【悠百佳聯鎖公司員工忠誠度影響因素的實證分析案例（11000字論文）】

悠百佳聯鎖公司員工忠誠度影響因素的實證分析案例目錄TOC\o"1-3"\h\u24827引言 引言2020年新冠疫情的爆發(fā)，對我國的經濟發(fā)展造成了嚴重影響，時至今日，在當今疫情常態(tài)化的大環(huán)境下，一些行業(yè)也面臨著嚴峻挑戰(zhàn)。奶茶果飲業(yè)是我國的國民經濟戰(zhàn)略性支柱產業(yè)，它擔負著推動消費和經濟結構轉型的重任。此次疫情對我國奶茶果飲業(yè)造成嚴重的負面影響，奶茶果飲產業(yè)發(fā)展面臨人才流失嚴重的危機。其中，奶茶果飲企業(yè)的人才流失現象較為突出。由于許多中小型奶茶果飲企業(yè)都采用末位淘汰的晉升方式，對員工的考核維度較為單一，在薪酬設計上，以績效工資為主，津貼為輔，激勵效用有限(李宇軒,張婉然,2022)。在員工培養(yǎng)上，只注重員工的專業(yè)化培養(yǎng)不注重員工的長期發(fā)展，導致員工在接受企業(yè)培養(yǎng)后跳槽的現象頻發(fā)，也凸顯了奶茶果飲企業(yè)在人力資源管理上存在的問題，即員工忠誠度較低，組織內部管理體制不完善。由此可見，奶茶果飲企業(yè)的員工忠誠度低已成為制約企業(yè)發(fā)展的重要因素，研究奶茶果飲企業(yè)員工的忠誠度，對于改進企業(yè)人力資源管理，構建和諧勞資關系具有重要意義(王瑞霖,趙盈盈,劉思,2021)。因此，研究將以悠百佳聯鎖公司為例，通過實證研究的方式探索奶茶果飲企業(yè)員工忠誠度的影響因素，并提出可行有效的建議，以解決當下企業(yè)面臨的員工忠誠困境。一、悠百佳聯鎖公司基本情況概述悠百佳聯鎖公司是我國奶茶果飲行業(yè)的代表性企業(yè)，深耕奶茶果飲領域多年，悠百佳聯鎖在曾經在2018-2020年三年連續(xù)獲得我國“國家奶茶果飲企業(yè)榮譽金獎”、“國家優(yōu)質納稅企業(yè)”以及入圍了華潤排行榜排出的“全球優(yōu)質奶茶果飲企業(yè)500強”。悠百佳聯鎖的發(fā)展是我國奶茶果飲企業(yè)改革創(chuàng)新的縮影，因此能夠在很大程度上代表著我國奶茶果飲企業(yè)的發(fā)展狀況。本文對于悠百佳聯鎖公司的員工忠誠度影響因素以問卷調查的方式展開，問卷發(fā)放以線上線下兩種方式同時展開，一方面通過悠百佳聯鎖公司管理部門對員工進行發(fā)放，另一方面通過問卷星的形式在線上發(fā)放問卷，以確保回收足夠的樣本，對員工忠誠度進行更為完整的測量。二、悠百佳聯鎖公司員工忠誠度影響因素問卷調查（一）問卷內容設計調查問卷的設計是順利進行實證研究的基礎，本研究設計問卷的目的是對悠百佳聯鎖公司的員工忠誠度現狀及影響因素有全面深刻的了解，并對悠百佳聯鎖公司及奶茶果飲企業(yè)未來的發(fā)展提出可行的建議，針對研究目的，本研究的問卷設計共包含三個方面。第一方面是樣本的個人特征，共設置6道題目，分別為悠百佳聯鎖公司員工的性別、年齡、婚姻狀況、學歷水平、工作年限，在獲取員工個人特征的同時，擬探究個人特征與員工忠誠度之間的關系。第二方面為悠百佳聯鎖公司員工忠誠度水平的測量，問卷借鑒了Allen、Meyer提出的忠誠度測量模型[9](陳一凡,楊沛然,2021)，將員工忠誠度劃分為情感忠誠、規(guī)范忠誠、持續(xù)忠誠三個維度，并在不同維度下設置3個問題，采用李克特五點式量表設計，員工對忠誠度的認知為非常不同意、比較不同意、不確定、比較同意、非常同意五個等級。同時測量忠誠度的總體水平及不同維度的悠百佳聯鎖公司忠誠度水平，并探究影響因素對于不同維度忠誠度的影響差異大小(黃靜馨,周博涵,吳昊然)。第三方面為悠百佳聯鎖公司員工忠誠度影響因素的測量，在總結員工忠誠度影響因素研究文獻后，問卷借鑒了鄭心怡,曹兆蘭（2008）員工忠誠度影響因素模型[10]，將影響因素劃分為個人感知、企業(yè)管理、社會環(huán)境共三個維度，在每個維度下設置四個問題，其中個人感知主要強調員工在企業(yè)內的自主感受和評價，分別從員工人際關系、個人價值觀、個人目標、個人興趣四個角度進行測量，企業(yè)管理則從薪酬體系、績效考核、晉升培訓、企業(yè)領導四個角度進行衡量，社會環(huán)境則從行業(yè)發(fā)展、人才市場、房價、落戶四個角度進行衡量，采用李克特五點式量表設計，以便后續(xù)計分測量不同因素對于忠誠度的影響水平(唐若忻,謝丹陽,鐘思,2021)。1.問卷發(fā)放與回收在形成調查問卷后，以線上線下兩種方式對問卷進行發(fā)放，在發(fā)放有效期內共回收問卷257份，在剔除回答時間過短、回答不完整、回答無效樣本后共回收有效問卷224份。2.問卷數據描述性統(tǒng)計對問卷進行描述性統(tǒng)計，是明確樣分布，判斷悠百佳聯鎖公司員工特征的重要標準，在獲取數據后，研究采用spss22.0軟件對問卷結果進行描述性統(tǒng)計，得到的結果如下。表2-1問卷回答數描述性統(tǒng)計表統(tǒng)計量1、性別2、年齡3、學歷4、工作年限5、在本公司的工作年限6、婚姻狀況N有效224224224224224224缺失000000平均值1.371.922.382.832.401.18標準偏差0.4840.7850.9300.9881.1080.388范圍123331表2-2悠百佳聯鎖公司員工回答情況描述性統(tǒng)計表計數列N%1、您的性別是？男14162.9%女8337.1%2、您的年齡是？21~30歲7935.3%31~40歲8537.9%41歲及以上6026.8%3、您的學歷是？高中/中專及以下4821.4%大專6428.6%本科9040.2%研究生及以上229.8%4、您的工作年限是？1年及以下188.0%2~5年7734.4%6~10年5424.1%10年以上7533.5%5、您在本公司的工作年限為1年及以內6026.8%2~5年6428.6%6~10年5022.3%10年以上5022.3%6、您的婚姻狀況是？已婚18381.7%未婚4118.3%發(fā)放問卷回收數據后，為對樣本數據及悠百佳聯鎖公司員工特征形成基本了解，需對樣本進行描述性統(tǒng)計，使用spss22.0軟件進行描述統(tǒng)計后，得到結果如表2-1。從表2-1的頻率圖可知，在剔除無效樣本后，共有224份樣本完整回答問卷，且樣本回答都在合理范圍內，未超出有效范圍，進一步驗證了樣本質量。通過表2-2，可了解悠百佳聯鎖公司員工樣本的基本特征。從性別來看，本次問卷男性響應人數為141人，女性為83人，男性較多，這與悠百佳聯鎖公司奶茶果飲業(yè)務類型有一定關聯。從年齡來看，21歲~30歲及31歲~40歲的樣本在總樣本中占比相近，31歲~40歲群體在樣本中數量最多，41歲以上樣本占比較少，這一定程度上反映了悠百佳聯鎖公司員工的年齡結構(彭正豪,許雅琳,鄧涵璇,2020)。從學歷來看，本科生學歷在樣本中占比最高，達到40%，這與近年來的社會發(fā)展密切相關，高中學歷與大專學歷在樣本中占比較為接近，都在20%左右，研究生及以上學歷占比最少，僅為9.8%，這也與悠百佳聯鎖公司員工的職業(yè)規(guī)劃與選擇有關。在工作年限方面，問卷分為了兩個問題，來測量樣本的總工作年限及在悠百佳聯鎖公司的工作年限，其中總工作年限在10年以上及2~5年的樣本占比最多，而在悠百佳聯鎖公司工作年限樣本占比比較均衡，在悠百佳聯鎖公司工作年限小于1年及在2~5年內的樣本占比大于工作5~10年及10年以上的樣本占比，這一定程度上反映了悠百佳聯鎖公司的人力資源流動狀況，從已婚狀況來看，悠百佳聯鎖公司的已婚人士較多，占比達到了81.7%，未婚人士占比僅為18.3%，說明悠百佳聯鎖公司員工大多已構建了穩(wěn)定的婚姻家庭關系(何卓然,董嘉言,梁婉,2022)。（二）悠百佳聯鎖公司忠誠度調查結果與數據分析通過發(fā)放問卷獲取足夠樣本數后，本研究將采用spss22.0軟件對問卷進行信效度檢驗，并對員工忠誠度及其影響因素進行差異統(tǒng)計分析。1.信效度檢驗通過對悠百佳聯鎖公司員工忠誠度影響因素問卷進行信效度檢驗，以確定問卷的可靠性和有效性，對于后續(xù)數據分析的展開具有重要意義。（1）信度檢驗表2-3問卷整體信度檢驗圖可靠性統(tǒng)計克隆巴赫系數基于標準化項目的克隆巴赫系數項數0.8700.85427通過對問卷整體信度檢驗可得表2-3的檢驗結果，結果顯示問卷的克隆巴赫系數為0.870，大于臨界值0.8，說明問卷整體可靠程度較高。表2-4影響因素信度檢驗圖可靠性統(tǒng)計克隆巴赫系數基于標準化項目的克隆巴赫系數項數0.9630.96412為進一步驗證問卷可信度，筆者對忠誠度測量量表及影響因素量表分別進行了信度檢測，表2-4為影響因素量表信度檢驗結果圖，其中克隆巴赫系數為0.963，大于臨界值0.8，證明影響因素量表可信度較高，且量表設置較為合理。表2-5忠誠度信度檢驗圖可靠性統(tǒng)計克隆巴赫系數基于標準化項目的克隆巴赫系數項數.827.8279通過對員工忠誠度測量量表進行信度檢驗，得到結果如表2-5,，通過表2-5結果可知，忠誠度信度檢驗克隆巴赫系數為0.827，大于可信度臨界值0.8，證明員工忠誠度量表信度比較理想，設計合理(魯景浩,姜煒寧)。（2）效度檢驗為驗證問卷有效性，研究采用spss22.0軟件對忠誠度量表和影響因素量表分別進行了檢驗，悠百佳聯鎖公司員工忠誠度影響因素量表進行KMO檢驗和bartlett球形度檢驗結果如下圖：表2-6影響因素量表效度檢驗圖KMO取樣適切性量數0.949Bartlett的球形度檢驗上次讀取的卡方2675.065自由度66顯著性.000**注：**表示估計結果在0.05的水平上顯著由表2-6可得，效度檢驗KMO值為0.880，大于臨界值0.5，bartlett球形度檢驗顯著性為0.000，小于臨界值0.05，說明影響因素量表整體有效。對悠百佳聯鎖公司員工忠誠度測量量表進行KMO檢驗和bartlett球形度檢驗結果如下圖：表2-7忠誠度效度檢驗圖KMO取樣適切性量數.742Bartlett的球形度檢驗上次讀取的卡方1160.981自由度36顯著性.000***注：***表示估計結果在0.01的水平上顯著由表2-7可得，效度KMO值檢驗為0.742，大于臨界值0.5，bartlett球形度檢驗顯著性為0.000，小于臨界值0.01，適合進行因子分析，因此對于員工忠誠度測量采用EFA探索性因子分析方法進行檢驗。表2-8因子分析總方差解釋圖組件初始特征值提取載荷平方和旋轉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%13.90943.43843.4383.90943.43843.4382.61029.00329.00321.86920.76764.2051.86920.76764.2052.28025.33254.33431.17613.06277.2671.17613.06277.2672.06422.93377.2674.6487.20384.4695.4805.32989.7986.3744.15593.9547.2462.73396.6878.1922.13598.8229.1061.178100.000提取方法：主成份分析(于可兒,蔡欣悅,田怡)。利用spss22.0軟件進行悠百佳聯鎖公司EFA探索性因子分析，得到總方差解釋表2-8。根據表2-8結果顯示，按照因子提取中的主成分法默認的特征值大于1的提取原則，共獲取3個公因子，且其累計方差貢獻率達到77.215%>60%，說明3個公因子保留了原始數據的大部分信息(盧俊銘,阮采文,2021)。圖2-1因子分析碎石圖從碎石圖2-1可見，前三個特征值的曲線較為陡峭，從第四個特征值開始曲線逐漸變緩，再次證明提取三個公因子是有效的(郝翔宇,孟萌萌,2022)。對提取的3個主因子建立因子載荷矩陣，因子載荷矩陣體現了原始變量與各因子之間的相關程度。為了更為準確地解釋命名各個主因子，采用方差最大法對因子載荷矩陣實施正交旋轉(秦晨辰,高明杰,戴雪)。表2-9因子分析旋轉矩陣表因子題項1231、我常為自己是組織的一員感到自豪.9342、我常對我的朋友說我所在的公司是很棒的組織.8773、我很高興自己選擇了悠百佳聯鎖公司而不是其他的公司.8564、我很關心悠百佳聯鎖公司公司的未來發(fā)展.8735、為了留在悠百佳聯鎖公司公司，我可以做任何類型的工作.8596、留在公司對我來說有更多的收益.7527、即使別的公司更好，我認為我也有義務繼續(xù)為本公司工作.8488、在悠百佳聯鎖公司工作，我應當保持忠誠.7949、我愿意投入更多的努力來幫公司實現目標.789提取方法：主成份分析。旋轉方法：Kaiser標準化最大方差法。a.旋轉在5次迭代后已收斂。從表2-9旋轉矩陣載荷表可得，不同維度下的題項，均在各自量表上具有較高的載荷，因子載荷均大于0.6，說明維度劃分具有區(qū)分性，同一維度下的題項具有一致性，對維度進行命名，因子1為情感忠誠，因子2為持續(xù)忠誠，因子3為規(guī)范忠誠，悠百佳聯鎖公司員工忠誠度測量量表的效度較好(葉翼飛,程覓意,閻璟,2023)。對問卷整體進行KMO檢驗和bartlett球形度檢驗結果如下圖：表2-10問卷效度檢驗圖KMO取樣適切性量數。.880Bartlett的球形度檢驗上次讀取的卡方4502.789自由度351顯著性.000**注：**表示估計結果在0.01的水平上顯著對問卷所有題項進行效度檢驗，得到KMO值為0.880大于臨界值0.8，bartlett球形度檢驗顯著性為0.000，小于臨界值0.05，進一步佐證問卷整體有效。2.悠百佳聯鎖公司員工忠誠度現狀結合提取到的三個因子對員工忠誠度現狀進行測量，得到的結果如下：表2-11忠誠度現狀表因素均值項目均值情感忠誠3.72我常對朋友說所在的悠百佳聯鎖公司是很棒的組織3.75我常為自己是組織的一員感到自豪3.81我很高興自己選擇了這家悠百佳聯鎖公司而不是其他悠百佳聯鎖公司3.61規(guī)范忠誠2.57我愿意投入更多的努力來幫悠百佳聯鎖公司實現目標2.68在悠百佳聯鎖公司工作，我應當保持忠誠2.54即使別的悠百佳聯鎖公司更好，我認為我也有義務繼續(xù)為本悠百佳聯鎖公司工作2.48持續(xù)忠誠3.14我很關心悠百佳聯鎖公司的未來發(fā)展3.1為了留在悠百佳聯鎖公司，我可以做任何類型的工作3留在悠百佳聯鎖公司對我來說有更多的收益3.31表2-12影響因素現狀表因素均值項目均值個人感知4.13悠百佳聯鎖公司提供給我的崗位與我的興趣相符4.28我與其他同事在工作中相處融洽4.12我的價值觀與我所在的悠百佳聯鎖公司價值觀十分契合4.11通過在悠百佳聯鎖公司工作，我能夠實現我的個人目標4.01企業(yè)管理4.08我認為悠百佳聯鎖公司的薪酬分配體系十分合理4.12我認為悠百佳聯鎖公司的績效考核是公平的3.99在悠百佳聯鎖公司工作，我有較多的晉升和培訓機會4.12在工作中，我與上級溝通融洽4.08社會環(huán)境4.06我認為悠百佳聯鎖公司所在行業(yè)發(fā)展前景良好4.27悠百佳聯鎖公司所在區(qū)域人才競爭激烈，入職壓力大3.96悠百佳聯鎖公司所在地房價便宜，可以滿足我的安家需求3.97悠百佳聯鎖公司所在地落戶政策寬松，有利于長期發(fā)展4.06從表2-11可知，悠百佳聯鎖公司員工在忠誠度各維度得分都未超過4分，其中規(guī)范忠誠較低，在3分以下，這說明悠百佳聯鎖公司員工忠誠度水平總體不高，其中情感忠誠得分最高，規(guī)范忠誠得分最低(蔣睿淇,宋欣怡,2023)。悠百佳聯鎖公司員工忠誠的情感忠誠處于三維度中的最高水平，結合題項得分進行綜合判斷，可以認為悠百佳聯鎖公司員工對于公司投入了較多的情感，在工作中的自我認同感較高，題項2的均值高于其他均值，說明悠百佳聯鎖公司員工對于企業(yè)的實力和形象較為認可，能產生較高的自我歸屬感(邱逸寧,賈鴻煊,萬希)。規(guī)范忠誠相較于其他維度均值得分最低，說明悠百佳聯鎖公司員工對于企業(yè)的責任感以及對悠百佳聯鎖企業(yè)的規(guī)章制度的認同感較低，題項3的均值得分與其他兩個題項相比得分最低，結合悠百佳聯鎖公司員工情感忠誠高的特點可以認為，即使當下悠百佳聯鎖公司員工對于企業(yè)具有較高的認同感和歸屬感，但是當員工面臨更好的機會或無法認同組織觀點時，仍然會直接選擇離職，這也是當下悠百佳聯鎖公司面臨的人力資源管理的突出困境(倪文涵,安妍婷,饒思,2022)。悠百佳聯鎖公司員工持續(xù)忠誠得分為3.14，其中題項3的均值與其他兩項相比最高，達到3.31，說明悠百佳聯鎖公司員工對在公司持續(xù)工作所帶來的收益和回報較為認同。在構建穩(wěn)定的婚姻關系后，需要考慮住房以及生子教育問題，因此企業(yè)的經濟回報對于維系員工的規(guī)范忠誠更為重要。從表2-12可知，悠百佳聯鎖公司員工在影響因素各維度得分均超過4分，但各影響因素與忠誠度之間關系，還需通過回歸分析進行檢驗。通過各影響因素下的題項得分可知，在個人感知影響因素下的四個題項中，崗位興趣得分最高，為4.12分，說明悠百佳聯鎖公司員工對于當前崗位分配較為滿意，崗位目標得分最低，為4.01分，說明當下悠百佳聯鎖奶茶果飲員工崗位對于員工的目標實現激勵作用不明顯。在企業(yè)管理因素維度下，績效考核得分為3.99，在四個題項當中得分最低，說明悠百佳聯鎖公司員工對于當下的績效考核制度公平性滿意度較低，仍需改進。在社會環(huán)境因素維度下，競爭環(huán)境題項得分為3.96分，得分在四個題項中最低，說明悠百佳聯鎖公司員工對于周圍競爭環(huán)境的感知并不明顯，當地房價政策題項得分為3.97分，說明當下悠百佳聯鎖公司員工在購房上仍存在壓力，這與悠百佳聯鎖公司的年齡婚姻構成有關(陳一凡,楊沛然)。綜上所述，當下悠百佳聯鎖公司面臨員工忠誠度總體水平不高，規(guī)范忠誠低的問題，這也導致了悠百佳聯鎖奶茶果飲員工的頻繁流失和跳槽，不利于人力資源的長期發(fā)展，因此探究悠百佳聯鎖公司員工忠誠度影響因素對于悠百佳聯鎖公司發(fā)展變得更為重要。三、悠百佳聯鎖公司員工忠誠度影響因素實證分析為進一步探究各影響因素與忠誠度之間的關系，研究將對影響因素與忠誠度以及忠誠度不同維度之間使用spss22.0軟件進行一元回歸分析。（一）模型建立通過文獻閱讀與問卷發(fā)放與回收工作，將員工忠誠度的影響因素劃分為三個維度，即個人感知、企業(yè)管理、社會環(huán)境，對各維度問卷得分取均值，將三個因素作為自變量，將悠百佳聯鎖員工忠誠度測量得分取均值后作為因變量，將員工的個人特征作為控制變量，分析不同影響因素對于忠誠度不同維度的影響，對于理解影響因素對于員工忠誠度的作用機制，也具有重要意義，因此將悠百佳聯鎖員工忠誠度不同維度得分取均值作為因變量，將三個影響因素作為自變量，進行相關分析(黃靜馨,周博涵,吳昊然,2021)。研究將忠誠度得分取和后求平均值，作為因變量Y1,將三個影響因素得分取平均值，記為自變量X1、X2、X3，此外將忠誠度不同維度得分取均值作為因變量Y2、Y3、Y4，將影響因素得分取均值作為自變量X1、X2、X3。采用一元線性回歸模型(鄭心怡,曹兆蘭)：y=α+βxi（1）式中，α為誤差項，β為回歸系數，對設定的影響因素分別進行一元線性回歸分析，得到的回歸分析結果如下。（二）個人感知與忠誠度的回歸分析將個人感知因素作為自變量，將忠誠度作為因變量，通過將個人感知與忠誠度得分均值代入一元線性回歸方程，探究二者作用關系，得到的結果如下。表3-1個人感知模型摘要表模型RR平方調整后的R平方標準估算的錯誤Durbin-Watson(U)1.163a0.0270.022.709662.076a.預測變量：（常量），個人感知b.因變量：忠誠度表3-2個人感知ANOVA表模型平方和自由度均方F顯著性1回歸3.08213.0826.1200.014b殘差112.307223.504總計115.389224a.因變量：忠誠度b.預測變量：（常量），個人感知表3-3個人感知系數表模型非標準化系數標準系數t顯著性共線性統(tǒng)計B標準錯誤貝塔容許VIF1常量2.646.20213.129.000個人感知.118.048.1632.474.0141.0001.000a.因變量：忠誠度從表3-1模型摘要表可得，個人感知與忠誠度之間進行回歸分析，R2為0.027,德賓沃森系數為2.076，說明自變量對因變量有顯著影響，二者自相關不嚴重。從表3-2ANOVA表可知，個人感知與忠誠度之間顯著性水平為0.014，小于臨界值0.05，說明二者之間呈相關關系(唐若忻,謝丹陽,鐘思,2022)。從表3-3系數表可知，回歸常量為2.646，回歸系數為0.118，說明個人感知與忠誠度之間呈正相關關系，可以認為個人感知會對悠百佳聯鎖員工忠誠度造成正向顯著影響。個人感知與情感忠誠之間已通過相關性檢驗，為進一步探究二者之間的相互關系，因此將個人感知作為自變量，情感忠誠作為因變量，悠百佳聯鎖員工個人特征作為控制變量，采用一元線性回歸方法進行分析，得到結果如下：表3-4情感忠誠模型摘要表模型RR平方調整后的R平方標準估算的錯誤Durbin-Watson(U)1.194a.038.0331.092642.202a.預測變量：（常量），個人特性b.因變量：情感忠誠表3-5情感忠誠ANOVA表模型平方和自由度均方F顯著性1回歸10.414110.4148.723.003b殘差266.2322231.194總計276.646224因變量：情感忠誠b.預測變量：（常量），個人特性表3-6情感忠誠系數表模型非標準化系數標準系數t顯著性共線性統(tǒng)計B標準錯誤貝塔容許VIF1（常量）2.816.3109.076.000個人特性.217.073.1942.953.0031.0001.000a.因變量：情感忠誠通過表3-4模型摘要表可知，個人感知與情感忠誠之間進行回歸分析，R2為0.038，德賓沃森指數為2.202，大于臨界值2，說明自變量與因變量之間自相關不嚴重，通過表3-5ANOVA表可知，悠百佳聯鎖公司員工個人感知與員工情感忠誠之間顯著性為0.003，在95%置信區(qū)間內，小于臨界值0.05，因此二者具有顯著相關關系，通過表3-6情感忠誠系數表可知，自變量與因變量之間回歸常量為2.816，回歸系數為0.217，說明有正向相關關系(彭正豪,許雅琳,鄧涵璇,2022)。（三）企業(yè)管理與忠誠度的回歸分析使用spss22.0軟件，通過將企業(yè)管理與忠誠度得分代入一元線性回歸方程，探究二者作用關系，得到的結果如下。表3-7企業(yè)管理模型摘要表模型RR平方調整后的R平方標準估算的錯誤Durbin-Watson(U)1.178a.032.027.707862.056預測變量：（常量），企業(yè)管理因變量：忠誠度表3-8企業(yè)管理ANOVA表模型平方和自由度均方F顯著性1回歸3.65313.6537.290.007b殘差111.737223.501總計115.389224因變量：忠誠度預測變量：（常量），企業(yè)管理表3-9企業(yè)管理系數表模型非標準化系數標準系數t顯著性共線性統(tǒng)計B標準錯誤貝塔容許VIF1（常量）2.583.20812.423.000企業(yè)管理.135.050.1782.700.0071.0001.000因變量：忠誠度從表3-7模型摘要可得，企業(yè)管理與忠誠度之間進行回歸分析，R2為0.032,德賓沃森系數為2.056，說明自變量對因變量有顯著影響，二者自相關不嚴重。從表3-8ANOVA表可知，企業(yè)管理與忠誠度之間顯著性水平為0.007，小于臨界值0.05，說明二者之間呈相關關系(盧俊銘,阮采文)。從表3-9系數表可知，回歸常量為2.583，回歸系數為0.135，說明企業(yè)管理與員工忠誠度之間呈正相關關系，可以認為企業(yè)管理會對員工忠誠度造成正向顯著影響。由于企業(yè)管理與情感忠誠已通過相關性檢驗，因此將情感忠誠作為因變量，企業(yè)管理作為自變量，代入一元線性回歸方程，得到的結果如下。表3-10情感忠誠模型摘要表模型RR平方調整后的R平方標準估算的錯誤Durbin-Watson(U)1.225a.051.0461.085302.185a.預測變量：（常量），企業(yè)管理b.因變量：情感忠誠表3-11情感忠誠ANOVA表模型平方和自由度均方F顯著性1回歸13.978113.97811.867.001b殘差262.6682231.178總計276.646224a.因變量：情感忠誠b.預測變量：（常量），企業(yè)管理表3-12情感忠誠系數表模型非標準化系數標準系數t顯著性共線性統(tǒng)計B標準錯誤貝塔容許VIF1（常量）2.637.3198.271.000企業(yè)管理.264.077.2253.445.0011.0001.000因變量：情感忠誠通過表3-10模型摘要可知，企業(yè)管理因素與員工情感忠誠代入自變量和因變量建立回歸方程，R2為0.051，德賓沃森指數為2.185，通過表3-11ANOVA可知，企業(yè)管理與情感忠誠之間顯著性為0.001，在95％置信區(qū)間內＜臨界值0.05，說明二者有顯著相關關系，通過表3-12系數表可知，回歸常量為2.637，回歸系數為0.264，說明悠百佳聯鎖企業(yè)管理因素會對員工的情感忠誠造成顯著正相關影響(郝翔宇,孟萌萌,2022)。（四）社會環(huán)境與忠誠度的回歸分析使用spss22.0軟件，通過將社會環(huán)境因素得分與忠誠度得分代入一元線性回歸方程，探究二者作用關系，得到的結果如下。表3-13社會環(huán)境模型摘要表模型RR平方調整后的R平方標準估算的錯誤Durbin-Watson(U)1.187a.035.031.706692.034a.預測變量：（常量），社會環(huán)境b.因變量：忠誠度表3-14社會環(huán)境ANOVA表模型平方和自由度均方F顯著性1回歸4.02214.0228.054.005b殘差111.367223.499總計115.389224a.因變量：忠誠度b.預測變量：（常量），社會環(huán)境表3-15社會環(huán)境系數表模型非標準化系數標準系數t顯著性共線性統(tǒng)計B標準錯誤貝塔容許VIF1（常量）2.544.21212.015.000社會環(huán)境.145.051.1872.838.0051.0001.000因變量：忠誠度從表3-13模型摘要圖可得，社會環(huán)境與忠誠度代入一元線性回歸方程進行回歸分析，R2為0.035,德賓沃森系數為2.034，說明自變量對因變量有顯著影響，二者自相關不嚴重。從表3-14ANOVA表可知，社會環(huán)境與悠百佳聯鎖公司忠誠度之間顯著性水平為0.005，小于臨界值0.05，說明二者之間呈相關關系。從表3-15系數表可知，回歸常量為2.544，回歸系數為0.145，說明社會環(huán)境與悠百佳聯鎖公司員工忠誠度之間呈正相關關系，可以認為社會環(huán)境因素會對員工忠誠度造成正向顯著影響。由于社會環(huán)境因素與情感忠誠已通過相關性檢驗，因此將情感忠誠作為因變量，將社會環(huán)境因素自變量探究影響關系，代入一元線性回歸方程，得到的結果如下。表3-16情感忠誠模型摘要表模型RR平方調整后的R平方標準估算的錯誤Durbin-Watson(U)1.212a.045.0411.088422.178a.預測變量：（常量），社會環(huán)境b.因變量：情感忠誠表3-17情感忠誠ANOVA表模型平方和自由度均方F顯著性1回歸12.469112.46910.525.001b殘差264.1772231.185總計276.646224a.因變量：情感忠誠b.預測變量：（常量），社會環(huán)境表3-18情感忠誠系數表模型非標準化系數標準系數t顯著性共線性統(tǒng)計B標準錯誤貝塔容許VIF1（常量）2.675.3268.203.000社會環(huán)境.255.079.2123.244.0011.0001.000因變量：情感忠誠均值通過3-16模型摘要表可知，將社會環(huán)境因素和情感忠誠度代入自變量和因變量建立回歸方程，R2為0.045，德賓沃森系數為2.178。通過3-17ANOVA表可知，社會環(huán)境與情感忠誠之間顯著性得分為0.001，在95%置信區(qū)間內，小于臨界值0.05，二者呈正相關關系，通過3-18系數表可知，回歸常數為2.675，回歸系數為0.255，大于0，說明社會環(huán)境與情感忠誠之間呈正相關的影響關系(秦晨辰,高明杰,戴雪)。綜上所述，對比三個影響因素與悠百佳聯鎖員工忠誠度之間的影響關系，三個影響因素都對員工忠誠度呈正相關影響。通過比較回歸系數，可以得到社會環(huán)境（0.145）＞企業(yè)管理（0.135）大于個人感知（0.118），說明在悠百佳聯鎖公司中，社會環(huán)境即企業(yè)所在地的落戶政策、房價水平、行業(yè)發(fā)展、競爭壓力會對員工的忠誠度水平影響程度較高，社會環(huán)境因素直接影響到員工的生涯規(guī)劃和生活成本高低，進而間接影響了悠百佳聯鎖公司員工和企業(yè)之間的穩(wěn)定關系，造成忠誠度的變化。此外，個人感知因素、企業(yè)因素、社會環(huán)境因素三者都會對員工忠誠的情感忠誠造成顯著影響，通過對比回歸系數可知，企業(yè)管理（0.264）＞社會環(huán)境（0.255）＞個人感知（0.217），企業(yè)管理對于情感忠誠的影響最為顯著。情感忠誠是指員工對于企業(yè)的情感投入，構建悠百佳聯鎖公司員工對企業(yè)的情感忠誠，需要員工和企業(yè)之間的良性雙向互動，并且通過員工和悠百佳聯鎖企業(yè)的雙向承諾(葉翼飛,程覓意,閻璟,2021)，以形成穩(wěn)定的心理契約，這一過程中，企業(yè)的薪酬體系，績效考核等都會影響員工的目標實現程度，從而影響悠百佳聯鎖公司員工對于企業(yè)的評價以及情感投入。因此企業(yè)管理因素對于情感忠誠的影響最為顯著。四、結論及建議（一）結論通過上文對收集到的數據進行的實證研究發(fā)現，悠百佳聯鎖公司中男性占比較多，男女性別對于員工忠誠度的影響雖不顯著，但女性忠誠度得分仍略高于男性，說明女性更傾向于和悠百佳聯鎖企業(yè)建立一個長期的穩(wěn)定關系，并保持自身對企業(yè)的投入。不同年齡群體中，31歲~40歲群體的忠誠度得分高于21歲~30歲和40歲及以上的群體忠誠度得分(唐若忻,謝丹陽,鐘思)。這與不同年齡群體所面臨的職業(yè)規(guī)劃和選擇密切相關，相較于年輕群體和稍年長群體，31歲~40歲的群體處于職業(yè)發(fā)展的黃金時期，在積累一定資源后可以在悠百佳聯鎖企業(yè)內尋求向更高層級發(fā)展，這種自我目標實現的推動也促進了員工的忠誠度提升。通過對忠誠度影響因素的實證分析結果發(fā)現，個人感知、企業(yè)管理、社會環(huán)境三個因素都會對員工忠誠度造成顯著的正向影響，其中社會環(huán)境因素對于員工忠誠度的影響最為顯著，從馬斯洛需求層次理論出發(fā)進行分析，社會環(huán)境當中，房價和落戶政策以及行業(yè)評價影響了員工的安全需求和尊重需求，從而影響了悠百佳聯鎖公司員工對于企業(yè)的認同，造成了在忠誠度上的顯著影響。（二）建議1.改進績效考核制度通過將影響因素與忠誠度的不同維度進行相關和回歸分析顯示，企業(yè)管理因素對于員工的情感忠誠影響最為顯著，在企業(yè)管理因素下，筆者設置了薪酬分配、績效考核、晉升培訓、上下級溝通等多個題項，描述性統(tǒng)計結果顯示，在績效考核公平性題項上得分最低，因此，想要優(yōu)化企業(yè)管理以提升員工忠誠度，需從優(yōu)化績效考核制度出發(fā)，并結合實際提出可行對策(何卓然,董嘉言,梁婉,2021)。悠百佳聯鎖公司應當建立更為全面的績效考核指標體系，確?？冃Э己酥笜耸枪?、全面的，才能更好的幫助員工進行自我確認和提升，并且在確立績效考核指標時，適度納入員工的意見，通過增強員工參與感的方式加強員工和企業(yè)之間的連接，以提升員工忠誠度。作為壓力容器奶茶果飲企業(yè)，悠百佳聯鎖公司在注重生產結果的同時，也應當對員工的個人貢獻做出更為全面的評價，僅采取末位淘汰制會抑制員工對企業(yè)的長期忠誠，因此，對于完成績效存在困難的員工，可采納績效面談的形式給予反饋，在溝通中解決員工存在的問題，幫助員工提升績效完成度。2.構建有效的溝通體系在設計調查問卷過程中，筆者在個人感知和企業(yè)管理因素兩個方面都設置了與溝通有關的題項，研究結果表明，個人感知和悠百佳聯鎖企業(yè)管理因素都會影響員工的情感忠誠，從而影響公司員工的總體忠誠(葉翼飛,程覓意,閻璟)。因此，悠百佳聯鎖企業(yè)內部溝通作為構成個人感知和企業(yè)管理的重要組成部分具有重要的意義，在悠百佳聯鎖企業(yè)內部構建良性有效的溝通體系，不僅有助于改善員工的個人感知，提升員工對于企業(yè)環(huán)境的評價，也有助于企業(yè)內部信息的傳遞，提升企業(yè)運行效率。悠百佳聯鎖公司應采取直線溝通形式，不應過多強調科層差異，對于有創(chuàng)新想法的員工要給予重視，積極的聽取員工的建議，一方面不僅有利于激勵員工創(chuàng)新，提升公司奶茶果飲的整體創(chuàng)新水平，另一方面可以維系不同層級之間良好的溝通關系，促進內部的整合與管理的優(yōu)化。3.完善福利保障措施在問卷的設計過程中，在社會環(huán)境因素表設置的題項有兩項為測量員工對企業(yè)所在地房價和落戶政策的感知，描述性統(tǒng)計結果顯示，悠百佳聯鎖公司員工對于當地房價的滿意度較低，得分為3.97，結合實證分析的結果發(fā)現，員工對社會環(huán)境的評價對于忠誠度有著十分顯著的影響。由于企業(yè)是社會的重要組成部分，并且和社會其他系統(tǒng)處于深刻的互動中，因此，企業(yè)完善福利保障措施能夠更好的幫助員工抵御社會環(huán)境當中存在的風險，滿足員工的安全需求。筆者通過和悠百佳聯鎖公司管理人員交流得知，當下，悠百佳聯鎖公司的福利主要為節(jié)日福利，例如三八節(jié)、婦女節(jié)，還包括員工的工齡福利，以及績效考核達標員工的升職加薪福利等，因此可以認為，悠百佳聯鎖公司的福利更多依托于節(jié)假日和員工的個人表現，在福利的多樣性上存在不足，悠百佳聯鎖公司可以通過增設福利項目的方式完善福利措施，對于員工重點關注的住房問題，可以通過增設住房補貼的方式緩解員工的住房壓力，在緩解員工住房壓力的同時，能夠促進員工對企業(yè)的長期投入。另外還可采取企業(yè)團建、醫(yī)療補貼的形式，靈活的滿足不同年齡段的員工的福利需求，通過建立能夠滿足多樣需求的福利體系，提升員工的忠誠度。參考文獻[1]李宇軒,張婉然.悠百佳聯鎖員工忠誠度研究[D].吉林財經大學,2022.[2]王瑞霖,趙盈盈,劉思.公司員工忠誠度分析—以悠百佳聯鎖為例[J].中小企業(yè)管理與科技,2021,(06):124-125.[3]陳一凡,楊沛然.悠百佳聯鎖管理探析[J].中小企業(yè)管理與科技,2021,(05):9-11.[4]黃靜馨,周博涵,吳昊然.悠百佳聯鎖發(fā)展驅動因素分析[J].市場,2021,(08):7-12.[5]鄭心怡,曹兆蘭.悠百佳聯鎖員工忠誠度與企業(yè)績效關系研究[D].西南交通大學,2021.[6]唐若忻,謝丹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