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篇1：大学教师成就动机与工作绩效关系的实证研究论文
关于大学教师成就动机与工作绩效关系的实证研究论文
论文摘要：本文通过227份有效问卷并运用结构方程模型，对大学教师成就动机与其工作绩效间的关系进行实证研究，研究表明大学教师的成就动机对其工作绩效具有显著的正向影响，但是这种影响并不完全是直接的，教师的工作满意和工作投入在其间起到部分中介效应的作用，是重要的中介变量。本文研究结果表明，即使是对于那些高成就动机者，如果其工作满意度遭到破坏，就会严重的影响到他们的工作投入水平，并最终影响他们的工作绩效。
论文关键词：成就动机；工作绩效；工作满意；工作投入
一、成就动机理论及其与教师工作绩效关系实证研究
成就动机(achievementmotivation)是个体对自己认为重要的、有价值的事情乐意去做，努力达到完美的一种内在驱力。作为一种重要的社会性动机，成就动机对个体的工作和学习都有很大的推动作用，所以在成就动机理论提出后，它即成为教育心理学育与管理心理学领域的一大研究热点。
纵观相关的研究文献，成就动机与工作绩效的关系其实一直是学者们关注的焦点，认为个人的高成就动机有助于其工作绩效的提高。不过早先的学者更多的是在于理论上的贡献，而后来的学者则比较注重实证研究。在学校领域，实证研究的对象则多为大中小学生，研究的主题主要涉及学生的成就动机与其学业成绩的关系，也有少量研究涉及中小学教师，而对有关大学教师的研究还很少，处于刚刚起步阶段。本文将以大学教师为对象，通过理论与实证相结合的方法，来研究大学教师成就动机与其工作绩效的关系。
在早先的理论研究中，McClelland、Atkinson和Weiner等人的观点值得关注，比如McClelland认为，成就动机就是“竞争”和“优秀标准”，高成就动机的人倾向于为他们自己确立的高目标或优秀标准而努力。Atkinson认为，成就动机其实包含追求成功和避免失败这两种动机，它们在强度上可能是不一样的，一个人不可能不考虑失败的后果去追求成功。因此个人的最终行为要取决于他对这两种动机的综合。如果一个人追求成功的动机高于避免失败的动机，那么这个人便将努力去追求特定的目标。如果一个人避免失败的动机强于追求成功的动机，那么这个人就有可能选择减少失败机会的目标。Weiner则从认知的观点来研究成就动机，提出了成就动机的归因理论。Weiner发现成就动机水平不同的人会把事情的成败归结于不同的原因，而归因决定了下一步的行为。
在实证研究方面，有许多学者的研究都表明成就动机与工作绩效之间可能存在密切关系。比如徐莺娟在对小学教师的成就动机、参与决定与其工作投入的关系研究中表明：第一，小学教师的成就动机与其工作投入之间有显著的正相关及典型相关；
第二，教师成就动机、参与决定对工作投入并没有显著的交互作用。经主要效果及事后比较分析得知，小学教师在工作投入上的情形因成就动机的不同而有显著差异。廖相如在对桃竹苗四县小学教师的成就动机、制握信念与工作倦怠的关系研究后发现，教师成就动机与其工作倦怠具有中度的负相关，小学教师的成就动机越高，其工作倦怠的程度也就越低。教师成就动机与制握信念对教师工作倦怠的预测力达到35．3％。黄国隆以中小学教师为研究对象，研究结果表明，成就动机越高的教师，其工作满意度也就越高。黄国隆认为，可能是因为成就动机高的教师较渴望追求成就，喜欢担任有挑战性的工作，而且具有坚持到底的精神，而使得成功和晋升的机会较高，因而有比较高的工作满意。而工作满意度则通常被认为是影响组织成员工作绩效的重要因素。其他类似的研究还包括：Hackman和Lawler在1971年以208位蓝领工作者以及62位领导人员为对象进行的研究发现，个人的工作投入与其重视成就满足的相关值达r=0．39。邱奕光在整理相关的研究文献时亦发现，对于如银行和会计事务所等其他类型的组织，成就动机愈高的员工，其留职承诺和为组织效力的意愿也愈强，成就动机与工作投入之间有显著的正相关。这与他在以小学教师为研究对象的研究中得出的结论类似，他的研究发现，成就动机愈高的教师，其工作投入的程度也愈高，反之，成就动机愈低的教师，其工作投入的程度也愈低。于秉弘以多媒体实习工作者为对象，在研究他们的个人背景、成就动机与工作绩效关系时发现，成就动机水平会影响其工作绩效，成就动机越高的人，其对工作的积极性、努力的倾向、以及其超越别人的意图也越高，从而其工作绩效也就更高。
根据以上的分析，本文认为个人的成就动机应该是影响其工作绩效的前因，但这个影响过程也许不是直接的，其间可能存在着一些中介变量。综合相关的研究，本文认为工作满意和工作投入有可能是充当中介效应作用的中介变量，为此本文提出如下的研究概念模型(见图1)，并进一步提出相应的研究假设：
假设1(H1)：大学教师成就动机水平对其工作绩效存在显著的正向影响；
假设2(H2)：大学教师成就动机水平对其工作投入存在显著的正向影响；
假设3(H3)：大学教师成就动机水平对其工作满意存在显著的正向影响；
假设4(H4)：大学教师工作投入程度对其工作绩效存在显著的正向影响；
假设5(H5)：大学教师工作满意度对其工作绩效存在显著的正向影响；
假设6(H6)：大学教师工作满意度对其工作投入存在显著的正向影响；
假设7(H7)：大学教师的工作投入在其成就动机与工作绩效间起着部分或完全的中介效应作用；
假设8(H8)：大学教师的工作满意在其成就动机与工作绩效间起着部分或完全的中介效应作用。
二、大学教师个人成就动机与工作绩效、工作满意、工作投入测量研究方法
(一)基于便利性基础上的随机抽样
为了取得足够的有效样本，本研究在基于便利性的基础上采用随机抽样的方式，・对在杭州和宁波地区5所高校的近350名教师进行了调查，删除无效问卷后共取得227份有效数据。被试的年龄主要在25―60岁之间，从学历构成上看，有本科41人、硕士116人，博士(博士后)53人，缺省l7人。从职称上看，中级职称及以下102人、高级职称96人、缺省29人。
(二)以成就动机量表等四个量表为测量工具
第一，成就动机量表。国外有关成就动机的测量方法大致可归为观察法(observationmethod)、投射法(projectivemethod)、自陈法(self-reportmethod)三种，其中后两种较为常用。所谓投射法是指以无结构性作业的呈现，来引发个体的反应或想像，籍以考察个体在不知不觉中所透射出来的特质。此种技术发展的基础主要是心理分析理论，其中较为常见的有主题统觉测验(ThematicApper―ceptionTest)、图画表现测验(TestofGraphicEx―pression)和French的顿悟法(FrenchTestofIn―sight)等。用投射法来测量成就动机是早先研究者常用的一种方法。所谓自陈法是受试者用语言或文字对其行为做一陈述，而根据这些陈述进行分析，以推断其成就动机。较具代表性的用于测量成就动机的量表主要包括Edwards个人喜好量表(Ed―wardsPersonalPreferenceSchedule)、加州人格量表(Californiapersonalityinventory)、工作与家庭取向量表(WorkandFamilyOrientationQuestionnaire)等。此外，余安邦与杨国枢认为，成就动机在东西方社会文化中有不同的建构概念，西方学者所提出的成就动机概念，并不具有文化普遍性意涵。他们认为成就动机其实包含了两种不同意涵的概念，分别称为个我取向成就动机(individual-orienteda-chievementmotivation)与社会取向成就动机(SO-cia1．orientedachievementmotivation)，并据此编制了社会取向成就动机量表和个我取向成就动机量表。用自陈法来测量成就动机是后来多数研究者经常采用的一种方法。
本文采用自陈法来测量大学教师的成就动机，所用的测量量表主要是在参考Helmreich和Spence编制的工作与家庭取向量表的第一部分(主要用以测量个体的成就动机)、洪季庭自编的成就动机量表和邱奕光编制的小学教师成就动机量表的基础上编制而成。问卷共由27个问项组成，采用5点计分，经预测保留了其中的20个问项，并将之分为成就取向、挑战取向、努力取向与专业充实四个维度。其中成就取向是指教师在工作上能有表现，努力完成工作，满足个人追求完美的欲望，获得高度成就感。挑战取向是指教师视工作为一种挑战，并勇于接受、不畏困难、努力不懈，追求挑战成功的乐趣。努力取向是指教师富有使命，追求成功，不但对工作积极投入并致力于完成目标、达成使命。专业充实是指教师以追求自我的专业为目标，为充实专业知识，主动积极学习，以获得目标达成。经检验问卷的内部一致性系数Ot=0．913，累计的方差贡献率达到71．36％，说明有较理想的信度和结构效度。
第二，工作绩效量表。工作绩效(jobperform-ance)是人事心理学的一个重要概念，目前关于绩效的内涵有两种观点，一种是基于结果的绩效定义，认为绩效是在特定范围，在特定工作职能、活动或行为上生产出的结果记录。一种是基于行为的绩效定义。把绩效定义为一套与个人所在组织或小组目标相关的行为。目前基于结果的绩效定义在大量的心理学文献中受到挑战，更多的人倾向以行为为基础的绩效定义。关于工作绩效结构，Mo-towidlo和VanScotter等人认为可分为任务绩效(taskpefromrance)和关系绩效(contextualper-fomrance)两个维度_1，而后他们又将关系绩效发展为工作奉献和人际促进两个维度。本研究直接采用Motowidlo和VanScotter所编制的工作绩效问卷，并进行适当的修订。问卷共由16个问项组成，采用5点计分，经预测保留了其中的14个问项，分为任务绩效、人际促进和工作奉献三个维度。经检验问卷的内部一致性系数Ot：0．893，累计的方差贡献率达到69．14％，说明问卷有较理想的信度和结构效度。
第三，工作满意量表。工作满意(jobsatisfac-tion)是个人对自己工作各方面的心理感知和总体态度，至少包括对工作的构面满意和总体满意。
对个人工作满意度的测量方法也有两种，分为工作构面加总计分法和单一整体评估法。本研究采用单一整体评估法对教师的工作满意进行测量，采用的量表在主要参考Hackman和Oldham于1975年开发的“一般性工作满意量表”l1基础上，经改编而成，量表共由5个问项组成，经检验量表的内部一致性系数d：0．817，具有较高的信度。
第四，工作投人量表。工作投人(jobinvolve．ment)是指个体在认知上对于目前所从事的工作，所表现出的专注、关心与努力程度。国外对工作投人的测量工具主要包括Lodahl与Kejner于1965年编制的工作投人量表和Kanungo于1982年编制的工作投人量表等，而后者则成为了许多学者测量工作投人的基础量表。因此本文对教师工作投入的测量主要也是在参考了Kanungo量表的基础上，经过改编而成，问卷共由10个问项组成，经预测保留了其中的6个问项，该问卷的内部一致性系数Ot达到0．852，具有较高的信度。
三、变量间两两关系假设检验和中介变量中介效应检验结果分析
本研究主要运用Amos7．0统计软件，对本文研究假设的结构方程模型进行统计检验。
(一)变量间两两关系假设的检验
依据前面的研究假设，本文运用结构方程模型首先对变量间两两关系的假设进行检验。为此首先建立了两两变量间关系的结构方程模型，Amos7．0统计软件检验结果如表1所示。
由表1知，模型1―6的模型拟合指数x2／df均在0―5之间，RMSEA均在0―0．1之间，GFI均在0．834―1之间，NFI均在0．862―1之间，IFI均在0．900―1之间，CFI均在0．899―1之间，TLI均在0．882―1之间，因此变量间两两关系模型的各拟合指数均达到或接近结构方程模型各指标拟合值的取值标准，从而表明各模型拟合程度可以接受。另外，从表1变量间的标准化回归系数看，工作绩效对成就动机的回归系数达到0．652，工作投入对成就动机的回归系数达到0．641，工作满意对成就动机的回归系数达到0．648，工作绩效对工作投入的回归系数达到0．820，工作绩效对工作满意的回归系数达到0．658，工作投入对工作满意的回归系数达到0．853，而且所有这些回归系数均在0．01的水平下达到显著。也即是说，检验结果支持本文前面提出的研究假设1―6。
(二)中介变量中介效应的检验
根据先前的理论分析及假设，本文认为大学教师的工作投入和工作满意这两个变量在其成就动机与工作绩效之间都可能起着中介效应作用。因此，本文运用结构方程模型对这两个变量的中介效应作用进行了检验。‘根据中介效应的检验程序¨，某因素成为中介变量必须满足4个条件：其一，因变量对自变量的回归系数应达到显著水平；其二，中介变量对自变量的回归系数应达到显著水平；其三，因变量对中介变量的回归系数应达到显著水平；其四，因变量同时对自变量和中介变量进行回归，中介变量的回归系数达到显著，自变量的回归系数减少。当自变量的回归系数减少到不显著水平时，说明中介变量起到完全中介作用，当自变量的回归系数减少，但仍然达到显著水平时，说明中介变量起着部分中介作用。
第一，工作投入的中介效应检验。首先表1中模型1的检验结果表明，因变量教师工作绩效对自变量教师成就动机的标准化回归系数为0．652，且在0．01的水平下达到显著，因此检验中介效应的条件1得到满足。模型2的检验结果表明，中介变量教师工作投入对自变量教师成就动机的标准化回归系数为0．641，且在0．01的水平下达到显著，因此检验中介效应的条件2得到满足。模型4的检验结果表明，因变量教师工作绩效对中介变量教师工作投入的标准化回归系数为0．820，且在0．01的水平下达到显著，因此检验中介效应的条件3得到满足。再由表2中模型7的检验结果表明，在教师工作绩效同时对教师成就动机和工作投入进行回归时，中介变量工作投入的回归系数为0．681，在0．01水平下达到显著，自变量成就动机的回归系数为0．212，模型1的检验结果相比，成就动机的回归系数减少了，但依然在0．01的水平下达到显著，此即说明中介效应检验的条件4也得到满足。综合模型1、2、4和7的检验结果可知，教师工作投入变量在教师成就动机与教师工作绩效间起到了部分中介效应的作用。于是研究假设7成立。
第二，工作满意的中介效应检验。首先表1中模型1的检验结果表明，因变量教师工作绩效对自变量教师成就动机的标准化回归系数为0．652，且在0．01的'水平下达到显著，因此检验中介效应的条件1得到满足。模型3的检验结果表明，中介变量教师工作满意对自变量教师成就动机的标准化回归系数为0．648，且在0．01的水平下达到显著，因此检验中介效应的条件2得到满足。模型5的检验结果表明，因变量教师工作绩效对中介变量教师工作满意的标准化回归系数为0．658，且在0．O1的水平下达到显著，因此检验中介效应的条件3得到满足。再由表2中模型8的检验结果表明，在教师工作绩效同时对教师成就动机和工作满意进行回归时，中介变量工作满意的回归系数为0．404，在0．01水平下达到显著，自变量成就动机的回归系数为0．391，与模型1的检验结果相比，成就动机的回归系数减少了，但依然在0．01的水平下达到显著，此即说明中介效应检验的条件4也得到满足。综合模型1、3、5和8的检验结果可知，教师工作满意变量在教师成就动机与教师工作绩效间起到了部分中介效应的作用。于是研究假设8成立。
(三)整合模型检验
最后本文运用结构方程模型对图1中提出全概念模型进行了检验，其结果如图2及表3所示。
首先由表3的结果可知，整合模型的各拟合指数基本上达到要求，表明模型的拟合程度较好。从整合模型的检验结果看，变量之间两两关系的回归系数依然达到显著水平，不过与模型1―6的检验结果相比，有三条路径系数出现显著减少，其中成就动机对工作绩效的回归系数由模型1中的0．652减少为0．256，成就动机对工作投入的回归系数由模型2中的0．641减少为0．167，工作满意对工作绩效的回归系数由模型5中的0．658减少为0．105。之所以会出现这种情况，可能除了工作满意和工作投入在成就动机和工作绩效之间起着部分中介效应的作用以外，还可能与成就动机、工作满意和工作投入三者之间的关系，以及工作满意、工作投入和工作绩效三者之间的关系有关。如果根据中介效应的检验程序，并综合考虑模型4、5、6、8的检验结果和模型2、3、6、8的检验结果，就不难得知工作投入在工作满意与工作绩效之间以及工作满意在成就动机与工作投入之间，都起到了部分中介效应的作用。另外，整合模型的检验结果还表明，大学教师成就动机对其工作绩效的直接影响效应只达到0．256，而其间接影响效应则达到0．584，其中通过工作投入这个中介变量的间接影响效应达到0．132，而通过工作满意这个中介变量的间接影响效应则达到0．452。
四、大学教师的成就动机水平越高，其工作绩效也越高
通过上述的实证分析，本文就大学教师的成就动机与其工作绩效间的关系得出如下的结论：
第一，模型1的检验结果，即教师的工作绩效对其成就动机的一元回归系数为0．652，且在0．01水平下达到显著的结论表明，大学教师的成就动机水平是影响其工作绩效的前因，成就动机水平越高，其工作绩效也越高。
第二，模型1、2、4、7和模型1、3、5、8的检验结果表明，教师的工作投入和工作满意都在其成就动机与工作绩效问起到了部分中介效应的作用。这一研究结论表明，大学教师的成就动机对其工作绩效的影响并不完全是直接的，还有部分的影响是通过教师的工作投入和工作满意这两变量间接产生的。这就是说，大学教师成就动机对其工作绩效既产生了直接的影响，也产生了间接的影响。第三，模型9的检验结果，即大学教师成就动机对其工作绩效的直接影响效应只有0．256，而其间接影响效应则高达0．584的结论表明，大学教师成就动机对其工作绩效的影响效应，更多是通过中介变量间接产生的，尤其是通过教师工作满意这一中介变量，其间接影响效应更是达到0．452。所以工作满意在成就动机与工作绩效之间充当非常重要的中介角色，再加上工作满意与其工作投入之间的高度相关性，以及工作投人于工作绩效之间的高度相关性，因此，即使是对于那些高成就动机者，如果其工作满意度受到破坏，就会严重地影响到他的工作投入水平，从而会最终影响到他的工作绩效。
篇2：政治关联与企业绩效的实证关系研究论文
政治关联与企业绩效的实证关系研究论文
一、引言
政府与企业的关系自20世纪90年代以来一直是学者们研究的热门话题。由于我国正处于经济“转轨”时期，制度尚不健全，所以不少企业仍然“政企不分”，政治关联在我国企业中具有一定的普遍性。从政府方而看，政治关联使得政府能对企业进行掌控;从企业方而看，政治关联是政府与企业之间沟通的渠道，企业可以由此获得政府的相关支持与帮助。很多学者从不同方而论述了政治关联与企业的关系以及企业建立政治关联的具体影响。比如Roberts (1990) Foilsman 认为政治关联会对公司的股价造成影响;Faccio ()，吴文峰()等认为政治关联可以带来税收减免;于蔚()认为政治关联可以给企业带来相关的资源。
与上述文献相左，一些学者提出了不尽相同的观点。Heifer, Vishnu ()认为政治关联偏离了企业价值最大化。Joseph fan等()发现在国有企业中，高管大多由政府任命，他们承担一些社会性功能，政府的长期负而影响降低了股东支付高股价的意愿，并且这些高管大都没有专业知识，企业治理水平低下，企业的长期绩效就会比较差。Classes等()指出政治关联导致银行信贷资源错配。张敏()进而指出有政治关联的企业更容易获得长期贷款，但是获得贷款后他们更容易进行过度投资，贷款对政治关联企业产生了负而影响。
根据以往的文献，本文将对新疆上市企业的政治关联对企业绩效的影响进行实证研究。本文假设:政治关联与企业绩效正相关。
二、研究设计
(一)样本选择与数据来源
本文选取1月到12月在沪深交易所上市的新疆上市公司为研究样本。数据来源于深圳国泰安信息技术有限公司CSMAR数据资料库。对样本数据进行了如下筛选::1剔除金融性公司;2剔除连续亏损的企业(ST,PT公司);3剔除高管个人信息披露过少的企业。本文选取了34家样本公司，其中有政治关联的是22家，占总样本比例64. 7 % 。
(二)因变量的`选取
一般对于企业绩效的考虑通常包括市场和财务两个方面，有公司盈利能力、发展能力和竞争力等多个指标。
1会计类绩效指标
在有关绩效的实证研究中，一般有多个会计指标，包括总资产收益率(ROA)、利润增长率(EARN)、净资产收益率(ROE)、销售利润率(ROS)等。
2市场类绩效指标
实现股东价值最大化是企业经营的重要目标，通常股票的市场价格是最能体现股东价值的指标。在实证研究中，有的学者用值作为市场指标来衡量绩效;有的采用市场超额累计收益率或买入并持有收益率进行度量。本文参考以往文献选择会计指标资产收益率( ROA)来度量企业绩效。
(三)解释变量的定义及度量
对政治关联的定义和度量，通常以高管政治背景作为代理变量。国外企业的研究中，Roberts (1990)以企业在政治竞选活动的捐款来衡量企业的政治关联;Fan等(2007)以CEO的政治身份来界定政治关联，只要企业的CEO曾经或目前在政府部门任职，则企业具有政治关联;Faccio (2006)以公司的控股股东或高管具有政府工作经历，或跟某位政府官员、国会议员或政党有紧密联系来界定政治关联。国内市场的研究中，吴文峰等(2008)把政治关联定义为，企业的董事长或总经理曾在政府或军队等其他部门任过职。
对于政治关联的度量，国内学者一般都采用哑变量有政治关联的为1，也有学者通过构建政治影响力指数来衡量企业政治关联的强度王庆文和吴世农，2008，但这种做法主观性太强，一般不被采用。本文是找出董事会成员以及高管的资料，然后查找他(她)是否为人大代表、政协委员或在政府部门任职或者曾经为人大代表、政协委员或在政府部门任职对新疆企业的政治关系进行刻画。本文定义的新疆上市公司的政治关联用以下方法来度量:整体政治关联哑变量POL，如果在企业董事会成员以及高级管理人员中，如果现任/曾任职于政府部门、军队，或者现任/曾任人大代表、政协委员，则该企业的POL为1，否则为0。
1 在全样本中，ROA均值为0. 2897 ,
大于非政治关联组(0. 0000)而小于政治关联组(0. 0448)的绩效。将政治关联组与非政治关联组相比较可以看出政治关联组的企业绩效的极大值(0. 1630 )、极小值(0. 0480 )、均值(0. 0448 )、标准差(0. 0618)均大于非政治关联组企业绩效的极大值(0. 0930 )、极小值( - 0. 1730 )、均值(0. 0000 )、标准差(0. 0517 )，由此可知在新疆上市公司中的政治关联企业的绩效高于非政治关联企业的绩效，原因可能是由于政治关联使企业获得更多银行贷款和更长的贷款期限，可以为企业带来税收减免、融资优惠，进入管制行业，获得政府救助等。
2实证分析结果
中数据是两变量之间的Pearson系数，可以看到变量POL与变量ROA之间的系数为0. 0370，显著性为0. 031，说明政治关联对企业绩效有正效应影响，且在5%的水平内显著。说明本文的假设1成立，即从整体来看，企业高管的政治关联可以提高企业的绩效。
三、结论及建议
本文以新疆34家上市公司为研究样本，构建回归模型，实证检验了政治关联对企业绩效的影响，得出以下结论:从整体来看，企业政治关联与公司绩效呈现正相关的关系，说明企业通过建立政治关联，可以为公司带来益处，使公司绩效得到提高。因此企业在合法的情况下与政府部门建立良好的关系，积极配合政府的工作，可以避免自身利益受到不必要的损害，甚至能够获得一定的支持与帮助。
篇3：企业员工责任心与绩效结构关系的实证研究的论文
企业员工责任心与绩效结构关系的实证研究的论文
摘要：本文主要对企业员工责任心与绩效结构之间的关系进行了有效的探讨；主要通过对所选取的200名企业员工进行了相应的责任心与绩效样本调查，并针对企业员工责任心和与绩效两者之间的结构关系进行了有效研究。最终发现，对于绩效而言，员工的责任心三大维度有着一种显著的促进作用，其中的团结助人维度对于绩效中的周边绩效和任务绩效作用更是明显。
关键词：员工 责任心 绩效 结构关系
作为人格中的重要维度的责任心，长期以来都作为一重要研究对象备受行为科学和管理心理学等学习领域的关注。在当前，对于责任心的相关研究也基本上都是集中在关于责任心的结构维度和绩效关系层面，而且大多数研究都是在西方文化背景下所进行的。而对于我国员工责任心与绩效结构关系的研究，必须要充分考虑到长期儒家文化的影响。基于此，本文在结合前人大量研究成果的基础上，对责任心与绩效的结构关系进行了初步探讨。
一、研究方法
本次研究过程中所涉及到的责任心指标设计工作，均是在结合大量国内外相关研究的基础上，通过关键事件访谈法来进行。访谈结束后，对相关录音资料进行文字整理，并通过主题分析法的有效应用来分析、提炼在访谈过程中员工所表现出的责任心特性的相关内容。
1. 样本研究
本次问卷调查主要针对对象为上海市企业员工，总计发放问卷300份，回收273份，回收率为91%，有效份数为210份，有效率为70%。
2. 统计学方法
本次研究中所有数据均采用SPSS13.0和Lisre18.0相关软件进行统计分析。
二、结果分析
1.员工责任心探索性因素分析
在员工责任心探索性因素的分析过程中，主要是通过参照不同项目的因素负荷值和共同度来完成。所依据的原则为：选取一些具备较高因素负荷值和共同度的项目，同时对于一些较低负荷值和共同度的项目进行删除处理；最终结合相应的主成分分析结果，按照相应原则确定了3个有效因子，同时涵盖13个小项的确定量表，如表1所示。
通过对表1相关数据的.分析得出，其中因子1中的项目主要涉及到的是员工的成就追求，共包含了Q1、Q2、Q3三个项目，称之为成就去向；而因子2主要涉及到的是企业员工的主动承担责任方面，主要包含了Q8--Q13共计6个项目，将其称之为承担责任；因子3主要涉及到的是员工的主动帮助他人方面，主要包括了余下的4个项目，而且每个项目负荷均超过了0.6，将其称之为团结助人。
2.绩效的探索性分析
从绩效的探索性分析结果发现，通过因素分析得到了三因子同初期的预想具有较高的一致性，而且三个因子能够对总变异中的近60%进行科学的解释，其中每一具体子量表的内部一致性分别为0.086、0.856和0.877。结果显示，绩效中的三大因子量表也都有着一种良好的内部一致性。同我们预期的模型结构相比，转轴后因子有着较高的吻合度。
二、验证性分析
1.员工责任心验证性分析
运用LISRE18.0数据处理软件并在结合相应的探索性分析的基础上，对总计273个样本数据进行验证性分析，得到员工责任心结构模型和相应的模型的拟合指数，见图1和表2所示。
由以上数据综合报表明，由上述探索性分析所得出的员工责任心结构模型是比较理想的。
2.绩效验证性分析
运用统计软件LISRE18.0并在结合上述绩效探索性分析的基础上对总计273个样本数据进行验证性分析，得到绩效模型和拟合指数，见图2和表3所示。
由以上数据综合表明，探索性分析所获得的绩效模型也是较为理想的。
三、全模型
对于企业员工责任心的三大维度分别对于绩效水平的影响，依然可以采用相应结构方程模型的建立来进行验证；在此过程中，将责任心中三大维度看作为自变量，而绩效的三个维度则被视为因变量。
最终得出，对于绩效的三个维度，员工责任心的三个维度有着一种明显的促进性作用；其中对于任务绩效以及适应性绩效的提高，员工责任心中的成就取向维度和承担责任维度发挥出了良好的作用，而团结助人维度则对任务绩效和周边绩效作用明显。这也直接表明，基于我国优秀传统文化的企业员工，对于人际关系和团结合作等方面的注重，能够促使其工作绩效得以有效提高。
参考文献
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[4]杨淑艳.现代企业员工心理资本与员工绩效关系的实证研究[D].安徽大学，2010
篇4：中国大学教师工作满意度的实证研究论文
中国大学教师工作满意度的实证研究论文
论文摘要：本研究利用自编的“大学教师工作满意度问卷”对武汉、郑州两市的228名大学教师进行了问卷调查，得到了我国部分大学教师工作满意度的结构和影响因素。研究结果表明：(1)大学教师总体上对工作感到满意；(2)工作收入对工作满意度的影响最大．其次依次是领导与管理、专业和婚姻。
论文关键词：工作满意度 大学教师
教师“工作满意度”是一个心理学概念，它是教师对其工作与所从事职业、以及工作条件与状况的一种总体的、带有情绪色彩的感受与看法川。我国大陆教师工作满意度的研究只是刚刚起步，很少有人研究大学教师工作满意度。我国的周丽超采用“教师工作满意度指标体系”，对天津5所高校教师工作满意度进行了测量，发现从事不同工作性质的高校教师在工作兴趣、人际关系等方面感觉较为满意，而在薪水、福利、进修晋升机会方面不是很满意;教师工作满意度有随着年龄增长而上升的趋势。王志红和蔡久志()以性别、年龄、学历、职称等变量为影响因素，以唐山市4所高校的专任教师为研究对象，探讨了大学教师在领导与管理、工作本身、工作回报、工作协作、工作卷人程度、组织文化等方面的满意度。其研究在一定范围内一定程度上能够解释大学教师的工作满意度，但仍有进一步研究的必要与可能。
本研究通过文献梳理，在调查和访谈的基础上，结合以往的研究以及目前我国大学教师的实际情况，提出了拟要解决的两个具体问题:
(1)大学教师工作满意度的结构由哪些维度构成?
(2)大学教师工作满意度究竟受到哪些因素的影响?
一、研究设计
(一)被试
本研究的样本取自武汉市5所大学(华中师范大学、华中科技大学、武汉大学、湖北大学、武汉科技大学)和郑州市3所大学(郑州大学、华北水利水电学院、河南农业大
学)的教师。共发放问卷320份，回收问卷240份，其中有效问卷228份，回收率为75%。被试的基本资料见表to
(二)工具
大学教师工作满意度问卷的编制分两个步骤。
1.测量工具的信度和效度。
参考国内外工作满意度测量量表[f21f37，如由Smith,Kendall&Hulin(1969)编制的“工作描述指数问卷’‘(JobDescriptiveIndex，简称JDI)，由Weiss,Dawis,England&Lofquist(1967)编制而成的明尼苏达满意度量表(MinnesotaSatisfactionQuestionnaire，简称MSQ)，彼得需求满意度问题调查表(PorterNeedSatisfactionQuestionnaire，简称NSQ)和工作满意问卷(JSS)，结合我国大学教师工作的具体特点，从大学教育和大学教师的实际出发，通过访谈和试测，笔者所编制的“大学教师工作满意度问卷”主要包括如下几个维度:领导与管理，工作本身，工作关系，工作收人。验证性因素分析发现，拟合优度指数GFI,AGFI,NFI,NNFI,CFI,IFI都大于0.90,RMSEA>0.05，这说明这个问卷可以作为单一维度来看待。问卷的效度是可以接受的。
由表3可知，各子维度的内部一致性系数在0.62-0.90之间，这说明所使用的大学教师工作满意度问卷具有较好的同质性信度。其中工作收人维度的a信度系数为0.90，领导与管理维度的a信度系数为0.84，工作关系维度的`a信度系数为0.71，工作本身维度的a信度系数为0.62。四个维度可解释总变异的61.04%o
2.因子分析。
根据本研究得到的数据对有关工作满意度的26个项目进行因素分析，其中5个项目在各因素上的负荷较低被去掉，结果保留21个项目。对这21个项目再进行同样的因素分析，抽取到4个有意义的因素，可解释总变异的61.04%(见表4)0
因素1包含的项目涉及工作报酬的公平性与合理性、晋级的标准、福利制度等，因而称之为“工作收人”。共计8个项目，Cronbach’sa系数为0.90，该因素可解释总变异的38.36%o
因素2的项目涉及意见的征求与采纳、对教师工作的鼓励与指导等，我们将它命名为“领导与管理”。共计5个项目，其Cronbach’sa系数为0.84，可解释总变异的10.52%o
因素3中两个项目属于相互合作，另一个项目是资源共享，故称之为“工作关系”。其Cronbach’sa系数为0.71，可解释总变异的6.41%o
因素4涉及工作时间、工作认可等，因此命名为“工作本身”。其Cronbach’sa系数为0.62，可解释总变异的5.76%o
二、结果分析
(一)工作满意度的基本状况
依照Likert’s五点赋分法，涉及工作满意度的每个测量条目理论上的中性值为3分，工作满意度的各个因素及总体满意度得分按所含条目的不同.其理论上的中性值见表So
从样本全体工作满意度的测量结果(见表5)看，大学教师在总体满意度上的平均值为3.132，明显高于理论上的中性值3(P<0.05);在各个因素上的平均值均明显低于其理论上的中性值(P<0.05)。其中，工作收人、领导与管理、工作关系、工作本身和总体满意度的标准误分别为0.06,0.06,0.07,0.06,0.08。这表明大学教师的工作总体满意度相对较高，而在工作收人、领导与管理、工作关系、工作本身方面的满意度相对较低。
关于工作关系因素，陈 云英(1994)的调查研究结果是教师在人际关系方面的满意度相当高，本研究结果对此未予支持。
(二)各因素对大学教师工作满意度的影响
1.问卷中各因素及其与工作满意度的相关
计算问卷中各因素之间的相关矩阵，其结果见表60
由表6可以看出，4个因素当中，除工作关系和工作本身外，其它2个因素均与工作总体满意度呈显著相关。虽然表7在某种程度上反映了自变量和因变量之间的相关关系，但由于这4个变量之间本身存在着不同程度的相关性，因而并不能真正反映出与因变量之间的净相关，同样也不能解释自变量和因变量之间可能存在的因果关系。所以我们在相关分析的基础上，进行了多元回归分析。
2.各因素对丈学教师工作满意度的重要性
表中除态度变量外均为虚拟变量。这样．表中每个虚拟变量的所有类型的均值之和应等于1。每个虚拟变量中被省略的类型依次为：性别，男；年龄，29岁及以下；婚姻状态，已婚；学历，本科及以下；职称，助教；专业，文科。
本文选用ols多元线性回归模型作为基本的分析模型，模型考虑的自变量(决定因素)包括人口变量、职业变量和各工作要素满意度。这些自变量中除工作满意度各要素是连续变量外，都构建成虚拟变量进人ols回归模型，每个虚拟变量的参考类型为表7中省略的类型。我们根据研究的目的构建了3组模型，模型1是将人口变量和职业变量作为自变量进人回归模型，模型2在模型1的基础上引人各工作要素满意度，模型3在模型2的基础上进行了优化，每个模型均在考察自变量对工作满意度的影响。对数据进行分析时，使用了SPSS11.5统计软件包。
我们在模型分析中选择这些自变量，主要是依据这些变量在理论上的解释意义，同时也考虑了本次问卷调查提供数据的可能性。实际上，其它的一些心理变量如工作压力、工作自主权、人格与工作的匹配等也被证实对工作满意度有显著的影响(罗宾斯，;Locke,1986)，但是由于在问卷设计时并没有把对这些变量的考察包括在问卷中，所以本文无法对其他可能对工作满意度产生显著影响的心理变量进行分析。
模型1的结果显示:首先，在控制职业变量的情况下，人口变量中只有学历对工作满意度有显著影响，与本科及以下的教师相比，学历越高，工作满意度就越高;其次，在控制人口变量的情况下，职业变量对工作满意度无显著的影响。模型1的确定系数Rz为0.080，调整后的Rz为0.075,F值为1.447(P>0.01)。这说明回归效果不显著，因变量工作满意度与人口变量、职业变量之间不存在线性相关关系。
模型2的结果显示:人口变量中的学历变量对工作满意度的影响变得不再显著，而年龄变量和婚姻变量的影响变得显著，职业变量中的专业变量对工作满意度的影响也变得显著;各工作要素满意度除工作关系和工作本身之外，都对总体的工作满意度有显著的影响。模型2的确定系数Rz为0.221，调整后的Rz为0.158，说明各工作要素满意度对总体工作满意度的解释效力是较强的。
为了使进入模型中的自变量都变得显著，同时这个模型的Rz又尽可能的大，运用逐步回归法首先将与因变量有关的全部变量引入方程，建立模型，然后依据每个回归系数的T值大小，逐个剔除那些不显著的变量，直到模型中包含的变量都是影响因变量的显著因素为止。运用SPSS11.5进行回归得到模型3，每个变量的T检验值均显著，VIF值也均小于2，说明自变量之间不存在严重的多重共线性，方程的拟合优度为0.173,F值为9.357(P<0.01)。
从模型3的结果来看，工作收人、领导与管理同工作满意度呈正相关关系;婚姻、专业同工作满意度呈负相关关系。比较模型3的标准偏回归系数，工作收人的标准偏回归系数为0.281，说明工作收入对工作满意度的影响最大，其次依次是领导与管理、专业和婚姻。由模型3可得最优回归方程为Y=0.336x,+0.25x2-0.355Zy2-0.344Hy2-1.338Hy3+3.303(其中Y代表工作满意度，x，代表工作收入，x:代表领导与管理，Zy:代表理工科，Hy:和Hy，分别代表未婚和其它)。
三、结语
本文的主要贡献在于提出了一个测量大学教师工作满意度的回归方程。研究主要发现:
(1)人口变量和职业变量中的学历、年龄、婚姻和专业在未引入态度变量的情况下对大学教师工作满意度有显著影响;
(2)在控制人口变量和职业变量的情况下，工作收人、领导与管理对大学教师工作满意度有显著影响;
(3)比较模型揭示，工作收入对工作满意度的影响最大，其次依次是领导与管理、专业和婚姻。
本文的不足之处主要表现为两个方面:
(1)模型对大学教师工作满意度的影响因素考虑不周全;
(2)“大学教师工作满意度问卷”的部分测量条目的解释力还比较弱，有待进一步改进。
虽然对工作满意度研究的历史很长，但是对大学教师工作满意度的研究则刚刚起步。大学教师工作满意度的研究，必将为大学教师工作满意度的提高提供具体、切实的帮助。
篇5：主观幸福感与工作绩效的关系研究综述论文
主观幸福感与工作绩效的关系研究综述论文
[摘要]主观幸福感是个体对其生活质量的整体性评估，是衡量个人和社会生活质量的一种重要的综合性心理指标。本文对主观幸福感与工作绩效的关系的相关研究进行了总结，在此基础上指出了今后在此问题上的研究方向。
[关键词]主观幸福感正性情绪工作绩效
一、引言
关于主观幸福感的研究早在上世纪50年代就已在美国兴起，随着各界对个体生存质量关注的加深，对主观幸福感的研究也日益丰富。主观幸福感（Subjective Well―Being，简称SWB）是指个体对其生活质量的整体性评估，它包括个体对具体事件的情绪反应、个体的心境、对生活满意感的判断、满足感，以及对具体生活领域（比如婚姻和工作）的满意感，是衡量个人和社会生活质量的一种重要的综合性心理指标。
二、工作满意度与主观幸福感的区别
早在上世纪30年代就有人提出“快乐的员工也是高效的员工”。之后的几十年，研究者对工作满意度与工作绩效的相关性进行了广泛的研究，一种观点认为高的满意度会导致好的绩效，快乐的工人生产效率高；另一种观点则认为好的绩效会导致满意。这两种观点都有支持性的研究，但是在工作满意度与绩效之间并没有发现简单、直接的关系。之所以会得出上述结论，可能是因为将工作满意度与主观幸福感简单等同了，工作满意度高的员工，并不一定就是快乐的。
工作满意度是工作者心理与生理两方面对环境因素的满足感受，亦即工作者对工作情境的主观反映，这种反映影响人的行为，甚至身体健康。工作满意度只涉及工作领域内的情绪，只是主观幸福感的一个方面。
主观幸福感由认知成分和情感成分构成。认知成分指生活满意度，情感成分可以进一步分为积极情感（正性情绪）和消极情感（负性情绪）。积极情感包括生活满意、高兴、愉快这些积极的情绪体验，不仅涉及工作领域，还涉及家庭、婚姻等方面的情绪体验。工作满意度的确可能在一定程度上影响员工的情绪，但个体的情绪同时还会受到家庭、婚姻等生活因素的影响，因此主观幸福感（或积极情感）可能比工作满意度更好的预测工作绩效。
三、主观幸福感与工作绩效的关系研究现状
在现代社会，工作占据了人们除睡眠外的大多数时间，同时它也是个人收入的重要依据，影响着人的自尊，提供着社会需要的商品和服务。因此，人们很看重工作。那么快乐的人在工作上是否比不快乐的人更成功呢？
有证据表明快乐的工作者比起他们不快乐的同伴来，有很多的优势。比如，主观幸福感高的个体更容易赢得面试，一旦得到工作他们也更容易得到主管的好评，他们会表现出更高的绩效和生产率，能够更好的处理管理工作，也更少出现工作倦怠。
快乐的员工在工作中表现的更为出色。在一项研究中，由经过培训的观察者对快乐的雇员进行评价，发现这些员工在工作中更独立、目的性更强、更灵活。还有证据显示快乐的人对工作更满意，在对一组对27项关于情绪与工作满意度研究进行的元分析中，Connolly和Viswesvaran指出，工作满意度的不同有10%到25%是由于倾向性的情绪造成的。在他们的分析中，积极情绪和工作满意度校正后的平均相关系数为0。49。
正性情绪倾向高的员工更容易得到上司和同事的好评。例如，在Staw及其同事对美国中西部的三家公司的研究中发现，管理者对正性情绪倾向高的雇员的工作质量、生产率、可靠性和创造性作出的评价更高。Wright及其同事的研究也得到相同的结果，发现上司对快乐的`员工评价更高。因此，幸福感（或者说积极情绪）可以比工作满意度更好的预测工作表现。Wright和Cropanzano在两项研究中发现，管理者对员工工作绩效作出的评价与幸福感有显着的相关（相关系数分别为0。32和0。34），而与工作满意度没有显着相关（相关系数分别为―0。08和0。08）。
在一项管理者评价任务中（包括领导能力和对信息的掌握），Staw和Barsade发现快乐的人明显表现得更好。正性情绪倾向高的个体更容易进入管理层，George发现有快乐的领导的服务部门更容易得到顾客的好评，营销人员中的快乐气氛是顾客满意度的一项独立预测指标。另一项研究显示，如果制造企业的CEO正性情绪倾向高，组织中的员工就更可能对自己作出快乐、健康的评价，认为工作气氛积极而温暖，而组织气氛跟生产率（r=0。31）和收益率（0。36）是相关的，在对负性情绪的研究中则没有发现这样的结果。还有研究结果表明：乐观的保险经纪卖出的保险更多，董事会和上级公司对乐观的CEO工作表现评价更高。工作中的积极情绪还与较低的缺勤率呈显着相关。Coté总结了幸福感对工作绩效的影响，认为快乐的情绪和良好的绩效之间的因果关系是双向的。
四、研究前景与展望
人们通常认为成功会带来快乐，但综上所述，快乐的人更可能成功――快乐的员工在工作中的表现更为出色，那么是快乐导致了成功，还是成功导致了快乐，这一因果关系并不清晰。今后的研究可以进一步对前人的研究加以整理，进行元分析，揭示主观幸福感或工作绩效的作用机制，进一步揭示主观幸福感（快乐）与成功之间的关系，创建模型。
其次，对于工作绩效的研究目前还主要集中在各类企业，帮助企业甄选员工、提高组织绩效，研究范围还可以扩展到公务员、教师、科研人员、运动员等。
参考文献：
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[3]佟永峰李焰范杰：主观幸福感研究概述。辽宁经济职业技术学院学报，（1）：115―116
[4]叶琳赖小静：满意的员工能否带来高效率。经营管理者，2004（12）：55―56
[5]王伟松唐春勇：工作满意度与工作行为及工作绩效关系研究。西南交通大学学报（社会科学版），2006，7（2）
篇6：债务治理与公司经营绩效关系的实证论文
债务治理与公司经营绩效关系的实证论文
摘要：
债务融资是上市公司的一种重要融资方式，其不仅是一种融资工具，而且对上市公司具有显著的治理效应。文章研究结果表明：我国上市公司的长短期债务均具有治理效应，并能够形成可观测的经营绩效；但治理效应的大小受债务期限结构的影响，实证研究结果显示长期债务对可观测经营绩效的作用程度大于短期债务。
关键词：公司治理；债务治理；经营绩效
债务契约理论、财务信号理论和控制权理论以及代理理论等理论认为负债是一种能提高企业价值的公司治理工具。国内外一些研究结论验证了这一观点。在前人研究成果的基础上，本文选择我国沪深两市正常上市的A股上市公司，排除了金融企业、中小企业板的企业以及数据不全企业，最终得到1098家样本公司。然后，用这些公司~两年的面板数据进行检验我们的观点，即认为我国上市公司所有债务（分为短期债务和长期债务）均可对代理成本产生抑制作用，从而提升样本公司的经营绩效。
一、理论分析与研究假设。
依据产权理论，企业的融资结构实际构成了企业的合约结构。所以作为企业重要融资方式的负债，不仅是企业的一种资本来源，其本身就是一种可以增加企业绩效的公司治理机制。例如，负债可以限制公司经理人利用自由现金流量为自己谋利（Jensen，1986）。
债务融资可以通过抑制代理成本提升公司财务绩效。根据Jensen and Meckling对代理成本的定义，可以将代理成本划分为监督成本、担保成本和剩余损失。本文主要讨论债务对第三类代理成本的抑制作用所形成得可观测财务绩效。夏正东（）、李世辉（2008）等将
上述第三类代理成本分为显性代理成本和隐性代理成本。例如，代理人利用自由现金流量进行职务消费，这类成本是可以观测也可证实的，属于显性代理成本；而管理层违背资金提供者（债权人和股东）进行净现金流量为负的项目投资行为是很难证实的，属于隐性代理成本。
Hart and Moore（1995，）的研究认为由于短期负债需要短期内归还，所以当短期债务较多时，公司管理者会减少其在职消费，这一结论同李世辉（2008）对中小上市公司的实证研究结果。Bergolf and Thadden（1994）研究结果认为长期债务可以通过约束企业再融资来抑制管理者过度投资行为。姚明安等（2008）的研究结果认为负债融资可以抑制企业投资。
因此，本文提出假设如下：债权人的治理作用可提升企业经营绩效，即流动负债率和非流动负债率均与企业经营绩效存在正相关关系，但两类负债对企业经营业绩的作用程度存在差异。
二、研究设计和描述统计。
1、变量定义。
（1）因变量。
为检验本文的研究假设，我们选择总资产报酬率（ROA）作为反应样本公司经营绩效的替代变量。之所以选择总资产报酬率作为反映公司财务绩效的指标，是因为该指标不仅反映股权资金的'报酬情况，也可反映债权资金的报酬情况，而且该指标符合企业价值最大化的财务管理目标。
（2）解释变量。
解释变量为：t—1期短期资产负债率（SZFLt—1），用该指标衡量样本公司短期债务的治理作用程度；t—1期长期资产负债率（LZFLt—1），用该指标来衡量样本公司长期债务的治理作用程度。
（3）控制变量。
控制变量为两个：
①公司规模指标（LNZC），选择公司期末资产总额的自然对数来度量，通过控制该变量可以排除样本公司规模不同对检验结果的影响。
②公司总资产营运能力指标（SL），选择总资产周转率来度量，通过控制该变量可以排除样本营运能力的不同对检验结果的影响。变量定义如表1。
2、数据选取。
我们通过巨潮资讯网和RESSET数据库搜集了本文所需的数据。这些样本公司属于正常上市的A股上市公司，且排除了金融企业和中小企业板挂牌交易的上市公司以及数据不全的公司。因此，通过筛选最终选出符合要求的有效观测值2196个。在本研究中，我么使用stata8.0软件进行数据处理和分析。
3、样本描述性统计分析。
我们首先对两个解释变量进行了一般描述性统计。分别列示了样本上市公司长、短期资产负债率的最大值、最小值、平均值和标准差。从描述性统计结果看，我国上市公司平均资产负债率为52.54%（43.34%+9.20%），负债总体水平偏高。同时我们可以看出样本公司的债务期限结构不平衡，短期资产负债率偏高，其均值为43.34%，且在公司间存在较大差异（标准差为22.48%）；而长期资产负债率平均水平偏低，其均值为9.2%，仅占总负债17.5%，且负债水平在公司间存在明显差异（标准差为13%）。
三、回归检验与分析。
本文建立如下回归方程来检验研究假设：ROA=β0+β1×SZFLt—1+β2×LZFLt—1+β3×SL+β4×LNZC+ε其中，β0为截距β1β2β3、β4分别代表各变量的回归系数，ε为随机扰动项。经过比对处理面板数据的三种模型发现最适合采用随机效应模型。
根据上述回归结果可以看出，在控制公司营运能力及公司规模等因素后对2007——样本公司数据进行检验，检验结果发现：两个解释变量均与因变量在1%的水平上显著正相关，这说明不管是长期债务还是短期债务对公司的经营绩效均具有提升作用；但长期资产负债率的回归系数大于短期资产负债率的回归系数，这表明长期负债对公司绩效的作用程度大于短期负债。本文前述假设通过检验。
上述检验结果可以解释为：负债能够发挥公司治理作用，从而促使公司提高财务健康程度，进而提升公司财务绩效，但长期负债的治理效应大于短期负债的治理效应。因此，本文的现实意义在于：通过分析研究发现样本公司的长期负债比率提升空间较大，尤其是在目前流动负债率偏高（样本均值为43.34%）而长期负债不足（样本均值仅有9.2%）且长期负债治理效应较大的情况下，应该提高长期资产负债率，从而提高公司财务健康程度，进而提升企业财务绩效。
四、研究结论。
对于负债融资是否存在治理效应以及治理效应为正还是负目前还没有形成定论。因此本文针对我国上市公司债务期限结构不平衡的特征，将债务分为短期债务和长期债务分别考察其治理效应，以期对上述问题的解决做出一点贡献。
本文利用我国上市公司2007——20数据研究负债融资对公司经营绩效的影响方向和程度。研究结果表明：样本公司的长短期债务均与总资产报酬率具有显著的正相关性，即负债融资可提升上市公司的经营绩效。但由于债务的融资期不同，会导致债务融资对公司经营绩效的作用程度不同，即长期债务的作用大于短期债务。
篇7：信息披露与公司绩效关系研究论文
信息披露与公司绩效关系研究论文
一、引言
20世纪频发的财务造假案件迫使诸多国家开始关注企业内部控制信息披露的情况。本文将深市主板公司数据做为研究对象，构造内控信息披露指数，讨论企业内控信息披露和公司绩效的关系，以期完善企业内控信息披露制度，提升我国资本市场有效性。
二、研究设计
（一）研究假设
根据代理理论和信号传递理论，企业披露内控信息会传递一定的消息，外界可据此推断企业的质量。内控完善的企业，经营越有效，股价相应上升，而不进行信息披露的公司则被认为是低质量或存在不利消息的，其股价预期会下降。故本文假设：内控信息披露质量与企业绩效正相关。
（二）样本选取及数据来源
本文选取20深市主板公司作为样本，为保证结论的可靠性，剔除ST、*ST及金融企业，得到441个研究样本。公司违规行为所受处罚的信息来自深交所的披露信息，其余数据来自万得数据库，数据的处理采用SPSS20.0统计软件完成。
（三）变量设计
1.被解释变量本文采用总资产收益率（ROA）和基本每股收益（EPS）作为企业绩效的指标，国内外学者研究都主要采用了这些指标，同时能综合地反映企业经营风险、股东收益和股东财富的变化。2.解释变量杨有红、陈凌云（）将内部控制五目标简化为3个：合规性、正确性、可靠性。本文从内部控制审计报告、年度财务报告等信息中提取重要信息构建内部控制信息披露指数，记为IICI，从而反映内部控制信息披露质量（具体赋值说明如下表）。3.控制变量（1）公司规模：公司规模越大，绩效会越好，存在内部控制缺陷的可能性会越大。本文是对公司期末总资产金额取自然对数对其进行衡量，记为SIZE。IICI的构建（2）资本结构：公司的资产负债率越大，股东和债权人所承担的风险越大，其要求的投资回报率会增加，导致企业融资成本的`增加，从而对公司绩效产生一定的负面影响。本文采用资产负债率来衡量资本结构，记为ALR。（3）股权集中度：股权集中度对于公司绩效具有重要影响。本文以前十大股东持股比例之和作为股权集中度的衡量指标，记为JZD。
（四）模型的建立
根据研究内容，构建以下模型:（1）α0为常数，α1至α4为各指标的系数，是模型的误差项。（2）其中，β0为常数，β1至β4为各指标的系数，ε2是模型的误差项。
三、实证结果与分析
（一）样本的描述性统计
财务报告审计意见方面，仅2家被出具保留意见，占0.45%，428家被出具标准无保留意见，占比97.06%，0家被出具否定意见审计报告；内控审计意见方面，仅2家被出具否定意见，占0.45%，标准无保留意见共计410家，占比为92.97%。从统计结果可以看出，公司的内控披露良好。样本中总资产收益率的极小值为-39.6379%，极大值为47.532%，标准差为6.92，说明以该指标衡量的公司绩效差别较大；每股收益极小值-2.65，极大值为2.99，标准差0.58，以该指标衡量的公司绩效差别较小；内部控制信息披露指数的极小值为0.5，极大值为2.5，标准差为0.299，表明样本公司的内控信息披露质量较好；资产负债率极小值为2.92%,极大值为97.52%，标准差为21.08%，将其作为控制变量很有必要；公司之间股权集中度的差别比资产规模之间的差别要大。
（二）多元回归分析
经过相关关系分析后，进行多元回归分析，结果表明公司内部控制信息披露、股权集中度和公司规模与公司的经营绩效成正相关关系，资本结构和企业绩效负相关。以ROA为被解释变量时，内控信息披露、资本结构和公司规模的t值分别为3.246、-4.258和0.566，在1%水平下显著；股权集中度变量的t值为2.501，在5%水平下显著，得到方程：ROAi=5.508+3.644IICIi+0.156SIZEi-0.072ALRi+0.053JZDi以EPS为被解释变量，内部控制信息披露、资本结构和公司规模的t值分别为0.910、-4.591和6.698，通过了显著性水平为1%的检验，得到方程：EPSi=1.663+0.08lIICIi+0.144SIZEi-0.006ALRi+0.003JZDi。
四、结论与建议
（一）有关结论1.实证分析得到样本公司内控信息披露质量与公司绩效正相关，即提高信息披露质量，可有效监督和激励管理层，完善公司治理结构，提高经营绩效。2.上市公司规模与经营绩效正相关，公司规模越大，治理机制和内控较好，经营绩效提升；股权集中度和绩效正相关，股权集中时，形成制衡机制，提升经营绩效；当企业过度举债面临较大还款压力时，会计舞弊的可能性增加，内控水平下降，绩效下滑。
（二）政策建议
1.完善内部控制信息披露的相关规定内部控制信息的披露，有利于公司的绩效和资本市场有效性的提升。因此，企业应提高内部控制信息披露机制，主动披露；监管部门要强化相关法定要求，加大对违规披露行为的处罚力度，保护投资者利益，提升资本市场的有效性。2.内控信息披露的内容与格式需标准化现阶段我国对内控信息披露的要求不够标准化，导致公司信息披露的形式各异，影响披露的质量，因此建议财政部对公司内控信息披露的具体内容和格式做出统一规定，实现信息披露的具体化、标准化和明确化，提高信息披露质量。
参考文献：
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篇8：高校办公室工作压力与工作绩效关系之研究
高校办公室工作压力与工作绩效关系之研究
工作压力与工作绩效的关系一直是管理学探讨的主题之一,如何控制好压力的大小对高校办公室实际工作有重要的`实际意义,因此受到众多高校教育管理研究者的重视.本文从办公室的工作内容出发,对压力的概念、来源、及与工作绩效的关系做一个初步的阐述.
作 者：陈红梅 作者单位：福建商业高等专科学校,福建福州,350012 刊 名：福建省社会主义学院学报 英文刊名：JOURNAL OF FUJIAN INSTITUTE OF SOCIALISM 年，卷(期)：2009 “”(2) 分类号：C931.4 关键词：高校办公室 工作压力 工作缋效篇9：会计人员工作倦怠与公司财务绩效研究论文
一、研究意义
当前市场竞争日益激烈，各种压力越来越大，与此同时会计工作的特殊性也会使会计从业人员承受的工作压力愈加增大，使得他们身上的倦怠症状越来越突出。研究工作倦怠与公司财务绩效的作用机制，有利于企业更好地认清公司内部人员的心理状况，了解公司财务绩效实情，掌握工作倦怠形成的原因、后果及影响财务绩效的因素，进而促使企业加强人员管理，寻找恰当的激励政策，在使职工效率达到事半功倍的同时，促进公司的成长与发展。
二、工作倦怠与公司财务绩效关系
（一）工作倦怠
1.工作倦怠的内涵。工作倦怠的定义，国内学者各抒己见，如李永鑫从状态观的角度系统深化地将工作倦怠概念界定为从业人员的一系列情感损耗、去人格化及成就感低落现象，并将其产生的职业领域限定为与人频繁接触的特定职场。陈炜煜和杨婧()着眼于会计职业中的注册会计师群体，认为工作倦怠是指审计工作压力造成的、注册会计师体验到的一种偏激反应，表现为工作不严谨等一反往常的消极情绪和行为。
2.工作倦怠的诱因。多数学者认为个体因素是倦怠产生的重要动因，如性格、年龄、经验等个体特征均影响工作倦怠水平。此外，员工与企业紧密相连，其身上某些个体特征的展现主要取决于公司提供的工作环境，因此结合职工本身个人特征与工作倦怠的关联性，不难发现公司特征在倦怠产生过程中也存在至关重要的作用。不少研究证实了这一观点，如李超平和时勘(2003)以组织公平为立足点，发现公司内部的公平程度与员工产生工作倦怠的可能性密切相关。王海光()认为公司内部薪酬增长与否、薪酬绩效比重高低等关系到从业人员的工作倦怠水平。
（二）公司财务绩效
公司绩效以“持续经营”假设为前提，体现为企业一定生产运营期间内的经营成果，是公司整体营运效益水平和局部经营者业绩状况的统一。其中公司局部经营者业绩状况主要体现为各部门管理者在企业经营中作出的资本保值增值、会计收益等一系列贡献及成果。因此会计人员作为调配企业生产经营资金的管理者，其对公司的贡献也应纳入公司绩效之中。本文将公司财务绩效界定为公司一定营运期间内整体绩效成果在财务方面的表现。公司财务绩效的评价在指标选取上既应该涵盖代表公司整体业绩的净资产收益率(ROE)、总资产报酬率(ROA)、经济增加值(EVA)等，又应该囊括与公司财务人员紧密相关的财务预算控制达标率、各类账目准确率、财务报表提供准确率、应收账款延期收回增长率、销售现金比率、营业费用率等。
（三）工作倦怠与公司财务绩效关系
由于会计工作关系公司经济命脉，会计人员必须严格按照会计相关法律法规及会计政策的规定执行。然而，会计一职相对其他工作而言，要求高度的专注和谨慎，但是工作性质却单调缺乏创新性，会计人员长期从事此工作便会丧失工作热情、改变工作态度，甚至牵连其他同事并产生疏远行为，结果导致他们本应坚守的公正性、严谨性缺失，放松相关财务的管控力度，进而造成应收账款监管不利、资金利用程度降低、自有现金使用不当等一系列负面现象，最终影响企业财务绩效。另外，相对于法律规定的原则性而言，我国为实现与国际会计接轨，相关会计政策及会计专业知识的变化相对灵活，随时要求会计人员参与相关知识培训，扩充他们的职业能力。然而会计人员自身专业知识水平的更新总是滞后于会计政策及相关专业知识的变化，致使会计人员认为自我能力不足，职业判断含糊不定，从事相关工作存在迟疑态度，结果阻碍正常财务工作的运行，影响公司财务绩效。会计工作贯通于企业生产的各个环节，与公司内部各部门的联系十分紧密、广泛，关系着企业整体的经济状况，也就意味着从事该工作的.会计人员的工作质量尤其重要，他们工作质量的好坏关系到企业整体财务状况。对于公司财务绩效而言，会计人员工作质量的高低体现在会计工作效率水平、会计信息差异程度、会计资料公允力度等方面，对公司财务绩效的预测作用较强，因此企业在追求公司财务绩效时要格外关注会计部门的工作质量，而该质量的高低依赖于会计人员的专业能力及综合素养。
三、预防会计人员倦怠的对策
（一）建立良好的工作环境
为改善公司财务绩效，企业可以试图减小会计人员情绪资源消耗、适当缩小薪酬的“贫富差距”，缓解他们的工作压力。企业应建立柔性化的工作体系(工作轮换、工作时间弹性化、自我团队管理等)，合理优化企业薪酬分配制度，创造以人为本的企业文化，以挖掘会计从业者发挥主观能动性的潜力，使其有足够的动力与信念进行“潜能释放”。因为对其进行柔性管理、依其劳动成果分配所得、考虑会计群体的心理感受，不仅可以为会计人员提供灵活的工作环境，还可以减少会计人员情绪资源消耗和工作压力，使其以饱满、积极的情绪参加工作，提高工作效率。除此之外，营造以人为本的企业文化，还能够增强会计岗位与其他部门、其他层级的沟通，使不同部门、不同级别的人员充分认识会计工作者的重要性，会计人员也可以通过自由沟通、人性化领导，得到其他部门或领导的认同，提高会计团体的成就感。
（二）加强企业会计培训
目前，社会经济快速发展、互联网时代日渐完善、会计知识与时俱进，这些现象无一不推动我国会计形势趋向国际惯例，并向我国会计政策与法律法规、会计群体职业操守与道德素养及其专业能力与知识提出了相关要求。但由于企业忽视会计知识更新、企业内部会计地位缺失、会计人员自我培训意识浅薄等原因，公司内部呈现出会计信息滞后、会计人员认知偏差、价值观淡薄、记账不遵循规范等现象，结果导致会计信息差异增大，出现会计差错，影响公司财务绩效。因此，企业应有计划地组织一些有针对性的会计培训，采取灵活的培训机制，从而使其认清会计行业良好的发展前景，增强其专业技能，提高他们的专业认同度。从工作倦怠方面考虑，经过专业培训的会计人员，其应对工作压力的承受能力、实现目标的生存能力、改善人际关系的沟通能力也将增强。
（三）建立灵活有效的薪酬激励方案
建立基础及激励薪酬体系。基础薪酬包括会计人员平时领取的基本工资、奖金、津贴等物质性薪酬，除了保障会计人员的基本需求外，还可以提高他们的安全感，消除他们的不满情绪。另外，对于每个会计人员而言，他们的需求有高低之分，当他们的基础性需求得以满足时，高层次的需求会应运而生，渴望工作时间自由、得到领导或同事的认可等等。因此，企业应该建立激励双薪制，如根据会计人员特点和具体需求制定绩效奖赏福利、知识激励福利、菜单式激励福利等。完善的基础及激励薪酬体系，不仅满足会计人员自身需求，为其提供安全感，增加他们对公司的忠诚度，还可以激发员工的想象力和创造力，提高他们解决问题的能力，使其动力十足；另外还可以彰显企业特色，扩大企业社会声誉，满足企业发展目标。
（四）降低会计人员疏离感
为降低会计人员的疏离感，企业首先应该深化领导支持、改善领导风格、加强领导沟通。沟通是深化领导支持的有效途径之一，实行面对面沟通，一方面可以使高层领导真正了解基层会计人员的工作情况，酌情满足他们在生活方面、工作方面及其他方面的需求，向他们传递企业重视财会部门、关心会计职工切身利益的信息；另一方面可以使会计团体内部成员掌握的不同信息得以分享，有助于降低由信息不对称造成的公司财务绩效风险。其次，赋予会计人员责任，让其参与企业决策与管理。作为身负管理决策责任、参与公司管理过程的会计人员，能够充分意识到自己工作的重要性，认为自己的情绪资源消耗会有所回报，不自觉地提升自我成就感及工作热情，认真践行自我职责，从而降低出现工作差错或财务风险的几率，保障公司财务绩效。
参考文献：
[1]李永鑫.工作倦怠及其测量[J].心理科学，2003(3).
[2]陈炜煜，杨婧.注册会计师职业倦怠影响及对策探究[J].注册会计师，2014，2(4).
[3]秦虎,陈赟喆,孟慧.情绪劳动、情绪智力与工作倦怠的关系[J].心理研究，，4(1).
[4]孙成,毛晨峰,涂利疏.杭州市高校教师职业倦怠与工作绩效调查研究[J].教育教学论坛，，3(12).
[5]李超平，时勘.分配公平与程序公平对工作倦怠的影响[J].心理学报，2003，35(5).
[6]王海光.工作倦怠与薪酬制度关系的实证研究[J].科技与管理，2010(12).
篇10：浅谈产品创新性与产品市场开发绩效关系研究论文
浅谈产品创新性与产品市场开发绩效关系研究论文
一﹑文献回顾
新产品开发绩效
长久以来一直备受关注，不断推出新产品是一个企业经久不衰的武器之一。在新产品开发绩效的众多驱动因素中，由于其重要性和管理可控性，产品创新性和产品推向市场的速度一直备受关注。张婧(2010) 在研究中指出产品创新性对制造型企业新产品开发绩效的影响显著为正，且均高于以前文献研究的一般水平。廖勇海(2015)利用Meta 分析方法，通过双变量相关性分析发现产品创新性对新产品绩效有直接的正向影响。孔婷()在文献研究基础上，采用结构方程模型探讨了新产品上市速度和新产品开发绩效之间的关系，研究结果表明，产品上市速度对企业新产品开发绩效有显著的提升作用。
Woojung chang 和StevenA.Taylor()的研究发现，顾客参与可以通过加快产品推向市场的速度提升新产品开发绩效，但新产品创新性和新产品开发绩效之间无显著相关关系。HaisuZhang(2015)通过对前人文献的总结，在他的研究中指出产品创新性和产品推向市场的速度均对新产品开发绩效有正向的影响，并通过结构方程模型验证了这一结论。由此可见，目前学者们关于产品创新性与新产品开发绩效的关系尚未形成统一的结论。根据创新的新颖度不同可以将新产品创新类型分为渐进式创新和突破式创新，渐进式创新是对现有的产品、服务和技术的改进和完善，是指持续的不断积累的局部或改良性创新活动。突破式创新是在与现有技术知识资源几乎完全不同的新技术和知识资源的基础上进行创新，对企业现有的产品、服务和技术可能产生替代性的破坏效果，甚至彻底颠覆已有产品和服务的设计理念。把创新类型作为调节变量的学者很多。姚山季﹑陶晓波均发现产品创新类型在顾客参与新产品开发与新产品开发绩效间的关系起调节作用。已有研究成果为后续研究提供了重要的理论基础，然而上述研究只考虑了产品创新性﹑产品推向市场的速度对新产品开发绩效的影响，故存在结论不一致的情况。
通过对相关文献的研究总结，我认为造成结论不一致的'原因是忽略了产品创新类型对产品创新性﹑产品推向市场的速度和新产品开发绩效间关系的调节作用。综上所述，本文依托新产品创新性﹑产品推向市场的速度和新产品开发绩效的理论基础，分析三者之间的关系，重点关注产品创新类型对产品创新性﹑产品推向市场的速度和新产品开发绩效间关系的调节作用.
二﹑研究假设的提出
产品创新性指产品异于竞争性替代品的程度。从竞争优势理论来讲，创新性产品由于其优越性、独特性和新颖性的差异化特征，相对于竞争性产品更具竞争优势，公司在这种竞争优势中获利，表明了产品创新性与产品绩效间有显著的正向关系，这也被大多数研究所证实。但Woojung chang 和Steven A.Tayl or(2016)的研究证明产品的创新性与新产品开发绩效之间无显著相关关系。对此，我们提出假设(1)当产品创新类型为渐进式创新时，产品创新性与新产品开发绩效正相关;(2)当产品创新类型为突破式创新时，产品创新性与新产品开发绩效负相关。新产品开发速度指企业将想法从概念转化为市场产品的速度，它衡量企业迅速完成新产品开发过程的能力。新产品开发速度能帮助企业快速占领市场，制订产品标准，取得市场先发优势。孔婷等的研究得出新产品上市速度对企业绩效有显著的提升作用，Woojung chang和Steven A.Taylor2016)的研究也证明了顾客参与可以通过加快产品推向市场的速度提升新产品开发绩效。以上研究均证明了产品推向市场的速度会对新产品开发绩效产生正向影响。但尚未有学者指出产品创新类型会对产品推向市场的速度与新产品开发绩效的关系产生调节作用。对此，本文提出假设(3)当产品创新类型为渐进式创新时，产品创新类型会增强产品推向市场的速度与新产品开发绩效之间的正相关关系;(4)当产品创新类型为突破式创新时，产品创新类型会减弱产品推向市场的速度与新产品开发绩效之间的正相关关系。
三﹑论文的理论模型分析
根据调节定向理论，产品的创新性越高，顾客感知风险越大，会导致顾客减少对新产品的购买。因此，本文认为创新类型对产品创新性和新产品开发绩效间的关系具有调节作用。渐进式创新是较低层次的创新，是在现有需求的基础上对现有产品或技术进行的微小改进或过程创新，例如：产品线的延伸、产品生产工艺的改进。企业的渐进性产品创新活动所面临的技术需求、商业环境及生产过程相同，它是建立在已有的知识、能力与经验之上，市场对产品的需求也较为稳定。具备渐进式创新能力的企业在进行新产品开发时，不会显著改变顾客先前已经形成的产品知识，也因此能够使顾客对于新产品需求和期望始终保持在一个稳定水平，进而降低对于新产品开发在认识上的不确定性。因此，对于渐进式创新，顾客感知风险较小，产品创新性与新产品开发绩效正相关。同样，因为渐进式创新是对原有产品的部分或局部变革，技术水平低，竞争对手容易模仿。所以产品推向市场的速度越快越好，此时，作为领导者的企业比作为跟随者的企业获得更大的利润。
这是因为：一方面，先进入者能获得更大的市场份额，此时，行业中只有一家生产该产品的企业，随着后期竞争对手的进入，利润逐渐被摊薄。另一方面，先进入该市场的企业声誉较好，容易获得消费者的信赖和支持。故而，我们认为当产品创新类型为渐进式创新时，产品创新类型会增强产品推向市场的速度与新产品开发绩效之间的正相关关系。突破式创新通常不是为了满足目前市场上的需求，而是为了满足潜在的需求或创造出新的需求，并且显著改变消费者的消费模式。突破式产品创新包含着高度风险，创新活动所依赖的技术和市场基础等可能处于开发阶段或根本不存在，开发出的新产品对顾客与竞争对手而言是全新的， 市场对产品的需求存在着高度复杂性和不确定性。具备突破式创新能力的企业在进行新产品开发时，通常都经历了对原有产品知识的瓦解和重塑，使顾客在急速改变的产品面前无所适从，增加了顾客对于新产品开发认识的不确定性。
由于顾客对于采用突破式创新的产品感知风险大，所以他们从产品上市到购买产品需要较长的时间。在这段时间，一方面因为资金回收慢，会给企业的经营带来风险。另一方面，因为市场对产品需求的高度复杂性和不确定性，新产品可能难以被市场接受或者即使市场接受了新产品，产品从研发到上市，从上市到被消费者广泛认可也需要很长时间。由于目前衡量新产品开发绩效的指标均为短期指标，所以我们认为当产品创新类型为突破式创新时，产品创新性与新产品开发绩效负相关。同样，由于突破式创新是对原有技术﹑流程的重大变革，不易被竞争对手模仿。此时，产品推向市场的速度与新产品开发绩效的关系要弱于当产品创新类型为渐进式创新时，产品推向市场的速度与新产品开发绩效之间的正相关关系。
四﹑结论及建议
通过上述分析可知，产品创新类型对产品创新性﹑产品推向市场的速度和新产品开发绩效间关系具有调节作用。当产品创新类型为渐进式创新时，产品创新性与新产品开发绩效正相关;当产品创新类型为渐进式创新时，产品创新类型会增强产品推向市场的速度与新产品开发绩效之间的正相关关系。当产品创新类型为突破式创新时，产品创新性与新产品开发绩效负相关;当产品创新类型为突破式创新时，产品创新类型会减弱产品推向市场的速度与新产品开发绩效之间的正相关关系。因此，企业可以根据自身的实际情况，有针对性的选择合适的营销方式，当企业选择渐进式创新时，由于产品的创新性较低且容易模仿，企业应该通过加快产品上市的速度来盈利。
此时企业适合采用市场渗透定价法，以一个较低的产品价格打入市场，在短期内占领市场。当企业选择突破式创新时，因为产品本身的技术含量高且被消费者接受的周期长，故而产品上市速度不再是最重要的因素，企业无须着急推出产品。此时，企业应该更加关注产品的创新性和产品的宣传推广。
篇11：河南民间投资与经济增长关系的实证研究论文
我国经济在经历多年的高位快速运行之后，发展中的深层次结构性矛盾逐渐凸显，加快转变经济发展方式刻不容缓。我国经济发展要由资本驱动向消费拉动转变，但对河南这样一个经济发展水平较低、开放程度不高、经济增长仍主要靠投资拉动的内陆省份来说，短期内要实现消费拉动经济发展是不现实的。
目前，和东部沿海地区相比，河南经济发展水平较低，三次产业结构不合理，农业尤其是粮食生产对全国有重要的战略意义，作为新兴的工业大省，工业化水平还很低，第三产业尤其是现代服务业发展还很滞后，人均可支配收入不高，消费需求潜力有待进一步挖掘，外贸依存度不高，相对比较封闭。可以说，在今后一个相当长的时期内，河南经济发展的主要动力还是来自投资拉动，尤其是民间投资拉动。因此，研究民间投资与经济增长的关系就显得十分必要[1]。
一、河南民间投资发展现状分析
近年来，在国家一系列鼓励民间投资发展政策的支持下，河南民间投资力度逐步加大，在投资额、投资主体和投资领域等方面表现出了显著特征，对加快河南经济结构调整、缓解就业压力和推动技术进步与创新等方面起到了十分重要的作用。
(一)河南民间投资发展特征
1.投资总量不断上升，和全社会投资基本一致。
，河南全省民间投资总额达8 579.83亿元，是1991年的76.48倍，大大高于全社会投资(53.44倍)和政府投资(35.52倍)。全省民间投资占全社会投资的比重由1991年的44%上升到20的63%，与政府投资占比由56%下降到37%形成鲜明对比[2]。
民间投资总量不断上升，说明河南民间投资十分活跃，民营经济发展十分迅速，并且民间投资总体趋势和全社会投资基本保持一致，如下页图1和图2所示。
2.投资主体呈多元化趋势。当前，民间投资主要由个体投资(居民个人的生产性投资和住宅投资、城乡个体工商户经营性投资)、私营企业投资、私有资本控股的股份制企业投资、集体企业投资和其他投资构成。近年来，河南民间投资主体多元化趋势明显，各类投资十分活跃，民间投资由个体和集体为主逐渐向股份制经济投资转变，股份制经济投资成为民间投资最主要的投资主体之一。
3.投资领域和行业不断拓宽。近年来，河南民间投资已涉足工业、房地产业、批发和零售业、水利环境和公共设施管理业、农林牧渔业等国民经济多个领域，既有竞争性项目，也有基础性和公益性项目，在多数行业投资中，民间投资占较大份额且增势强劲。
1～2月，全省工业完成投资278.36亿元，占民间投资的59.0%;房地产业完成投资113.92亿元，占民间投资的24.1%;批发和零售业完成投资17.25亿元，占民间投资的3.7%;水利环境和公共设施管理业完成投资16.11亿元，占民间投资的3.4%;农林牧渔业完成投资11.76亿元，占民间投资的2.5%[3]。
4.投资具有周期性波动的特点。民间投资需求波动趋势与国民经济波动趋势是基本一致的，只是波动幅度更大一些。当经济处于扩张期时，民间投资也随之扩张;经济处于收缩期时，民间投资也随之收缩。
这表明民间资本发展还不成熟，短期行为明显，具有内在的脆弱性。从图1和图2可以看出，受国际金融危机的'影响，河南民间投资占全社会投资总额比重明显下降，与国民经济波动趋势是基本一致的[4]。
二、河南民间投资与经济增长关系的实证研究下面选取河南一定时期内样本数据，采用Eviews6.0软件，对民间投资与经济增长关系进行实证研究。
(一)变量选取和数据来源
目前，对民间投资尚无统一的定义，因此只能根据经济学界相对主流的定义来计算民间投资，即按照资金来源来区别政府投资和民间投资。民间投资包括集体经济、私营个体、联营经济和股份制经济及其他经济的总和。根据国家统计局网站各地区统计年鉴和河南省统计网，按全社会固定资产投资额进行计算，选取河南省1991～年各年民间投资(CI)数据和GDP数据，来分析二者的关系。
(二)变量处理
GDP和民间投资CI两组时间序列数据存在着很明显的上升趋势，直接对二者进行回归分析可能存在着“伪回归”关系，为避免此类情况发生，首先要对数据进行相关处理，进而采用协整分析方法，来研究民间投资和经济增长之间的关系。
1.对CI和GDP数值取自然对数。为消除时间序列数据中异方差的影响，使得数据更易于建模，对数据取自然对数，得到数据LNGDP和LNCI。
2.序列的平稳性检验。在进行协整分析之前，首先要对上述数据进行平稳性检验，判断各序列的平稳性和单整阶数，结果如表1所示。
可见，在5%和1%的显著性水平下，LNCI和LNGDP的ADF值均小于其临界值，表现出平稳特征，从而不需要对其进行协整分析，可以直接对其进行回归分析。
(三)自相关检验和模型建立
运用最小二乘法OLS对LNCI和LNGDP进行回归，估计结果如表2所示。
在给定5%的显著性水平下，方程通过t检验，拟合优度达到97.87%，拟合程度较高，但DW值仅为0.30。于是，判断可能存在自相关性，进一步做LM检验，得到结果如表3所示。
在给定5%的显著性水平下，方程确实存在自相关。用偏相关系数检验得知，如表4所示，存在一阶自相关。
用广义差分法消除一阶自相关，运用最小二乘法OLS进行回归，估计结果如表5所示。
表5 OLS回归估计
进一步做LM检验，结果如表6所示。
在给定5%的显著性水平下，可知方程消除了一阶自相关。用偏相关系数检验得知，如表7所示，一阶自相关消除。
根据以上相关检验和分析，可以得到估计的模型为:LNGDP=5.34137461438+0.499971306367*LNCI+[AR(1)=0.767919546863](12.48160)(10.11733)(10.26614)R2=0.997639 R2=0.997324 DW=2.029908从模型估计的结果可以看出，在河南民间投资和国民经济增长的长期均衡关系中，CI的乘数为0.49997，即CI每增加1个单位，将促使GDP增加0.49997个单位，说明了民间投资对经济增长的拉动作用，并且二者存在长期稳定的关系。
(四)格兰杰因果关系检验
上面模型估计的结果只说明了民间投资对经济增长的拉动作用，而未体现出经济增长对民间投资的关系。下面通过Granger因果检验，结果如表8所示。
可见，当时滞后期为4时，原假设的概率值为0.6648，表明拒绝的概率小，认为CI促进了GDP增长;原假设的概率值为0.0684，表明拒绝的概率大，认为GDP增长并没有在很大程度上导致CI发展。从Granger检验结果可以判定，民间投资和经济增长之间存在着单向的因果关系。
四、结论和建议
(一)河南民间投资与经济增长之间的互动关系由回归分析可知，民间投资是河南经济增长的一个主要推动因素，能达到将近50%的乘数效应，成为近年来河南经济增长的重要动力。由协整关系可知，河南民间投资与经济增长之间存在着长期稳定的关系。由Granger检验可知，民间投资和经济增长之间存在着单向的因果关系，即民间投资拉动了经济增长，但经济增长并没有对民间投资形成良好的促进作用。
(二)促进河南民间投资与经济增长相互推动的建议1.更加优化民间投资环境。由于河南民间投资与经济增长之间存在着单向的因果关系，民间投资拉动了经济增长，但经济增长并没有对民间投资形成良好的促进作用。为此，应制定有效的政策措施，鼓励、支持和引导民间投资发展壮大，发挥投资与增长的乘数效应。另外，民间投资需求波动趋势与国民经济波动趋势是基本一致的，民间资本有其内在的脆弱性，民营经济的发展需要以政府的政策为导向。为此，河南要综合采取有利于民间投资发展的各项政策措施，切实保护民间投资的合法权益，培育和维护平等竞争的投资环境，更加优化民间投资环境。
2.合理引导民间投资投向。尽管民间投资对经济增长的拉动作用很大，但这种作用不能一味放大，否则可能会导致通货膨胀和产业结构的不合理。研究表明，政府投资在短期内可以扩大总需求，拉动经济增长，但这种作用是暂时的，从长期看，民间投资才是促进经济持续增长的原动力。一般情况下，政府投资主要是投向公共产品和非竞争性领域，相应地，民间投资应该多投向竞争性领域[5]。“十二五”时期，根据国家扩大内需的发展战略，顺应国家产业政策发展倾向，应该鼓励扩大民间投资，放宽市场准入，支持民间资本进入基础产业、基础设施、市政公用事业、社会事业、金融服务等领域。
3.提高民营经济可持续发展能力。经济增长不能完全依赖资本积累，从长期来看，技术进步才是促进经济增长的决定性因素。在激烈的市场竞争环境中，要启动民间投资、发展民营经济，不但要有一个良好的外部环境，企业自身发展能力的提高也是发展的关键。因此，要提高管理层的综合素质，培养一批高素质的现代经理人，提高企业内部经营管理水平，提高企业的经济效益，增强企业自我发展能力;必须高度重视民营企业的技术进步，加快企业的技术改造步伐，提高产品质量，增加适销对路的产品，创名牌产品，增强市场竞争力。只有这样，才能提高民营经济的可持续发展能力。
篇12：大学体育与大学生个性发展关系研究论文
大学体育与大学生个性发展关系研究论文
【摘要】现代教育理念强调“以人为本”,强调尊重学生的个性。因此,大学体育教育教学改革也应以此为目标和指针来指导教学活动。本文将重点探讨大学体育与大学生个性发展的关系。
【关键词】大学体育 个性发展 作用
实现素质教育是当代教育教学改革的目标。素质教育要求“以人为本”,即要求教育应重视学生个性特点,培养具有独立个性的全面发展的人才。大学体育教学面对的既是即将步入社会的学生群体,怎样在学校体育教育的最后阶段既完成各种教学活动,又能发展学生的个性,是每一位从事大学体育教育教学活动的教师都应思考的问题,笔者将就这一问题进行如下探析。
一、大学生的个性特点
大学生年龄的增长和身心的成熟,使其个性也愈加鲜明,独立意识更强。主要表现在:首先,其个性具有可塑性。虽然大学生处于个性发展的后期阶段,但由于一个人个性的形成是由先天因素和后天教育共同作用的结果,它的形成是一个渐进和发展的过程,所以大学生个性的可塑性仍然很强,有很大的发展空间。其次,其个性具有外向性。
大学教育的多样性,自主性教育模式使学生在漫长的应试教育下蛰伏的个性翅膀,在大学阶段得以舒展和释放。且由于大学生心理和生理已渐成熟,因而其个性多为外向性。他们更愿意与各种活动中展示自我。再次,其个性具有多样性。因个体的成长环境,先天素质,教育环境的不同而显示了多样性。同时,自身的个性结构也存在积极与消极,进步与落后并存等多层次性。这些个性特点都要求高校体育教师在教学中予以重视。
二、校体育教育对大学生个性发展的作用
1.体育教育对增强大学生意志品质的作用
体育教育有别于其他学科的教育,具有其自身的独特性,即它可通过各种方式和活动强健学生的体魄,教会学生如何面对压力,增强克服困难的意志力。体育教学中的竞赛还能最大限度的挖掘出学生的潜能,使他们的意志力、自制力等品质得到锻炼。有利于帮助学生克服其个性中的消极、落后、畏难等不利因素,增加勇敢、顽强、果敢等意志品质。以增加学生的进取心、自信心,形成积极健康上进的心态和良好个性。
2.体育教育对大学生心理健康的作用
现代健康的人的标准不仅仅指身体的健康还包括心理的健康。高校体育教育在大学生心理健康方面能发挥不可估量的作用。心理健康的标准是在理解自我的基础上能够接受他人,与他人和谐相处;正视和接受现实;热爱生活;能适当地表达情绪;具有健全的人格等等。高校体育教学能通过各种教学和竞赛活动培养学生形成明确的学习和生活目标,形成果断、坚韧、自信等意志品质;能帮助学生克服消极、畏难情绪和不良习惯、不良欲望等,进而形成积极健康的'心理。
3.体育教育对学生社会性的作用
大学生作为即将步入社会一个学生群体,对其社会适应能力的培养是所有学科教师义不容辞的责任。体育教育教学活动恰好能提供培养学生社会适应力的良好教育环境。
因为,体育教学活动本身就需要在群体环境中进行的,学生能在教学活动中容易进行沟通,其交往形式也通常自由而随意,同时课堂和谐的气氛也有助于消除学生在交往过程中产生的紧张心理。体育教学既有利于建立学生间的良好人际关系,又能避免学生的孤独感和人格偏差。增强了学生的社会适应力,培养和发展了学生的个性。
三、通过体育教学促进大学生个性发展的实践
1.通过“俱乐部”式教学模式促进学生个性发展的实践
“俱乐部”式教学模式其实就是“兴趣教学法”在大学体育教学中的应用。“兴趣是最好的老师”,体育教师可根据学生的身心特点和兴趣所在,在课上或课外开设各种活动项目,由学生根据自己的兴趣和能力自由选择。课上可安排几个不同活动项目,让学生自由挑选参加。课外可安排“排球、足球、篮球的等适合男生运动的俱乐部,也可安排健身、舞蹈等女生感兴趣的俱乐部。这样既符合学生的个性发展的要求,又丰富了教育教学内容,活跃了课堂气氛,为学生的课外活动提供了更广阔的空间。
2.通过开设选项课促进学生个性发展的实践
目前在大学体育教学中选项课教学模式已经被广泛应用,它是大学体育课程改革的一项重要尝试,是以促进学生个性发展的可自由选择的教学内容来代替传统的整齐划一的教学内容。是由体育教师选定教学内容,学生根据自己的兴趣,自身能力以及需要来选择感兴趣的课程内容。选项课能满足不同个性学生的学习需求,有利于发展学生的运动特长和运动潜能。教师同时要注意尊重学生的不同个性,因时制宜,因地制宜,因材施教;注意多种教学模式,教学手段的应用,促进学生个性的发展和成熟。
总之,大学体育教师应顺应现代教育理念的要求,在教学活动中“以人为本”,努力贯彻素质教育对于发展学生个性的要求,使学生在步出大学校门的时候,成为具有独立人格,社会适应性强,身心健康的高素质人才。
参考文献:
[1]程昆.高等体育与大学生素质教育[J].山东体育学院学报, .
[2]周宏.个性化教育与学生自我发展.中央民族大学出版社.
篇13：最佳人力资源管理实践与企业绩效的关系研究论文
人力资源管理与企业绩效之间相互依存、相互促进、共同进步。但是，我国最佳人力资源管理实践分析方面的研究仍然停留在表层，这使得我国最佳人力资源管理实践一直得不到有利突破，针对这些问题，我们还需要加大研究力度。
一、最佳人力资源管理实践与企业绩效
通常来说，人力资源主要就是一个企业中劳动力的制造者，要想获取更高的劳动力，就需要企业完善人力资源管理制度，令绩效考核充分展现出自身的价值，令企业的每一名员工都感受到企业带给自己的“幸福感”。这样才可以留下更多的员工，促进企业绩效的提升，打开企业发展的新局面。
与国外企业相比，我国企业的文化、环境甚至是发展方式都与国外有很大的差距，那么在国外企业中比较流行的最佳人力资源管理实践究竟能不能被我国企业所接受？虽然已经确定了最佳人力资源管理实践的确是提升企业绩效的一种有利手段，但是最佳人力资源管理实践中最有效的又是哪一种呢？最佳人力资源管理实践在提升企业绩效的同时，是只依赖于自己单一力量的约束还是需要中间变量的作用呢？这些问题都需要我们进行合理化的探讨。
斯坦福大学的JeffreyPfeffer教授曾经总结出了有关最佳人力资源管理实践的七项方法。后来，又经过多次研究得出越来越深入的七项方法，并且也明确了成果导向的绩效评估、成本利润与企业绩效之间存在正比关系。
综合国外优秀教授的总结与归纳，最终使我国于2008年确立了中国式最佳人力资源管理实践的七项方法，并与国外进行比较得出有效招募、培训开发、绩效评估、薪酬、工作组织、员工参与、员工关系这七个方面。
二、理论假设及变量设计
（一）理论假设
我国最佳人力资源管理实践主要是以普遍符合我国企业运作的方式为主，将人力资源管理进行合理的完善，观察是否可以为企业绩效带来新成果，虽然两者之间相互联系，但是也同样是独立的个体，承担自身的作用。
有效招募是一个企业得到高绩效的前提；将优秀的职员成功纳入自己麾下后，一定会进行培训开发，因为这也是企业的一种变相投资；企业积极鼓励员工参与到其中，就是对员工的信任，增加他们的好感度；雇佣安全可以有效的让员工全力奉献自己的能力，帮助生产发展；薪资水平的高低是企业能否吸引优秀人才的重要因素，让员工感到自身的价值；当公平机制得到好的实行，会让员工心中激荡出热情的火花，为企业带来成功；自我管理团队的监督体制，会在很大程度上得到比传统手段更加高效的管理成果；员工行为会影响到顾客满意度、企业的经营指标等，这就会使企业绩效直接对其做出相应的反应。其中，最为重要的是，员工工作行为不止影响企业绩效，也会在员工自身方面有很大的影响，同时被列入员工、企业的绩效考核指标中。因此，得出假设：
1.中国式最佳人力资源管理实践的七项方法均与企业绩效成正比例关系；2.中国式最佳人力资源管理实践的.七项方法均与员工行为成正比例关系；3.员工行为是最佳人力资源管理实践与企业绩效作用的中介变量。
（二）变量设计
（三）分析模型
三、实证分析
（一）描述性统计分析
本次调查中，一共派发了500份问卷，共有446份进行填写得到回收，作为有效问卷共有430份，因此，得到回收率89.2%，问卷有效率达到96.4%。
（二）因子分析
本文采用因子分析的方法检验问卷的信度和效度。通过计算后得出检视信度的克朗巴哈系数主要维持在0.7数值之上（具体计算过程不显示），通过克朗巴哈系数就可以反映出企业绩效研究变量统计的可信度较高。另外因子分析中的KMO值也都基本维持在0.6数值之上，由此可以表明变量表的效度较高。
3相关性分析统计
从表3可以看出，中国式最佳人力资源管理实践的七项方法相关性分析的系数都介于在0.5-0.56之间，这就表明了在0.01的水平上七种变量与企业绩效之间存在显著相关，使得假设（1）成立；又因为七种变量的相关系数都介于0.33-0.51之间，这表明了变量于0.01的水平上呈现出相关性，这使得假设（2）成立；最后，由表可知企业中绩效考核与员工行为之间的相关系数为0.56，这就表明了员工行为与企业绩效在0.01的水平上存在明显相关性。因而假设（3）成立。通常情况下通过以下取值范围判断变量的相关强度：
四、总结
对于一个企业来说，有效的人力资源管理是提高企业整体绩效的有效手段，其可以通过对员工行为的影响，从而间接地影响企业绩效，使企业绩效得到提高。因此，我国企业需要确实完善好人力资源管理制度，加大人力资源管理力度，通过中国式最佳人力资源管理实践的七项方法，来使企业绩效得到提高。
參考文献：
[1]乔坤，王晓云，栾晓琳.人力资源管理实践与企业绩效：基于企业和员工双向角度的研究[J].经济管理.2008，09（06）：89-103.
[2]杨东涛，刘杰.最佳人力资源管理实践的研究[J].江苏社会科学.2005，11（06）：45-67.
[3]蒋春燕，赵曙明.企业特征、人力资源管理与绩效：香港企业的实证研究[J].管理评论.2004，10（10）：34-62.
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