知识化倾向

知识化倾向（精选10篇）

知识化倾向 篇1

导言

现今, 过高的人才流动率表明, 相当一部分企业对知识型员工缺少凝聚力和感召力, 知识型员工则对企业缺乏归属感和认同感。如何加强人力资源开发, 为人才的发展和知识的积累创造良好的环境, 如何留住人才成为企业人力资源管理实践面临的难题。

(一) 组织承诺概念

早期学者在一维结构上界定组织承诺的概念, 20世纪90年代后, Meyer&Allen (1984, 1990) 提出组织承诺三因素模型, 包括持续承诺 (Continuant Commitment) 、感情承诺 (Affective Commitment) 和规范承诺 (Normative Commitment) , 该组织承诺理论受国外学者的普遍认同。国内关于组织承诺的研究始于20世纪90年代, 凌文辁等 (2000, 2001) 通过探索性因子分析, 提出职工组织承诺的五因素结构模型。刘小平等 (2001) 将组织承诺大体分为态度承诺 (Attitudinal Commitment) 和权衡承诺 (Calculated Commitment) 两类。

本文考虑到中国文化背景, 参照国内学者凌文辁等 (2000, 2001) 的研究, 将组织承诺定义为员工对组织的一种态度, 源于对组织的认同, 行为表现是员工与组织保持一致并融入组织, 主要包括情感承诺、理想承诺、规范承诺、机会承诺和经济承诺五个维度。

(二) 离职倾向概念

离职倾向是员工产生的离开组织的想法或者意愿 (符益群, 2002) , 属于自愿离职。学术界一般较为关注离职倾向而不是离职行为, 是因为后者比前者难预测, 并建议用离职倾向的研究代替实际离职行为的研究 (Price&Mueller, 1981;Bluedorn, 1982) 。

综上所述, 组织承诺是影响员工离职倾向的重要态度变量, 它从员工的情感和态度出发来分析员工心理状态对离职倾向的影响。因此, 本文从组织承诺变量出发, 探讨其对离职倾向的影响, 根据分析结果提出切实可行的对策与建议, 帮助企业制定有效的管理策略。

一、研究方法

本文选取扬州市部分企业的知识型员工, 共发放问卷200份, 回收173份, 有效问卷为118份, 有效回收率为59%。所使用的问卷主要分为三个部分:组织承诺部分、离职倾向部分以及个人信息部分。组织承诺量表主要借鉴凌文辁等 (2000) 开发的“中国员工组织承诺量表”, 离职倾向量表主要参考Griffeth&Hom、Mobley et al. (1991) 的离职倾向量表, 个人信息部分主要用于测量被试的人口学变量。最后采用SPSS16.0软件对问卷数据进行检验和分析论证。

二、研究结果

(一) 效度和信度检验

1. 效度检验。

效度检验之前进行KMO检验和Bartlett’s球度检验, 并经过第一次因素分析之后剔除项目 (DC2、NC4、NC5、OC4、OC5、EC2、EC4、AC3、AC5) , 第二次KMO检验和Bartlett’s球度检验结果 (见下页表1) , 适合进行因素分析。项目剔除后, 剩余项目能较好的会聚5个因素, 分别是理想承诺、规范承诺、机会承诺、经济承诺和情感承诺, 特征值大于1, 累计解释变异量达到70.815%, 具有良好的效度, 符合研究要求。

2. 信度检验。

如下页表2所示, 组织承诺各个维度量表信度系数分别为0.798、0.768、0.770、0.767、0.799, 组织承诺量表信度系数为0.880, 离职倾向量表信度系数为0.728, 以上验证说明量表具有良好的信度, 符合研究要求。

(二) 相关分析

由表3可知, 组织承诺与离职倾向的相关系数为-0.590, Sig. (ρ) <0.01。其中情感承诺、理想承诺、经济承诺与离职倾向的相关系数分别为-0.517、-0.568、-0.379, Sig. (ρ) <0.01;机会承诺与离职倾向的相关系数为-0.184, Sig. (ρ) <0.05。

**.Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed) .*.Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed) .

(三) 回归分析

组织承诺与离职倾向逐步回归分析结果 (见表4) , 从表4可以发现, 组织承诺的两个维度进入了回归方程, 这两个维度分别是理想承诺维度和情感承诺维度, 共解释了离职倾向41.5%的变异量, 其中理想承诺维度的影响较大, 解释了离职倾向31.6%的变异量。从回归系数可以看出, 理想承诺和情感承诺均对离职倾向有负影响, 理想承诺达到-0.431、情感承诺达到-0.349。

三、管理建议

实证分析结果表明, 知识型员工的组织承诺五个维度和离职倾向之间存在不同程度的负相关关系, 其中理想承诺和情感承诺对离职倾向的影响较大, 具有较强的预测力。

(一) 完善职业规划, 满足价值需求

企业要帮助知识型员工确定职业发展目标, 首先应了解员工的职业发展意愿, 在此基础上帮助员工制定职业发展规划, 并提供合适的发展道路, 使得员工发展与企业发展统一。

(二) 制订培训计划, 提升职业素质

企业应对人力资本投入高度重视, 建立适合企业发展的人才培养机制, 帮助员工挖掘人力资源潜力, 提高员工对企业的满意感和归属感。企业要保证培训的长期性和持久性, 保证培训制度的稳定性和连贯性。

(三) 提供晋升途径, 搭建发展平台

科学合理的职位晋升是有效激励知识型员工的一项重要措施。企业应通过管理制度的不断合理化促进知识型员工的职位晋升, 坚持以公平原则保障晋升制度的有效运行。

(四) 构建企业文化, 获得情感升华

企业该建立以人为本的文化氛围, 给予知识型员工信赖和尊重, 适当释放自主权和决策权, 从而增强企业的凝聚力和吸引力。积极构建与员工进行情感联系和思想交流的渠道, 在企业内部形成和谐融洽的工作氛围, 激发知识型员工积极的工作情绪。

参考文献

[1]弗朗西斯.赫瑞比.管理知识员工[M].北京:机械工业出版社, 2000.

[2]蒋春燕, 赵曙明.知识型员工流动的特点、原因和对策[J].中国软科学, 2001, (2) :85-88.

[3]凌文辁, 张治灿, 方俐洛.中国职工组织承诺研究[J].中国社会科学, 2001, (2) :90-102.

[4]张治灿, 凌文辁, 方俐洛.企业员工的组织承诺[J].中国管理科学, 1997, (1) :46-51.

知识化倾向 篇2

1.在成为能力倾向对象的活动中，把握必要的具有本质意义的基础特性(例如，在配置职务时，应进行职务分析)。

2.编制问题项目，用以发现这些基础特性在行为中的作用。

3.设定与项目相对应的选拔等级或回答范围。

4.保证信度和效度。

为了提高信度和效度，所设计的能力倾向测试必须充分地进行预试。在预试的基础上，不断严密地验证刺激与反应间的函数关系及规律性，即实现标准化过程。应该注意的是，预测的效度不可忽视。既然能力倾向测试是以预测性为基础，那么它的效标必须在将来应得到的现实成果(例如，任职后的工作绩效)中获得。

人称倾向与物称倾向之对比 篇3

关键词：人称倾向;物称倾向;主体思维模式;客体思维模式

英汉互译时，展开一个句子首先考虑的是主语的确立。而汉英两种语言在确立主语时体现出两种完全相反的倾向。汉语句子总是以人或有生命的物体为主题展开，英语句子多使用无生命的、抽象的事物或概念的名词作主语。

一、汉语人称倾向表现与主体思维模式

汉语的人称倾向反映了中国人的主体意识。中国传统哲学史关于人和如何做人的学说，是关于人的存在、本质、意义和价值的学说。中国传统思维把主体自身作为宇宙的中心，人是万物的尺度。当人称不言而喻时，又常常隐含人称或省略人称。悟性注重自我体验反思，汉语的表达习惯把知、情、意融合在一起。“汉语是一种充盈着人的主体意识、具有很强的人文性的语言”（洪堡特）。“主体意识是一个思维哲学概念，指人在思维过程中的主体观。人的主体意识倾向，使得在思维中把自己（主体）从环境（客体）中区分出来，环境包括万事万物。例如：1.家里人根本就不同意他出国的想法。His idea of going abroad to study is rejected by his family.

2.他很有能力，这事他能干。 His ability enables him to it.

3.他这样说，我很受鼓励。 His words made me feel encouraged.

4.一位雅思考了7分的考生答案是这样的。This is an answer written by a candidate who achieved a Band 7 score.

5.游客们觉得很难识别外国的风俗习惯。 Identifying the foreign customs is a difficult task for any visitors.

二、英语物称倾向表现与客体思维模式

西方哲学思维方式本质上是理性主义，表现为主客分明，区分自我意识与认识对象，以客观的科学态度对待客观世界，探究客体对主体的作用。客体思维尊重客观事物运行的法则，接受现实及客观事物对主体的各种影响。“物我两立，主客二分”的客体思维则强调客观事物给人带来的不可抗拒的影响，在语言表达形式上广泛使用被动句式，施事主语可以为无灵主语直接與有灵动词搭配，让事物以客观的口气呈现出来。例如：

1.Loans are also available to students who can not cover their living expenses. 如果生活费用不够，学生还可以贷款。

2.Changing jobs frequently maybe hard for a man to live comfortable. 人如果经常换工作，生活很难舒适。

3.It is important for people to work for interests and ideals regardless of the payment.人们不应该只考虑薪水，而应该为自己的兴趣和理想而工作。这点很重要。

4.My anxiety made me have no idea of what to do.我就感觉焦虑，不知道怎么办。

5.Trips to minority countries and regions render people a lot of new cultures and customs人们去少数民族国家和地区旅游的时候，会见识一些不一样的文化风俗。

综上所述，英汉两种语言的一大差异是客体意识与主体意识对立所造成的英语物称倾向和汉语人称倾向。研究英语物称结构和汉语人称结构，揭示其思维差异的根源，有利于我们进行正确的英汉互译，同时也可以提高我们的英语写作水平。

参考文献：

[1]河南林.汉英语言思维模式对比研究[M].齐鲁书社，2008.

[2]刘宓庆.新编汉英对比与翻译[M].中国对外翻译出版公司，2006.

[3]连淑能.英汉对比研究[M].北京：高等教育出版社，1993.

知识化倾向 篇4

管理大师彼得·德鲁克指出作为21世纪新型生产力的代表,知识型员工与以往任何群体或者集团都具有不一样的特点,因此他们的激励因素有别于传统员工[1],他认为怎样提高知识型员工的生产力,怎样有效激励知识型员工,是企业在21世纪面对的最大挑战[2]。对知识型员工进行有效的激励,找出其中重要的激励性因素,激发他们的创造性和主动性,既是一个重要的实践性问题,也是学术界重点研究的理论性问题[3,4]。因此本文对企业知识型员工激励因素个人喜好倾向评价问题进行了相应的研究与实证分析。

2 知识型员工激励因素体系构建

企业知识型员工队伍由不同专业、不同岗位、不同职务、不同性别、不同年龄、不同个性、不同地方等的个人构成,按照马斯洛的观点,人们的需求十分丰富,构成了一个需要层次。面对十分丰富的客观需求,具有不同个人特征的知识型员工有着差异化的需求满足喜好是显而易见的,张维迎说得好:“要设计一个有效的激励机制,前提就是如何理解人们的偏好”。

激励因素是指能够满足员工需要,激发员工的工作热情,充分有效调动他们工作积极性的因素,即用什么来激励知识型员工[5]。以美国学者玛汉·坦姆仆为代表的国内外学者和研究机构[2,6—23]的研究成果表明知识型员工主要的激励因素共计27项(种)。尽管国内外学者们对知识型员工激励因素进行了有益的探讨,取得了良好的成果,然而知识型员工对激励因素差异性喜好的具体表现尚未有针对性的研究。为了准确把握知识型员工激励因素个人喜好倾向的差异性,以便全面系统地指导企业知识型员工的激励实践,取得良好的激励效果,本文作者提出了企业知识型员工激励因素体系,包括7类因素和45项构成要素,如图1所示。

本文根据知识型员工激励因素体系在中国石油A公司和B公司进行了问卷调查。问卷调查对象确定为:处级干部50人;科级干部50人;一般职能部门管理者(大专学历以上)70人;专业技术人员120人;共计290人。在调查中尽量做到调查对象在专业、职称、年龄、性别、所属部门等方面比较平衡。本次调查实际发放问卷290份,回收问卷287份,回收率为99%。

本文利用SPSS17.0对所有调研数据进行了信度与效度分析(为节省篇幅,相关数据不得已省略,下同),数据表明知识型员工激励因素及其构成要素个人喜好倾向评价相关量表内部一致性高,信度较好,可以认为问卷具有较好的内在信度,数据可信,基于问卷的调查数据统计分析结果是比较可靠的;各表各题项之间的相关关系很强,且均为正向相关,均达到0.05(绝大多数达到0.01)的显著性水平,证明本文系列量表具有较高的收敛效度,可以进行后续研究。

3 知识型员工激励因素个人喜好倾向评价实证分析

频数分析即对数据按组进行归类整理,形成各变量的不同水平的频数分布表和常用的图形,以便对各变量的数据特征和观测量分布状况有一个概括的认识[24]。为了更客观准确地把握知识型员工激励因素个人喜好倾向评价的实际状态,本文进行了如下频率和均值分析:

3.1 频数与均值分析

数据表明,企业知识型员工在比较喜好和喜好这两个层面上,对7个激励因素个人喜好倾向的选择人数百分比排序为:成长因素(占总量的90.8%);工作因素(占总量的81.4%);领导因素(占总量的79.8%);精神因素(占总量的78.9%);管理因素(占总量的74.4%);经济因素(占总量的74.3%);环境因素(占总量的70.7%)。企业知识型员工对7个激励因素个人喜好倾向的选择均值排序为:成长因素(4.35);精神因素(4.14);领导因素与工作因素(4.06);管理因素(3.94);经济因素(3.91);环境因素(3.89)。

在比较喜好层面上,精神因素的选择人数百分比为42.1%;领导因素的选择人数百分比为50.5%。两者相差8个百分点。在喜好层面上,精神因素的选择人数百分比为36.8%;领导因素的选择人数百分比为29.3%。两者相差7个百分点。由于这个原因,在均值排序中精神因素在领导因素之前。

3.2 单因素方差分析

零假设(原假设)H0:H01、H02、H03、H04、H05和H06分别表示知识型员工性别特征、年龄特征、学历特征、工龄特征、职务特征和单位特征对经济因素、成长因素、精神因素、领导因素、环境因素、工作因素和管理因素等激励因素个人喜好倾向评价的影响无显著差异。

企业知识型员工激励因素个人喜好倾向评价单因素方差分析如表1所示。

(1)性别特征对管理因素个人喜好倾向影响的检验统计量概率p值小于显著性水平0.05,应该拒绝零假设,即认为知识型员工性别特征对管理因素个人喜好倾向的影响有显著差异。

根据单因素方差分析的要求,对于被拒绝的零假设需要进行多重比较检验,数据表明21.4%的男性知识型员工喜好管理因素的激励,33.3%的女性知识型员工喜好管理因素的激励,两者相差12个百分点左右。

(2)学历特征对经济因素个人喜好倾向影响的检验统计量概率p值小于显著性水平0.05,应该拒绝零假设,即认为知识型员工学历特征对经济因素个人喜好倾向的影响有显著差异。

根据单因素方差分析的要求,对于被拒绝的零假设需要进行多重比较检验,数据表明经济因素个人喜好倾向评价:本科生与硕士生知识型员工间具有显著性差异。

(3)单位特征对环境因素个人喜好倾向影响的检验统计量概率p值小于显著性水平0.05,应该拒绝零假设,即认为知识型员工单位特征对环境因素个人喜好倾向的影响有显著差异。

根据单因素方差分析的要求,对于被拒绝的零假设需要进行多重比较检验,数据表明27.4%的A公司知识型员工喜好环境因素的激励,15.3%的B公司知识型员工喜好环境因素的激励,两者相差12个百分点左右。

其余零假设检验统计量概率p值均大于显著性水平0.05,应该接受零假设。

4 知识型员工激励因素构成要素个人喜好倾向评价实证分析

4.1 频数与均值分析

如表2所示,企业知识型员工在比较喜好和喜好这两个层面上,激励因素构成要素个人喜好倾向的选择人数百分比之和排序前10个为:信任员工(91.3%)、尊重员工(90.6%)、职业前途(88.9%)、被认可度(88.1%)、知识更新(88.1%)、奖金(88%)、公平感(87.3%)、气度宽容(85.2%)、关怀员工(85%)、技能培训(84.7%)。

如表2所示,企业知识型员工对激励因素构成要素个人喜好倾向的选择均值大小排序前10个为:信任员工(4.38)、尊重员工(4.36)、奖金(4.31)、被认可度(4.31)、职业前途(4.28)、公平感(4.26)、人格魅力(4.25)、人身安全(4.25)、关怀员工(4.23)、气度宽容(4.23)。

如表2所示,企业知识型员工在不喜好和不太喜好这两个层面上,激励因素构成要素个人喜好倾向的选择人数百分比之和排序前10个为:危机效应(6.4%)、三观教育(6.2%)、外部环境(5.7%)、劳动竞赛(5.7%)、典型鞭策(5.7%)、产权激励(5%)、内部用工(4.6%)、利润分享(3.9%)、员工福利(3.5%)、环境优美(3.5%)。

4.2 单因素方差分析

零假设H0:H01、H02、H03、H04、H05和H06分别表示知识型员工性别特征、年龄特征、学历特征、工龄特征、职务特征和单位特征对工资等45项构成要素个人喜好倾向评价的影响无显著差异。

企业知识型员工激励因素构成要素个人喜好倾向评价单因素方差分析如表3所示,根据单因素方差分析的要求,对于被拒绝的零假设需要进行多重比较检验。

(1)性别特征对产权激励、利润分享和岗位匹配等构成要素个人喜好倾向影响的检验统计量概率p值小于显著性水平0.05,应该拒绝零假设,即认为知识型员工性别特征对产权激励、利润分享和岗位匹配等构成要素个人喜好倾向评价的影响有显著差异。

数据表明29.4%、37.4%和38.8%的男性知识型员工喜好产权、利润分享和岗位匹配激励,20.8%、26.0%和32.5%的女性员工喜好产权、利润分享和岗位匹配激励,两者相差约9、11和6个百分点。

68.1%、77.9%和87.3%的男性知识型员工喜好和比较喜好产权激励、利润分享、岗位匹配激励,55.9%、71.5%和78.0%的女性知识型员工喜好和比较喜好产权激励、利润分享、岗位匹配激励,两者相差约12、8和9个百分点。

(2)年龄特征对职业规划、职业前途、被认可度、知识更新、技能培训、使命感、关怀员工、荣誉名誉、岗位匹配、公平感和绩效评估等构成要素个人喜好倾向影响的检验统计量概率p值小于显著性水平0.05,应该拒绝零假设,即认为知识型员工年龄特征对职业规划等11个构成要素个人喜好倾向评价的影响有显著差异。

数据表明职业规划要素个人喜好倾向评价:46—60岁与30岁以下、30—45岁知识型员工间具有显著性差异;职业前途:46—60岁与30岁以下、30—45岁知识型员工间具有显著性差异;被认可度:30岁以下与30—45岁、46—60岁知识型员工间具有显著性差异;知识更新:30岁以下与46—60岁知识型员工间具有显著性差异;技能培训:30岁以下与46—60岁知识型员工间具有显著性差异;使命感:30岁以下与30—45岁知识型员工间具有显著性差异;关怀员工:30岁以下与30—45岁、46—60岁知识型员工间具有显著性差异;荣誉名誉:46—60岁与30岁以下、30—45岁知识型员工间具有显著性差异;岗位匹配:30岁以下与46—60岁知识型员工间具有显著性差异;公平感:30岁以下与30—45岁、46—60岁知识型员工间具有显著性差异;绩效评估:30岁以下与30—45岁、46—60岁知识型员工间具有显著性差异。

(3)学历特征对工资、公司前景、三观教育、典型鞭策、以身示范和危机效应等构成要素个人喜好倾向影响的检验统计量概率p值小于显著性水平0.05,应该拒绝零假设,即认为知识型员工学历特征对工资等6个构成要素个人喜好倾向评价的影响有显著差异。

数据表明工资要素个人喜好倾向评价:本科以下学历与硕士生、本科生知识型员工间具有显著性差异;公司前景、三观教育、典型鞭策、以身示范、危机效应:本科生与本科以下学历知识型员工间具有显著性差异。

(4)工龄特征对奖金、职业规划、职业前途、被认可度、使命感、关怀员工和绩效评估等构成要素个人喜好倾向影响的检验统计量概率p值小于显著性水平0.05,应该拒绝零假设,即认为知识型员工工龄特征对奖金等7个构成要素个人喜好倾向评价的影响有显著差异。

数据表明奖金要素个人喜好倾向评价:10年以下与30年以上知识型员工间具有显著性差异;职业规划:30年以上与10年以下、10—20年知识型员工间具有显著性差异;职业前途:30年以上与10年以下、10—20年知识型员工间具有显著性差异;被认可度:10年以下与10—20年、20—30年、30年以上知识型员工间具有显著性差异;使命感:10年以下与10—20年知识型员工间具有显著性差异;关怀员工:10年以下与10—20年、20—30年知识型员工间具有显著性差异;绩效评估:10年以下与10—20年、30年以上知识型员工间具有显著性差异。

(5)职务特征对尊重员工、以身示范、知识技能、人格魅力、工作目标和公平感等构成要素个人喜好倾向影响的检验统计量概率p值小于显著性水平0.05,应该拒绝零假设,即认为知识型员工职务特征对尊重员工等6个构成要素个人喜好倾向评价的影响有显著差异。

数据表明尊重员工要素个人喜好倾向评价:处级管理者与科级管理者、专业技术人员、一般管理者间具有显著性差异;以身示范:处级管理者与专业技术人员、一般管理者;科级管理者与专业技术人员间具有显著性差异;知识技能:处级管理者与一般管理者间具有显著性差异;人格魅力:处级管理者与科级管理者、专业技术人员、一般管理者间具有显著性差异;工作目标:科级管理者与处级管理者;一般管理者与科级管理者、专业技术人员间具有显著性差异;公平感:处级管理者与科级管理者、专业技术人员、一般管理者间具有显著性差异。

(6)单位特征对职业规划、被认可度、使命感、三观教育、荣誉名誉、典型鞭策、以身示范、气度宽容、员工参与、沟通网络、绩效评估等构成要素个人喜好倾向影响的检验统计量概率p值小于显著性水平0.05,应该拒绝零假设,即认为知识型员工单位特征对职业规划等11个构成要素个人喜好倾向评价的影响有显著差异。

数据表明,在比较喜好和喜好这两个层面上,职业规划、被认可度、使命感、三观教育、荣誉名誉、典型鞭策、以身示范、气度宽容、员工参与、沟通网络、绩效评估等构成要素个人喜好倾向评价的选择人数百分比之和A公司知识型员工比B公司知识型员工分别高出11、12、10、9、15、10、13、17、13、12和15个百分点。

其余零假设检验统计量概率p值均大于显著性水平0.05,应该接受零假设。

5 研究结论

(1)目前国内外学者针对知识型员工激励因素个人喜好倾向的研究几乎没有,对企业知识型员工的激励实践有所影响,因此本文进行了针对性研究。

(2)本文提出了由7大类激励因素和45项要素构成的激励因素体系,为知识型员工激励因素及其构成要素个人喜好倾向的研究提供了一个很好的基础和前提。

(3)企业知识型员工激励因素个人喜好倾向评价排序为:成长因素、工作因素、领导因素、精神因素、管理因素、经济因素和环境因素。且知识型员工性别特征对管理因素、学历特征对经济因素、单位特征对环境因素个人喜好倾向评价的影响有显著差异。

(4)企业知识型员工在比较喜好和喜好这两个层面上,激励因素构成要素个人喜好倾向评价排序前10个为:信任员工、尊重员工、职业前途、被认可度、知识更新、奖金、公平感、气度宽容、关怀员工和技能培训。

(5)企业知识型员工在不喜好和不太喜好这两个层面上,激励因素构成要素个人喜好倾向评价排序前10个为:危机效应、三观教育、外部环境、劳动竞赛、典型鞭策、产权激励、内部用工、利润分享、员工福利和环境优美。

(6)知识型员工的个人特征对激励因素45个构成要素个人喜好倾向的评价具有显著性影响,其中年龄和单位特征影响最为明显(各11项)、工龄特征次之(有7项)、职务和学历特征再次(各6项)、性别特征有所影响(有3项)。

(7)尽管本文实证研究的对象为中国石油所属企业知识型员工,由于企业员工激励需求的共同属性,本文得到的研究成果对企业非知识型员工激励实践具有良好的适用性和指导作用。

小学化倾向报导 篇5

试马镇中心幼儿园曹世芳王秀凤

为了贯彻教育部出台的《3-6岁儿童学习与发展指南》，落实教育部《关于规范幼儿园保育教育工作防止和纠正“小学化”现象的通知》，近期，我园积极开展预防“幼儿园小学化”倾向主题活动。

活动期间，我园教职工要认真学习了《3-6岁儿童学习与发展指南》和《关于规范幼儿园保育教育工作防止和纠正“小学化”现象的通知》，组织全园教职工及家长代表开展了预防“幼儿园小学化倾向”研讨会，同时各班利用家园栏、召开以“幼儿园小学化倾向”为主题的家长会更新家长的育儿理念，使家长树立正确的育儿观。

知识化倾向 篇6

知识员工是推动企业科技经济发展, 提高效益的根本动力。尤其是随着国际化竞争的日益加剧, 党中央建设创新型国家的战略部署, 知识员工作为知识的载体, 在企业中的主体地位更加突出[1]。保持一个对组织忠诚并能高效工作的知识员工队伍一直是企业管理者及学者们关注的焦点。

组织承诺是指个体对特定组织的认同感和归属感, 反映了员工忠诚与否的态度, 对离职倾向、工作绩效、组织公民行为等个体效能变量具有显著影响[2,3,4]。近年来由于环境、文化等的差异, 关于组织承诺的实证研究成为热点, 学者们基于不同的国家、行业或员工群体, 在对以往研究成果进行检验的同时, 也进一步发现组织承诺对离职倾向等的影响并不是呈简单线性关系, 会受到其他因素包括来自于自身的调解作用[2,3,4,5,6,7], 亦即研究因素间的交互可能会更好地理解员工的个体效能, 这也是未来研究的重要方向[2]。但有关该主题以及对知识员工这一特殊群体组织承诺的深入研究还不多见。因此, 文章在作者前期研究的基础上[3], 以我国制造型企业的知识员工为样本, 对组织承诺与离职倾向的关系继续进行深入探讨, 以期为企业制定富有针对性的知识员工保持对策提供依据。

2 理论基础与拟研究的问题

Meyer和Allen[8]作为组织承诺研究的集大成者, 在对已有研究概括和总结的基础上, 提出了组织承诺三维度模型, 分别对应着员工的三种心理状态:情感承诺、持续承诺和规范承诺。情感承诺是指员工对组织感情上依恋, 对组织目标和价值观的认同程度;持续承诺用于表示由于员工意识到终止与组织的成员关系会带来一系列的成本损失而“不得不”留下来的态度;规范承诺用于表示员工基于社会责任和职场规范而继续为组织工作的认知。目前, 组织承诺三维模型已得到国外大量实证研究的支持[6], 国内学者王颖和张生太[2]、张勉[9]以IT企业员工为样本, 检验结果也同样支持该模型。因此, 本文假设我国制造型企业知识员工也具有同样的组织承诺三维结构。

关于组织承诺三个维度与员工个体效能如离职倾向、工作绩效、组织公民行为等之间的关系, 学者们开展了很多的实证研究[4,9,10], 这为我们理解组织承诺提供了依据。但是, 以往的研究主要是独立的考察某一维承诺对个体效能是否具有显著性影响。Meyer和Allen[11]认为, “任一承诺维度与行为间的关系都是复杂的, 这是因为其他承诺维度也将同时对该行为产生影响”。也即是说, 个体同时具有三种承诺, 存在着“承诺剖面”[6], 承诺对个体效能的预测要依赖于承诺剖面上三个维度的相对强度, 采用简单相关分析的方法来研究承诺单个维度对离职倾向等变量的主效应的做法是不妥的, 会忽略掉其他维度的调节作用。因此, 作者在前期研究中[3], 运用分层回归方法考察了组织承诺各维度及其交互作用是否对离职倾向产生显著影响, 发现规范承诺对情感承诺和离职倾向间的关系存在调节作用, 但并未就该问题做进一步的深入探讨, 对承诺剖面也未有识别。鉴于有关该主题的实证研究在国内还未见报道, 本文拟对如下问题进行深入探索:我国制造型企业知识员工存在什么样的承诺剖面?不同承诺剖面下知识员工的离职倾向是否存在显著差异?

3 被试、量度与分析

被试由来自中部省份从事家电、客车、塑模、消防产品等研发和生产的著名制造型企业的管理和技术人员组成。共发放问卷280份, 最终回收的有效问卷为228份, 有效回收率为81.4%。关于样本的详细信息可见参考文献[3]的内容, 能够较好的反映知识员工群体学历层次高、年轻化等特征。

组织承诺三个维度与离职倾向均为多项目测量变量, 文章在借鉴前人研究成果的基础上, 吸收了多个测量项目, 并结合制造型企业的实际情况进行了访谈和预调查, 修订完善量表。关于最终量表的项目数、最初来源和信度效度分析可见参考文献[3]和表1所示。

在数据分析时, 为了降低变量间的共线性, 文章将各个多项目测量变量计算出因子得分;然后, 采用k-聚类分析来识别承诺剖面;最后, 基于方差分析方法检验各承诺剖面之间离职倾向是否存在差异。为了更加清晰的看出各剖面间的不同, 研究者还使用Bonferroni t检验进行了post hoc均值比较。

注:初始量表来源于文献[9]、[11]和[12]

4 结果

4.1 聚类分析

研究者基于员工的承诺因子得分进行了k-聚类分析。其中, k值的设置最为关键, 在设置时主要考虑了两个因素[6]:第一, 理论上的解释效力;第二, 每一类中的样本数量应该足够大, 从而可以有效反映出总体的情况。研究者最初将k值设为8, 但结果不理想, 个别类的样本数量太小 (如N=2) , 因此, 逐次递减, 最终得到了5个剖面, 如图1所示。对于情感承诺和规范承诺都较高、而持续承诺偏低的剖面被命名为“情感-规范承诺剖面” (N=46) ;只有情感承诺较高的剖面被命名为“情感承诺剖面” (N=48) ;只有持续承诺较高的剖面被命名为“持续承诺剖面” (N=42) ;三个维度的承诺标准分都在平均值附近徘徊的剖面被命名为“中立承诺剖面” (N=60) ;三个维度的承诺标准分都明显低于平均值的剖面被命名为“无承诺剖面” (N=32) 。

4.2 方差分析

方差分析结果见表2。各承诺剖面下员工的离职倾向存在明显差异, 模型具有显著统计学意义 (F=16.298, p<0.001) 。由post hoc均值比较得知, 具有无承诺剖面的员工离职倾向显著高于其他剖面 (M=3.7841) , 相反的, 情感-规范承诺剖面的员工离职倾向最低 (M=2.1181) 。与以上两个剖面相比, 情感承诺剖面、持续承诺剖面和中立承诺剖面的离职倾向居中, 具有统计学意义, 但是, 这三者之间没有显著差异。

*:p<0.05;***:p<0.001;a:有显著统计学意义

5 讨论与结论

本次研究基于聚类分析重点考察了组织承诺三因素组合所产生的5个承诺剖面, 并探讨了不同承诺剖面下知识员工的离职倾向是否存在显著差异。结果显示, 无承诺剖面的离职倾向最高, 情感-规范承诺剖面的离职倾向最低, 其次是情感承诺剖面。需要注意的是, 情感-规范承诺剖面的离职倾向显著低于情感承诺剖面, 这也从另一个角度证明了规范承诺和情感承诺存在交互作用, 并进一步说明了二者相互显著正向影响, 放大了彼此与离职倾向的关系。由此也验证了文献[5]提出的假设, “情感承诺若与高的规范承诺结合, 它对离职行为的影响将会被加强”。该发现是有意义的, 进一步说明了采用简单相关分析独立研究单个承诺因素与个体效能变量之间的关系的做法是不妥的, 将会屏蔽掉或低估其他承诺因素的潜在影响, 而同时考虑多个维度才能更好的理解组织与员工之间的关系。

对于持续承诺剖面, 其离职倾向也较低, 这也验证了以往的研究结论, 组织可以通过提高员工组织承诺的任一维度来提高员工保持率。但正如文献[5]提出的, 尽管承诺的任一维因素都可能足够的把一个员工留在企业中, 情感承诺和规范承诺的约束力却要强过持续承诺。那些主要是为了规避离职损失而留在企业中的员工, 可能会总是想着要把自己从不情愿的工作中解放出来。而一名真正忠诚的员工, 不仅愿意主动留下来, 而且会表现出高的工作绩效, 但是, 文献[7]发现, 持续承诺与员工的工作绩效呈显著负相关关系, 这就说明, 持续承诺作为员工对组织的一种“被动”态度, 只能作为员工留职的原因之一, 并不能作为员工“忠诚”的表现形式, 即在探讨员工忠诚与否的问题上, 持续承诺应被排除。

以上结论不仅有助于在理论上进一步说明不同承诺维度之间存在着交互作用, 而且还有助于企业更有效地应对员工离职问题, 对于制造型企业知识员工管理实践有很好的指导意义。 (1) 管理者必须认识到, 知识员工对组织没有任何承诺是可怕的, 离职正如箭在弦上。 (2) 必须采取措施培养承诺, 但并不是什么承诺都能培养。那些持续承诺较高、而其他承诺很低的知识员工, 他们虽然为数不多, 但迫不得已留在企业里, 不仅自己被动工作, 极易产生怨言, 而且也会影响到其他员工的工作。管理者应分析他们产生“被动”心理的诱因, 尽量采取措施进行规避。 (3) 培养知识员工对企业的感情认知以及树立知识员工“忠诚”的价值理念对于降低离职率和提高工作绩效是最为重要的。由于知识员工高规范承诺的形成是受到家庭和社会文化所倡导的价值理念的影响, 其作用会比较长远。因此, 若同时提高情感承诺和规范承诺, 使二者产生相互正向影响, 形成情感-规范承诺剖面, 就会对知识员工个体效能产生更加持久的作用。

本次研究也存在一定的局限性, 这也同样是今后需要继续努力的方向。首先, 由于篇幅所限, 本次研究仅探讨了不同承诺剖面下知识员工的离职倾向差异, 对于员工工作绩效、组织公民行为等个体效能变量, 今后可以采用类似的研究方法进行探讨。其次, 样本的规模不够大, 对结论的推广应该慎重, 以后应在更大样本的基础上更准确的把握企业的特征, 提高适用性。

参考文献

[1]雷巧玲, 赵更申.心理授权与知识型员工组织承诺的关系研究[J].科技进步与对策, 2007, 24 (9) :122-125.

[2]王颖, 张生太.组织承诺对个体行为、绩效和福利的影响研究[J].科研管理, 2008, 29 (2) :142-148.

[3]潘生.制造型企业知识员工组织承诺及其与个体效能的关系—以离职倾向为例[J].科技管理研究, 2009 (1) :184-186.

[4]MEYER J P, STANLEY D J, HERSCOVITCH L, TOPOLNYTSKYL.Affective, continuance, and normative commitment to the organi-zation:Ameta-analysis of antecedents, correlates and consequences[J].Journal of Vocational Behavior, 2002, 61:20-52.

[5]MEYER J P, HERSCOVITCH L.Commitment in the workplace to-ward a general model[J].Human Resource Management Review, 2001, 11:299-326.

[6]WASTI S A.Commitment profiles:Combinations of organizationalcommitment forms and job outcomes[J].Journal of Vocational Be-havior, 2005, 67:290-308.

[7]CHEN Z X, FRANCESCO A M.The relationship between the threecomponents of commitment and employee performance in China[J].Journal of Vocational Behavior, 2003, 62:490-510.

[8]MEYER J P, ALLEN N J.A three-component conceptualization oforganizational commitment[J].Human Resource Management Re-view, 1991, 1:61-89.

[9]张勉.企业雇员组织承诺三因素模型实证研究[J].南开管理评论, 2002 (5) :70-75.

[10]CHENG Y Q, STOCKDALE M S.The validity of the three-com-ponent model of organizational commitment in a Chinese context[J].Journal of Vocational Behavior, 2003, 62:465-489.

[11]MEYER J P, ALLEN N J.Commitment in the workplace:Theory, research, and application[M].Thousand Oaks, CA:Sage Publi-cations, 1997.

知识化倾向 篇7

关键词：知识员工,组织承诺,个体效能,离职倾向

1 引言

知识经济时代, 企业与企业之间竞争的重心表现在科学技术的较量上, 而科技的竞争又集中体现在知识载体——人力资源上, 特别是知识员工的较量上[1,2], 制造型企业更是如此。尤其是随着国际化竞争的日益加剧, 在党中央建设创新型国家的战略部署下, 作为微观创新主体的各制造型企业要实现由“中国制造”向“中国创造”的转变, 这时, 这种较量显得更为突出。因此, 保持一个相对稳定并能高效工作的知识员工队伍, 使他们能够与企业同心同德, 在研发、生产、营销等活动中发挥关键作用, 塑造外界所不易模仿的人力资源管理优势, 成为企业管理者及学者们关注的焦点。

组织承诺是美国社会学家Becker提出的概念, 是指个人对特定组织的认同感和归属感, 反映了员工忠诚与否的态度, 对离职倾向、工作绩效等个体效能变量具有显著影响[3,4]。近年来由于环境、文化等的差异, 关于组织承诺的实证研究成为热点, 学者们基于不同的国家、区域或行业, 在对以往研究成果进行检验的同时, 也提出了很多有差异的看法[3,4,5,6,7,8]。但有关我国制造型企业员工组织承诺的实证以及对知识员工这一特殊群体组织承诺的深入研究还鲜见报道。因此, 根据以上分析, 本文拟以我国制造型企业知识员工为样本, 对组织承诺相关问题展开探讨, 从而为企业制定富有针对性的知识员工保持和激励政策提供依据。

2 文献回顾与问题提出

作为一种重要的员工态度变量, 组织承诺刻画了个体与组织之间的关系, 能够促使个体形成心理约束, 产生一系列与目标相关的行为[9]。 Meyer和Allen[10]认为, 组织承诺具有三个维度, 分别对应着员工的三种心理状态:情感承诺、持续承诺和规范承诺。情感承诺是指个体对组织感情上依恋, 对组织目标和价值观的心理认同程度;持续承诺用于表示员工为了规避离职损失而“不得不”留下来的态度;规范承诺用于表示个体基于社会责任和职场规范而继续为组织工作的认知。目前, 组织承诺三维模型已得到国外大量实证研究的支持[11], 国内学者张勉以IT企业员工为样本, 检验结果也同样支持该模型[6]。因此, 本文假设我国制造型企业知识员工也具有同样的组织承诺三维结构。

关于组织承诺三个维度与员工个体效能如离职倾向、工作绩效、组织公民行为等之间的关系, 学者们开展了很多的实证研究 [4,6,7], 这为我们理解组织承诺提供了依据。但是, 以往的研究主要是独立地考察某一维承诺对个体效能是否具有显著性影响。Meyer和Allen[12]认为, “任一承诺维度与行为间的关系都是复杂的, 这是因为其他承诺维度也将同时对该行为产生影响”。也即是说, 个体同时具有这三种承诺, 只不过强弱不同, 承诺对个体效能的预测要依赖于承诺三因素的相对强度, 采用简单相关分析的方法来研究承诺单个维度对离职倾向等变量的主效应的做法是不妥的, 会忽略掉其他维度的调节作用。因此, 鉴于有关该主题的实证研究在国内还未见报道, 本文拟以个体效能变量中的离职倾向为例, 对如下问题进行探索性研究:我国制造型企业知识员工组织承诺各维度间的交互是否对个体效能变量存在显著影响?承诺某维度与个体效能变量的关系是否受到其他维度的调节作用?

3 研究方法

3.1 被试者

被试者由来自安徽、河南等中部省份从事家电、客车、消防产品等研发和生产的著名制造型企业的管理和技术人员组成。共发放问卷280份, 回收240份, 回收率85.7%;除去一些缺省数据较多的问卷和明显有偏差的问卷, 最终的有效问卷为228份, 有效回收率为81.4%。在有效样本中, 男性173人, 占75.9%;未婚员工131人, 占57.5%;大学本科以上189人, 占82.9%;25—35岁的195人, 占85.5%。这基本反映了样本的学历层次高、年轻化等特征。

3.2 测量工具

借鉴文献[12]的组织承诺量表和文献[6]的研究成果, 研究者吸收采用了多个组织承诺测量项目, 并据此编制了访谈提纲, 进行了访谈和预调查, 目的在于结合制造型企业实际情况, 对初始量表做进一步的修订。最终的量表包括10个条目, 分别评价情感承诺 (4个项目) 、持续承诺 (3个项目) 和规范承诺 (3个项目) , 计分采用李克特 (Likert) 五点量度法, 备择答案为“非常不同意”、“不同意”、“既不同意也不反对”、“同意”和“非常同意”。

关于离职倾向的测量采用文献[8]研究中使用的量表, 进行严格的双向翻译后, 选取4项回译最为准确的项目进行测量, 计分方法和备择答案同上。

3.3 数据分析

利用KMO统计和Bartlett’s球形检验来验证组织承诺量表和离职倾向量表是否满足因子分析的要求, 然后利用因子分析中的主成分分析法抽取因子;并对组织承诺因子矩阵作方差最大正交旋转, 获得组织承诺结构模型;最后进行了信度和效度分析。

运用分层回归方法考察组织承诺各维度及其交互作用是否对离职倾向产生显著影响。为了降低变量间的共线性, 本文将计算出各个多项目测量变量的因子得分。对回归模型中因变量残差进行了正态机率分布图检验 (P-P检验) 和Durbin-Watson检验, 检验结果得到通过。

4 结果

4.1 因子分析和信度效度分析

将组织承诺量表施测于所有样本, KMO统计值 (0.749) 和Bartlett’s球形检验值 (0.000) 表明样本满足因子分析要求。表1给出了方差最大正交旋转因子负荷矩阵, 可以看出, 各因子项目都较好地会聚于所对应的因子上, 多数项目因子负荷值在0.7以上, 累计方差贡献率为62.954%;对总量表和各分量表进行内部一致性分析, Cronbach’a系数分别为0.759、0.838、0.677、0.760。以上结果表明修订后的组织承诺量表信度和效度较佳, 组织承诺三维结构模型通过验证。

离职倾向量表的KMO统计值 (0.700) 和Bartlett’s球形检验值 (0.000) 表明满足因子分析要求。因子分析结果表明, 各项目都较好地会聚于一个因子上, 负荷值分别为0.844、0.728、0.827、0.790, 方差贡献率为63.757%;Cronbach’a系数为0.810。这些都表明量表信度和效度均达到可接受水平。

4.2 分层回归分析

分层回归分析结果见表2。首先, 情感承诺、持续承诺和规范承诺进入回归模型, 对离职倾向具有显著的预测作用 (Beta分别为-0.514, -0.192, -0.212, p<0.001) , 总体解释效力较强 (R2=0.397) 。在控制承诺三因素后, 其两两之间的交互作用关系进入回归模型, 解释了离职倾向2.2%的方差, 但只有情感承诺和规范承诺的交互作用对离职倾向有显著影响 (Beta=-0.165, p<0.01) 。最后纳入的三因素的交互作用, 未能提高方程可解释的变异 (△R2 =0.000) , 没有解释效力。

***:p<0.001;**:p<0.01;AC、CC、NC分别表示情感承诺、持续承诺和规范承诺

为了更为清晰地说明情感承诺与规范承诺的交互作用, 研究者将规范承诺的值分别用得分低于和高于平均值的标准差代替, 由此得出两个组, 分别以离职倾向作为因变量, 情感承诺作为自变量构建模型, 其关系见图1。可以看出, 对于高规范承诺和低规范承诺的员工, 情感承诺对离职倾向的影响是不同的。

5 讨论与结论

研究结果显示, 制造型企业知识员工组织承诺具有三维结构, 并且任一维度都对离职倾向产生显著影响, 这与以往的研究结论[12]是一致的, 企业可以通过提高情感承诺、规范承诺或持续承诺任一维度来提高员工保持率。但持续承诺影响较小, 正如文献[9]提出的, 尽管承诺的任一维因素都足够能把一个员工留在企业中, 但情感承诺和规范承诺的约束力要强过持续承诺。那些主要是为了规避离职损失而留在企业中的员工, 可能会总是想着要把自己从不情愿的工作中解放出来。而一名真正忠诚的员工, 不仅愿意主动留下来, 而且会表现出高的工作绩效。但是, “持续承诺与员工的工作绩效呈显著负相关关系”[13], 这就说明, 持续承诺作为员工对组织的一种“被动”态度, 只能作为员工留职的原因之一, 并不能作为员工“承诺”的表现形式。这也证明了在制造型企业中, 情感和个体感知到的义务规范才是知识员工对企业形成“心理契约”的主要原因。

本研究没有发现三个承诺维度的交互作用对离职倾向存在显著影响, 但发现规范承诺对情感承诺和离职倾向间的关系存在调节作用。在规范承诺较高的人群中, 情感承诺与离职倾向间的相关性较强;在规范承诺较低的人群中, 情感承诺与离职倾向间的相关性较弱, 由此验证了文献[9]提出的假设, “情感承诺若与高的规范承诺结合, 它对离职行为的影响可能会被加强”。该发现是有意义的, 首先, 这进一步说明了交互作用分析的重要性, 单个承诺因素与离职倾向之间的简单相关分析将会屏蔽掉或低估其他承诺因素的潜在影响;其次, 虽然组织承诺三因素模型得到了大量实证研究的支持, 但也存在一个不容忽视的问题, 即情感承诺和规范承诺之间相关性非常强[9], 因此有学者置疑二者在概念上存在着较大的重叠。本文的发现继续支持情感承诺和规范承诺是两个不同的心理构造, 因为二者如果重叠, 规范承诺将不会显著影响情感承诺和离职倾向之间的关系。再次, 自从三因素模型提出后, 关于规范承诺的研究并不是很多[11], 这可能与国外的文化背景有关。但在强调集体主义和义务责任的国家里, 规范承诺可能是一个很好的预测个体效能的因子。该发现表明在我国对规范承诺的本质和发展机理进行深入研究是很有意义的。

以上结论对于制造型企业知识员工管理实践有很好的指导意义。首先, 由于知识员工高规范承诺的形成是受到家庭和社会文化所倡导的价值理念的影响的, 或者是受到组织较好的待遇、内部培训等而产生负债感的影响, 因此, 虽然情感承诺影响力度比规范承诺大, 但却没有规范承诺影响持久。所以, 培养知识员工对企业的感情认知以及树立知识员工“忠诚”的价值理念对于降低离职率和提高工作绩效都是非常重要的。其次, 若同时提高情感承诺和规范承诺, 使二者产生交互作用, 就会对知识员工个体效能产生更加持久的影响。再次, 企业应及时识别出那些持续承诺较高, 而其他承诺很低的知识员工, 他们虽然为数不多, 但迫不得已留在企业里, 不仅自己被动工作, 极易产生怨言, 而且也会影响到其他员工的工作。管理者应分析他们产生“被动”心理的诱因, 尽量采取措施提高其对企业的情感认同和对义务规范的感知。

遗传饮食倾向影响肥胖 篇8

冰岛基因解码公司的研究人员找到了同肥胖相关的7个遗传变异基因，其中5个在大脑中很活跃。研究表明，人们可通过微调饮食、饭后饱胀感或对某些食物的偏好来改变体重，即使对于那些容易长胖的体质也一样。

波士顿儿童医院的乔尔?希尔斯肖恩说：“在中央神经系统中，这些遗传变异附近的基因都很活跃，这表明，食欲调节的遗传变化可能同容易肥胖的体质相关。”

该发现表明，尽管遗传差异有助于解释为何有的人超重，而有的人很苗条，但不能把造成肥胖的责任仅仅归咎于基因减缓了新陈代谢，使脂肪很容易地存储下来，许多DNA可能只是使其更容易或者更难控制食物消耗。

基因解码公司创始人之一凯里?斯蒂芬森说：“在肥胖问题上，天生因素和后天的养成交织在一起，基因因素似乎正在影响环境风险因素。”

7个遗传变异基因中的每一个都会对肥胖风险产生一定的影响，拥有更大风险的1%%的人将会比正常人重2公斤，比风险最少的人要重4.5公斤。

豆类价格重心倾向下移 篇9

1 中国大豆进口回落

据中国海关统计, 1月份我国进口大豆478万吨, 较去年同期461万吨增加3.69%。从历年1月大豆进口数量看, 2013年1月进口数量478万t是历史第二高位, 仅低于2011年, 略高于2010～2012年同期均值461万t;从同比增速上分析, 1月进口同比增速也是2007年以来相对较低的水平, 高于2012年和2009年, 低于2007年、2008年、2011年和2012年。可见, 2013年1月中国大豆进口增速放缓, 受节日因素影响, 2月份的部分需求提前到1月份消费。

从我国大豆进口的季节性规律看, 我国大豆进口各季度情况略有差别。以2000～2012年各季度进口量占全年进口量的比重平均情况分析, 三季度进口量占比约30.48%, 四季度25.07%、二季度24.76%, 而一季度的进口量占全年进口量的19.68%, 位于末端。以2000年至2012年各月进口量占全年进口量比重分析, 每年的10月和2月则以6.88%和5.45%的进口比重位于末端。

笔者认为, 2013年2月单月进口量仍有望维持全年最低水平。对于2月中国大豆进口量, 我们目前暂时预计在230～250万t。2月份中国大豆进口需求的减少利空豆价。

2 美豆销售淡季来临

进入2013年以来, 美国大豆出口销售情况总体良好, 出口销售量高于前四年同期水平。截止到1月31日, 美豆出口销售累计约2 720万t, 约占全年出口份额的74.28%。进入2月份以来, 美豆销售量锐减, 截止到2月7日当周, 美豆当周出口量约99万t, 是去年9月下旬以来连续19周的最低销售量。截止到2月7日, 美豆出口累计销售量达到2818.5万t, 约占全年出口份额的77%, 仍领先于过去五年1～2个月。笔者认为, 随着美豆销售任务的完成, 进入2月份以后, 美豆销售预计逐渐进入淡季, 对于豆价支撑有限。同时, 3～4月南美大豆逐渐上市, 将会代替美国大豆销售成为大豆贸易市场上的主角。

3 南美大豆出口预增

自2012年10月份进入播种生长季节以来, 南美天气情况总体良好, 虽然阿根廷大豆产量较前期预估有所下降, 不过巴西大豆产量预估值却保持增长趋势, 两国大豆产量合计仍保持创纪录的丰产预估。据USDA最新月度供需报告, 2012/2013年度巴西和阿根廷两国大豆产量合计达到1.365亿吨, 较上年增产约28%。由于产量增加, 南美两国大豆出口情况也相应较去年水平上升。2012年10月～2013年2月, USDA月度供需报告不断下调2012/2013年度巴西和阿根廷两国大豆出口预估值。但从2013年1月报告开始上调2012/2013年度巴西大豆出口数量至3840万吨, 较前三年增加5.73%、28.21%、34.36%;而阿根廷2012/2013年度大豆出口预估有所下调, 1月较12月预估下调100万吨, 至1100万吨;2月预估则下调10万吨, 至1090万吨, 较前三年增加47.90%、18.35%、-16.73%。笔者认为, 南美大豆逐渐上市后, 大豆贸易市场上货源增加, 且南美丰产预期也推动贸易商推迟采购时间, 以降低采购成本, 今年南美大豆出口预计将会创下新高, 将对豆价形成压制。

学前教育“小学化”倾向 篇10

一、学前教育“小学化”产生的原因

学前教育“小学化”主要是指:一部分幼儿园为了迎合部分家长的需求, 在幼儿园办学过程中, 不注重幼儿教育的科学发展规律, 盲目采用小学的办学理念以及小学的教学方法, 并且将小学课程纳入幼儿教育中来, 按照小学生的标准和要求对儿童进行教育和培养。这种教育模式产生的原因主要是因为部分家长以及部分幼儿园不懂得儿童教育的方式和方法, 对于儿童的身心发展规律没有给与高度的重视, 不能够以幼儿为本, 进行健康科学的教育, 对于幼儿教育缺乏正确的理解, 不能够统筹兼顾, 不能够根据幼儿的自身特点以及兴趣爱好进行引导性教育, 只是片面地认为提前“小学化”可以帮助儿童早期文化课教育, 却没有看到在幼儿期间强行“灌输”知识对孩子的危害性, 这种行为严重影响了幼儿的全面健康发展, 并且对于幼儿的身心健康也产生了许多不利因素, 学前教育“小学化”不符合幼儿认知规律的发展, 影响了幼儿的认知能力以及认知水平的提高。

二、学前教育“小学化”的危害

(一) 影响幼儿身心健康发展, 扼杀了幼儿的天性

幼儿时期, 孩子正处于天真浪漫的年纪, 在培养和教育过程中, 应该主要以玩为主, 可以寓教于乐, 但是不能够扼杀幼儿的天性, 盲目“灌输”知识, 给孩子过早的心理压力, 干预幼儿玩的权利, 这样不但孩子失去了许多玩的机会, 还会失去应有的天真和快乐, 影响到幼儿的身心健康发展。学前教育“小学化”过早地要求幼儿学习单调乏味的课程, 并且长时间的坐着集中精力用一种状态去学习, 会让天真、多动、成长发育的幼儿不堪重负, 同时, 如果方法不当还会影响到身体健康, 导致幼儿出现早期的近视、驼背以及其他身体不良症状, 并且由于过高抑制幼儿的行为, 对于幼儿的心理发育也会造成不良的影响, 容易引起幼儿的消瘦以及呆板, 并且影响到幼儿的神经系统, 影响孩子的智力发育。

(二) 影响了幼儿的智力发展, 不利于幼儿良好习惯的培养

学前教育“小学化”不利于幼儿智力全面发展, 影响了幼儿通过游戏进行科学探索的培养以及通过游戏提高动手操作能力的培养。同时也影响了幼儿多方面、多领域学习的机会。科学证明, 人的大脑需要多方面的刺激, 特别是幼儿时期, 单项内容的训练对于神经细胞的发展极其不利, 只有不断进行多方面的刺激, 神经细胞才会产生许许多多的联系, 才有利于幼儿的大脑发育。学前教育“小学化”, 剥夺了幼儿许多方面刺激的机会, 影响了幼儿的智力发展, 同时, 也不利于培养幼儿良好的习惯, 不利于培养幼儿的兴趣和爱好。幼儿期间, 幼儿园应该是玩耍、娱乐的场所, 在幼儿教育过程中, 玩应该是主要目的, 通过“玩”来培养幼儿的兴趣爱好, 通过“玩”来培养幼儿的探索精神, 通过“玩”来培养幼儿与人交往的能力, 通过“玩”来培养幼儿团队精神;幼儿在“玩”的过程中学会了许多生活知识, 在“玩”的过程中懂得了许多做人做事的道理, 幼儿园只有运用科学的“玩中学”的引导教育方法, 才能够使幼儿真正喜欢上学习, 对“学”产生兴趣, 并且养成良好的学习习惯。同时, 培养幼儿良好的思想品德与坚韧的品质, 热爱生活, 热爱学习, 在思想上和行为上打下坚实的基础, 等到进入小学以后, 真正地热爱学习。

三、学前教育“小学化”的预防制止措施

(一) 端正教育态度, 正确认识幼小衔接

作为家长, 应该端正幼儿教育的评价方法, 学习和掌握关于幼儿教育的知识, 了解幼儿教育的主要目标, 尊重幼儿以“玩”为主的天性, 按照幼儿的心理发展以及生理发展进行科学教育, 幼儿园应该遵循教育规律, 不能够盲目追求“教学识字和演算”的培养, 应该注重培养幼儿的兴趣和爱好, 培养幼儿的探索精神和主动学习的精神, 根据教育部的规定, 做好学前教育, 学前教育不能够“小学化”, 应该按照教学规律有目的、有计划地做好幼小衔接工作。

(二) 加强监管力度, 提高社会认知水平

教育部门要加强监督管理力度, 规范幼儿园办学行为。同时, 定期组织培训, 更新教育理念与教学方法, 幼儿园内也要定期对教师进行培训, 提高教师的业务水平与思想观念, 并且定期到先进的幼儿园进行培训和学习, 将先进的教育模式与教学经验引进回来, 使幼儿教育更加规范化, 专业化。教育部门要加强监督, 积极宣传“小学化”倾向的危害, 杜绝和制止幼儿园办学“小学化”倾向, 提高整个社会的认知水平。