Четырехслойная модель аффективной преданности работников организации: опыт применения на российской выборке

6.3 года. Стаж работы в  организации варьировал от 0.1 до 25 лет со средним значением  3.3 года и

стандартным отклонением 3.2 года.

О це нк а н ад еж но ст и ив ал ид но ст и и зм ер ен ий В табл. 3 приведены оценки надежности измерения

каждой из девяти исследуемых  переменных,

Т б・ и・ а・3. Корреляции и оценки надежности измерений исследования (n = 198)

Измерения 1 2 3 4 5 6 7 8 9

1. Преданность организа ии (0.85)

2. Конкретность работы 0.30* (0.59)

3. Трудность работы 0.25* 0.19* (0.76)

4. Зависимые вознаграждения 0.43* 0.14* 0.07 (0.71)

5. Профессиональный рост 0.34* 0.14* 0.22* 0.48* ( .81)

6. Ролевой конфликт -0.19* -0.40* 0.15* -0.10 -0.13 (0.72)

7. Поддержка руководителя 0.30* 0.49* 0.10 0.27* 0.40* -0.49* (0.81)

8. Конфликт организационных

целей

-0.42* -0.38* -0.02 -0.26* -0.24* 0.52* -0.41* (0.78)

9. Уровень информиров ния в

организации

0.43* 0.22* 0.12 0.52* 0.42* -0.08 0.34* -0.44* (0.73)

-----

* p < 0.05; в скобках приведены значения коэффициента альфа-Кронбаха.

стр. 50

Т б・ и・ а・4. Корреляции и оценки надежности четырех коррелятов преданности организации (n =

198)

Измерения 1 2 3 4

1. Преданность организации  (0.85)

2. Трудовая мотивация  0.28* (0.80)

3. Интринсивная мотивация 0.40* 0.20* (0.65)

4. Намерение уволиться  -0.62* -0.21* -0.40* (0.58)

-----

* p < 0.05; в скобках приведены значения коэффициента альфа-Кронбаха.

включенных в окончательный анализ, а также корреляции между ними. Проверка надежности

измерения переменных (см. рис. 1) осуществлялась на основе внутренней согласованности. В ходе

проверки нами были удалены 2 пункта из шкал, измерявших конкретность работы и наличие

связанных с ней вознаграждений, снижавших надежность оценок. Все  девять шкал достигли

приемлемого уровня внутренней согласованности, оценки надежности (коэффициент  альфа-

Кронбаха варьировал от 0.59 до 0.85).

Почти все корреляции (29 из 36) были статистически значимыми (p < 0.05). В этом отношении

наши результаты сходны с  полученными Райтом и Рорбафом [35], которые считали, что

преобладание значимых связей в данном случае может не только отражать истинные корреляции

между переменными, но и являться следствием особенностей изучения такого типа. В частности,

размер выборки в этом исследовании был достаточно велик, чтобы оказаться чувствительным к

слабым эффектам; обнаружились статистически значимые взаимосвязи (например, r = 0.14),

охватывавшие не более 2% дисперсии оценок. Преобладание значимых корреляций между

измерениями могло также  явиться следствием искажений в  результате использования

единственного метода измерения  или систематических ошибок или  ошибок источника, которые

могут сопутствовать сбору  самооценочных данных в единичный момент времени. Тем не менее,

эти измерения все же достаточно отличаются друг от друга. Средняя корреляция по измерениям

равнялась 0.29, при этом более  двух третей корреляций не превышали 0.40 (т.е. умеренного

уровня). Наибольшая связь (между преданностью организации и уровнем информирования в

организации) составила 0.52, что говорит об отсутствии измерения, совместная вариативность

которого с любым другим измерением превышала бы 30%. Хотя доля совместной вариативности

между этими двумя измерениями  составляла 0.27, отношение вариативности  истинной оценки к

вариативности наблюдаемой  оценки (коэффициент альфа-Кронбаха) для каждого измерения было

гораздо выше - 0.85 и 0.73 соответственно.

В качестве дополнительной проверки валидности измерения главной зависимой переменной -

преданности организации - оценивалась  связь ее измерения с тремя  коррелятами, не включенными

в модель: общей трудовой мотивацией, интринсивной (внутренней) мотивацией и намерением

уволиться. Общая трудовая мотивация оценивалась на основе 8-пунктового измерения трудовой

мотивации из Стандартизированного мотивационного интервью. Два других коррелята

оценивались на основе 5-пунктового измерения интринсивной трудовой мотивации 2-пунктового

измерения намерения уволиться, адаптированного из работы Райта  и Рорбафа [35] (см.

Приложение). В табл. 4 приведены оценки надежности для преданности организации и трех ее

коррелятов, а также корреляции между ними. Каждый коррелят достиг приемлемого уровня

надежности, при этом, как  и ожидалось, обнаружилась сильная  негативная связь преданности

организации с намерением

Т б・ и・ а・5. Одномерные статистики (n = 198)

Измерения Возможный

диапазон

оценок

Середина

шкалы

Средняя

оценка

Стандартное

отклонение

Наблюдаемая

минимальная

оценка

Наблюдаемая

максимальная

оценка

Преданность организации 9 - 63 36.0 38.97 8.77 16 61

Конкретность работы 3 - 21 12.0 15.78 3.02 7 21

Трудность работы 5 - 35 20.0 23.98 5.21 7 35

Зависимые вознаграждения 4 - 28 16.0 16.84 5.24 5 28

Профессиональный рост 3 - 21 12.0 14.37 4.16 3 21

Ролевой конфликт 5 - 35 20.0 16.87 5.36 5 32

Поддержка руководителя 5 - 35 20.0 26.29 5.66 13 35

Конфликт

организационных целей

5 - 35 20.0 16.69 5.63 5 30

Уровень информирования

в организации

4 - 28 16.0 18.52 5.06 7 28

стр. 51

уволиться и умеренная позитивная - с обоими измерениями трудовой мотивации.

С та ти ст ич ес ка я о бр аб от кад ан ны х. Проводился одномерный анализ (парное сравнение

корреляционных матриц 10 исходных выборок с помощью программы STATISTICA, версия 5.5A)

и многомерный (ковариационный структурный анализ с использованием LISREL, версия 8.72).

РЕЗУЛЬТАТЫ

О дн ом ер ны й а на ли з. В табл. 5 приведены одномерные статистики для каждого измерения.

Диапазон возможных значений для каждой шкалы варьирует в  зависимости от количества

содержащихся в ней  пунктов и категорий выбора ответа для каждого пункта. В целом  респонденты

сообщали об умеренных  уровнях преданности организации  со средним значением чуть выше

середины шкалы. Распределения  шести (из восьми) оставшихся измерений  имели позитивное

смещение; респонденты в  среднем приводили сравнительно высокие оценки конкретности,

трудности работы, зависимых  вознаграждений, профессионального  роста, поддержки

руководителя и уровня информирования в организации. Наибольшим позитивным смещением как

от середины шкалы, так  и от теоретического минимального значения характеризовались оценки

поддержки руководителя. Участники  приводили сравнительно низкие оценки в отношении

ролевого конфликта и  конфликта организационных целей; средние значения оценок по этим

измерениям находились ниже середины соответствующих шкал. Все  девять измерений

характеризовались умеренной  степенью вариативности: стандартные  отклонения варьировали от

3.0 до 8.8.

Поскольку валидность описанной четырехслойной модели проверялась нами для широкого круга

организаций (с различными формами собственности и видами деятельности), следовало также

оценить возможность объединения  исходных данных, полученных на 10 различных  выборках

работников. Необходимо было проверить, не различаются ли на статистически  значимом уровне

корреляции между теоретическими конструктами в этих выборках. Попытка  объединения

существенно различающихся  в этом отношении выборочных данных могла бы привести к

дальнейшим ошибочным  выводам. Сравнения производились  на основе метода обобщенных

наименьших квадратов (generalized least squares, GLS), рекомендуемого для сравнения данных,

полученных на небольших  выборках [31]. Хи-квадрат статистика оказалась незначимой во всех 36

случаях парных сравнений, что позволяет говорить об отсутствии существенных и значимых

различий между корреляционными  матрицами 10 исследовавшихся выборок.

М но го ме рн ыйа на ли з. Опираясь на описанную выше четырехслойную модель аффективной

преданности, в отношении  каждой из приведенных на рис. 1 взаимосвязей были сформулированы

соответствующие гипотезы. Предполагаемые взаимосвязи между  независимыми переменными и

между ними и зависимыми переменными (см. рис. 1) проверялись  в модели структурных

уравнений, учитывающей ошибки измерения. Для этого суммарные  оценки по отдельным шкалам

использовались в качестве общих показателей соответствующих  латентных переменных. Это

означает, что наблюдаемое  значение каждого показателя предположительно связано с истинной

оценкой соответствующего теоретического конструкта. В целях учета ошибки измерения для

каждого показателя была определена ее дисперсия при ограничении  значений, связанных с данным

показателем, в тета-, дельта- и тета-, ипсилон-матрицах, равная дисперсии показателя, умноженной

на единицу минус оценку его надежности. Путь от латентной  переменной к измерявшемуся

показателю фиксировался равным квадратному корню из оценки его надежности. Кроме того, в

отличие от Райта и Рорбафа [35], при построении модели структурных уравнений мы допустили

существование корреляций между  переменными, относящимися к одному и тому же слою. Иначе

говоря, мы позволили ковариировать дисперсиям ошибок соответствующих латентных зависимых

переменных (конкретности и  трудности работы, зависимых вознаграждений и возможности

профессионального роста, поддержки  руководителя и ролевого конфликта) и коррелировать обеим

латентным независимым переменным (конфликту организационных целей  и уровню

информирования в организации).

Соответствие гипотетической структурной модели первичным данным проверялось с

использованием четырех  показателей качества соответствия, рекомендованных Клайном [18]. Три

(из четырех) показателя  свидетельствовали о хорошем  качестве соответствия данной  модели.

Стандартизированный средний  квадратический остаток (SRMR) составил 0.041, что ниже

порогового значения, считающегося необходимым для удовлетворительного  соответствия модели

(0.05). Показатель качества  соответствия (GFI) составил 0.98, а показатель  сравнительного

соответствия (NFI) - 0.96; оба  превышают величину 0.90, говорящую  о хорошем уровне

соответствия. Из всех тестов только хи-квадрат критерий максимального правдоподобия (χ2 (16) =

29.22, p < 0.05) не отвечал хорошему качеству соответствия. Однако данный показатель очень

чувствителен к размеру  выборки; при этом большие по численности  вы-

стр. 52

Р с・ 2. Оцениваемая модель со стандартизированными коэффициентами: ПО - преданность

организации, КР - конкретность работы, ТР - трудность работы, ЗВ - зависимые вознаграждения,

ПР - профессиональный рост, РК - ролевой конфликт, ПДР - поддержка руководителя, КОЦ -

конфликт организационных  целей, УИ - уровень информирования в организации.

-----

* p < 0.05 для путевых коэффициентов.

** p < 0.01 для путевых коэффициентов.

борки завышают хи-квадрат и уменьшают вероятность достижения моделями хороших уровней

соответствия. В таких  ситуациях принято использовать отношение хи-квадрата к числу  степеней

свободы, которое не должно превышать 3:1. В нашем случае оно  не превышает 2:1. Таким образом,

результаты указывают  скорее на хорошее качество соответствия модели, говоря о том, что

теоретическая модель достаточно точно отражает характер взаимосвязей первичных данных. На

рис. 2 представлены параметрические  оценки для этой структурной модели в форме

стандартизированных регрессионных  коэффициентов.

Получили подтверждение 13 (из 16) предполагавшихся связей, при  этом каждый путь оказался

статистически значимым (p < 0.05) и, за исключением единственного случая, в

прогнозировавшемся направлении. Получено подтверждение для четырех предполагавшихся

предпосылок, параллельно  объяснявших почти половину дисперсии  оценок преданности

организации (R2 = 0.48). (Коэффициенты детерминации для латентных зави-

стр. 53

симых переменных можно рассчитать из данных рис. 2: единица минус дисперсия ошибки

соответствующей переменной (E ).) Из этих предпосылок влияние двух показателей характеристик

работы на преданность  организации оказалось в целом  более значимым, чем влияние двух

показателей трудового стимулирования. С увеличением конкретности и  трудности работы также

возрастает преданность  организации (стандартизированные  коэффициенты 0.29 и 0.15

соответственно). При этом последний показатель не достиг 5%-ного уровня значимости (p =

0.059). Сходным образом преданность  организации также возрастает  с увеличением зависимых

вознаграждений β = 0.55), однако на ней, по-видимому, не сказывается увеличение в работе

возможностей профессионального  роста (β = -0.06).

Смешанную поддержку получили предполагавшиеся предпосылки двух показателей трудового

стимулирования, только три  из четырех предполагавшихся путей  от уровня информирования в

организации и поддержки  руководителя к трудовому стимулированию оказались статистически

значимыми (p < 0.01). Поддержка руководителя и уровень информирования в организации вместе

объясняли две трети дисперсии  оценок возможностей профессионального  роста (R2 = 0.64). При

возрастании поддержки руководителя возрастают и возможности профессионального  роста (β =

0.29). На возможности профессионального  роста еще больше влияет уровень  информирования в

организации β = 0.71). Хотя нами ожидалось, что на использование зависимых вознаграждений

будут влиять как уровень  информирования в организации, так  и поддержка руководителя,

подтвердилась только взаимосвязь  между уровнем информирования и  зависимыми

вознаграждениями. С ростом информирования в организации также  возрастает и использование

зависимых вознаграждений (β = 0.41). Однако одной поддержкой руководителя объясняется только