示。自變量為組織績效，因變量為企業(yè)文化。表中模型1a是組織績效對企業(yè)文化各個特質(zhì)的進行回歸分析的結(jié)果，而模型1b是組織績效對企業(yè)文化整體的進行回歸分析額結(jié)果。表17中的模型1b顯示，Sig值為0.000，講明企業(yè)文化整體對組織績效有正向促進作用。再觀察模型1a，除了責(zé)任感sig值為0.000，其他均大于0.01。而四個特質(zhì)VIF皆小于10，講明不存在多重共線性問題。因而能夠以為，企業(yè)文化的責(zé)任感特質(zhì)對組織績效有明顯的正向促進作用，而其它三個特質(zhì)的正向促進作用不明顯。上文中提到的假設(shè)H1d已經(jīng)能夠被完全接受。H1a、H1b、H1c還需要進一步檢驗。4.4.2企業(yè)文化與鼓勵手段根據(jù)研究假設(shè)和研究構(gòu)思，本文對企業(yè)文化整體及其各維度與鼓勵手段之間進行回歸分析，二者分析的結(jié)果表18、19所示。表中模型2a顯示的是鼓勵手段對企業(yè)文化各個特質(zhì)的分析結(jié)果，模型2b顯示的為鼓勵手段對企業(yè)文化整體的分析結(jié)果。表19中的模型2b顯示，Sig值為0.000，講明企業(yè)文化整體對鼓勵手段有正向促進作用。再觀察模型2a，除了責(zé)任感sig值為0.000，其他均大于0.01。而四個特質(zhì)VIF皆小于10，講明不存在多重共線性問題。因而能夠以為，企業(yè)文化的責(zé)任感特質(zhì)對組織績效有明顯的正向促進作用，上文中提到的假設(shè)H2d已經(jīng)能夠被完全接受。H2b、H2c還需要進一步檢驗。介入感特質(zhì)的sig值已經(jīng)到達0.9以上，講明H2a被否認(rèn)了。4.4.3鼓勵手段與組織績效之間的回歸分析下文將對鼓勵手段與組織績效之間進行回歸分析，二者分析結(jié)果如20、21所示。模型3a顯示，鼓勵手段對組織績效的相關(guān)關(guān)系系數(shù)為0.755，且sig=0.000，講明鼓勵手段對組織績效有顯著的正向影響作用。H3假設(shè)得到進一步檢驗。4.4.4企業(yè)文化與組織績效的關(guān)系：鼓勵手段的中介作用學(xué)者BarronKenny(1986)以為，只要當(dāng)在中介變量與自變量和因變量同時出如今回歸方程中時，原有的自變量和應(yīng)變量的相關(guān)關(guān)系變?nèi)趸蛳嚓P(guān)性不顯著時，變量的中介作用才得以驗證。由上文可知，三個變量的兩兩相關(guān)性已得到驗證。本文將繼續(xù)研究中介變量鼓勵手段在自變量和因變量同時出現(xiàn)時所產(chǎn)生的中介作用?；貧w結(jié)果如表22、23所示，華而不實模型4a是沒有鼓勵手段這個變量時企業(yè)文化和組織績效的檢驗結(jié)果，模型4b是參加鼓勵手段這個變量后企業(yè)文化與組織績效之間的檢驗結(jié)果。表22中模型4b顯示，F(xiàn)值的Sig.=0.000，講明第四類的回歸效果明顯。組織績效對企業(yè)文化與鼓勵手段的回歸結(jié)果表示清楚，兩個預(yù)測變量對組織績效變異量的解釋程度是55.2%，這講明企業(yè)文化各特質(zhì)和鼓勵手段對組織績效有較好的正向預(yù)測作用，模型有較好的統(tǒng)計意義。表23顯示，鼓勵手段在參加企業(yè)文化與組織績效兩個變量中后，企業(yè)文化四個特質(zhì)與組織績效之間的顯著性得到改變，依次為：第一，介入性特質(zhì)對組織績效的顯著性升高，即由原來的0.319降低至0.280，同時它們的相關(guān)系數(shù)由-0.077到-0.079，意味著在介入性特質(zhì)與組織績效之間，鼓勵手段起到了部分中介作用，也就是講假設(shè)H4a得到了部分驗證。第二，一致性特質(zhì)對組織績效的顯著性降低了，由0.339到0.743，但一致性特質(zhì)與組織績效的相關(guān)系數(shù)則由原來的0.084下降到0.028，意味著在一致性特質(zhì)和組織績效之間鼓勵手段起到了部分中介作用，也就是講假設(shè)H4b得到了驗證；第三，適用性特質(zhì)對組織績效之間的顯著性降低了，由0.039升高至0.085。但它們的相關(guān)系數(shù)則由原來的0.192下降到0.153，意味著在適用性特質(zhì)與組織績效之間鼓勵手段起到了部分中介作用，也就是講假設(shè)H4c得到了部分驗證；第四，責(zé)任感特質(zhì)與組織績效之間的顯著性沒有發(fā)生明顯變化，由0.000升至到0.001，但兩者相關(guān)系數(shù)由原來的0.567下降到0.331，能夠在一定程度上講明鼓勵手段在責(zé)任感特質(zhì)與組織績效之間起到了部分中介作用，也就是講H4d得到了部分驗證