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1、员工反生产行为的影响因素探析本研究所使用的员工反生产行为问卷采用本研究H行开发的员工反生产行为测量量我对中国企业员JL的反生产行为进行测量.共包括麓今题bhFl（番意破坏）为T3,T16T】7、T18T19、T26,127、丁29、T30九个题项，F2消极怠工）为T1、720,T2h122、T24、25、T2*七个题项，F3（财产侵占）为T2、T4、T5、T6,T7.112.T23七个题项，F4（人际恶意）为TX、T13、T14.T15四个题项，F5（公司政治）为T9、T!0.T11三个题项.谟表的信度和效度在本文第三章中都得到了很好的验证.本研究所使用的企业伦理第用问卷，是在参考已有量表的基
2、础上，结合自身的研究目的做出相应的修改最终确定的.H的是在确保测量效度的同时，适应本研究的实际需要。本次问卷主要从公司领导是否遵循企业伦理道裙规疱，企业是否怆理道德经营以及公司是否组织公平这几个维度来考察企业的伦理道球水平，共计】4个题目。本研究痔变聂的测度来自于调查对象的主观感知，采用Liken5级盛衰打分法，根据Liken5级用表打分法的原则，本文在调查问卷中界定了数字14依次表示“完全不符合:“不太符合“不确定二比较符合以及完全符合二由于诬足衰是结合本文的研究自行确定的，因此需要对该量表进行信度和效度的畛证该后衣的63而3/川情口系数为0819,达到了量表的信度要求，对F结构效度的分析.
3、首先需嘉对该量表进行KMO值和Bmlutt球形检验，KMO值为O.XO7,Banlm球形构验中近似卡方值为睹3.9O&,sig,=0.000,表明适合迸行因子分析匕通过对该量表的的证性因子分析，片用作3.887,拟合程度良好，其他的各项指标（GFI-0.829,AGFI=O,758,Ch1-0.789）也较为理想,因此可认为该问指的信度和效度均符合要求.问卷Fb员工反生产行为的树量、企业伦理疑国的测以及问卷填写者的个人基本信息三个部分组成，个人基本信息包括问卷填写者的性别，年龄序、在本单位的工作年限、学历.所从事的岗位类型、职位级别以及所在企业的企业性质.4心数据收集与样本分析本研究问卷在南京
4、理工大学资产管理公司，南京中央商场江苏沙桐集团.苏州市永大机械集团、江苏长噬集团、宝时德机械等各家企W发放.共回收问卷230份,剔除无效问卷19份，剔除标准为问卷答案几乎一致或苕问卷答案缺失超过问卷总题项的1/3,共211份有效问卷.有效问卷回收率为9L7%。问卷的描述性统计情况如F1见表4.1）：取4样本统计信息特征信息类别N%男11253.1%性别女9946.9%60后2210.4%70后5626.5%年龄80后10851.2%90后2511.8%2年及以F70332%25年59280%工作年限5-10年5727.0%10年以上25ILS%高中及以下5124.2%学历大专56265%本科6
5、8322%研究生及以上3617.1%技术研发4722.3%生产服务3014.2%作岗位市场营销3315.6%财务会计2511.8%行政管理3215.2%其他类型4420.9%普通於工9946.9%基层瞥理人员7234.1%职位级别中层管理人员3918.5%高层管理人员10.5%国有企业5930.0%集体企业83.8%公司性质氏营企业9846.4%外资或合资企业4219.9%其他企业41.9%在回收的样本中，民营企业所占比例最大，为464%,其次为国有企业,占比为30.0%,外资或合资企业占比为19.9%：住工作岗位方面，技术研发类所占比例后大，为223%,其他类型的占比为20.9%,其余各个类
6、型的占比差异不大：在工作年限方面,2年及以下的占比为33.2%,2-5年的为28%,5-10年的为27%,10年以上的为11.8%：在年龄方面，80后的员工占比最大，占到51.2%的比例；在职位级别方面，普通员工占比为46.9%,基层员工占比为34.1%,中高层管理者占比为19.0%,其中高层管理者所占比例较少。综上可见，本问卷的发放对象涵盅了各种企业性质、各位职位级别、不同年龄段、不同工作年限的企业员工，具有一定的代表性。4.2人口与组织特征时员工反生产行为的影响分析4.11人口与组织特征的描述性统计分析人口特征包括性别、年龄段、在本单位的工作年限、学历、所从事的询位类型、职位级别等变量；组
7、织特征主要指被试者所在的企业类型，如国有（集体）企业、民营企业、外资（合资）企业等.反生产行为在人口特征以及组织特征上的描述性统计结果如卜表4.2所示：表4.2人口与组织特征的描述性统计N均值标准差标准误极小值极人值性别男1122.5080.74397.070301.233.53女992.2630.78545.078941.233.7760后222.6894.76804.163751303.77幅令70后562.3500.80862.108061.233.50的后1082.4346,75131.072291.233.7790后252.0493,68103.136211.233.432年及以下7
8、02.3995.76025.090871.233.77作2-5年592.3458.73179,095271.233.37年限510年572.4485.80487.106611.233.5010年及以上2523600.85386.170771.273.53腐中及以卜5123575.78721.11023).233.77咛历大冬%2.3411.76544.102291.233.50本科682.4691,77488.093971.233.77研究生及以上362.3806.77461.129101.273.37技术研发472.2879.77327.112791.233.37生产服务302.5011.7
9、7581.141641.303.43即才市场营销332.4657.80646,140391.233.53财务会计252.4640.77112.154221.273.77力政管理322.4177.79744.140971.233.43其他442.3189.74502.312321273.77普通员工9923471.76140.076521.233.77职位基层管理各722.4218.78376.09237).233.43级别中高层管理者402.45SO.78782.124571.23177国有企业572.6626.73956.97961.273.53公司民营企业512.1418.77180.10
10、8071.233.30竹质外资（合资）企业6423615.75200,094001.233.77其他392.3795.75365.120681.273.77总数2112.3930.77168,053121.233.774.2.2性别对反生产行为的影响分析通过描述统计可知，样本中男性员工112人，反生产行为均值为2.5080,标准差为0.74397,女性员工99人，反生产行为均值为2.2630,标准差为0.78545.以性别为自变量，反生产行为及其各个维度为因变量，果用单因素方圣分析，结果如丧43.可以看出，性别对反生产行为的影响达到了显著性水平（p0.05）,且在“蓄意破坏”这个维度上的表现差
11、异也达到了显著性水平（p=.0ll）.结合描述性统计可知，男性比女性表现出更多的反生产行为。这可能与另件的攻击性水平较高且忍耐性较差有关.表4.3性别的单因素方冷分析平方和df均方F显著性组间3.15613.1565.411.021CWB级内121.898209,583总数125504210组间4刀114.7716.541.011蓄意破坏组内152.451209.729总数157.2222104.2.3年龄对反生产行为的影响分析通过描述统计可知，样本中“60后”员工22人，反生产行为均值为2.6894,标准差为。76804：“70后”员工56人，反生产行为均值为2.3500,标准差为0.808
12、62：“80后”员工108人，反生产行为均值为2.4346,标准差为0.75131：“90后”员工25人，反生产行为均值为2.0493,标造差为0.68103。以年龄为自变量，反生产行为及其谷个维度为国变量，采用单因素方若分析，结果如发4.4。可以看出，年龄对反生产行为的影响达到了显著性水平p0,05）,且在“消极怠工工“人际恶意”这两个维虐上的表现差异也达到显著性水平.结合描述性统计分析可知，60后员工表现的反生产行为较70后、80后员工更多，90后员工表现出的反生产行为最少，这可能与我后员工年龄较小，是上工作岗位不久有关.表4.4年龄的单因素:方策分析平方和df均方F显若性组间5.1763
13、L7252.979.033组内IIW9207579总数125.054210州间7.48032.4932.779,042消极总1.组内185.706207197总数193.187210组间11.1%33.7324.267.006人际恶意蛆内181.026207.875总政192.222210由上述的分析可以得知，年龄对反生产行为的影响达到了显著性水平，因而我们采用两两比较法进行进一步地比较：“60后”员工及“80后”员工较“90后”员工表现出更多的“青意破坏”行为，“60后”员工及“70后”员工较“90后”员工表现出更多的“消极总工”行为，“60后”员工较其他各个年龄段的员工表现出更多的“人际恶意”行为，“6。后”员工较“兜后”员工表现出更多的“公司政治”行为.4.2.4公司性质对反生产行为的影响分析通过描述统计可知，样本中国有企业员工57人，反生产行为均值为2.6626,标准差为0
