房产中介的自我革命

房产中介的自我革命（通用8篇）

房产中介的自我革命 篇1

一、引言

红安县地处鄂东北大别山腹地, 是著名的“黄麻起义”策源地和鄂豫皖革命根据地的中心区域, 为新中国的诞生牺牲了14万英雄儿女, 造就了223名将军, 是全国闻名的“将军县”。全县现辖10镇、1乡、1个乡级国营茶场, 395个村, 3820个村民小组, 总人口65万。主要农作物有花生、稻谷、小麦、大麦、薯类、豆类、玉米、棉花、油菜、芝麻等。由于地处老区、山区, 经济发展滞后, 红安县成为了新一轮国家扶贫开发重点县。随着我国市场经济的发展以及农业产业化进程的加快, 分散的小生产方式与千变万化的大市场之间的矛盾日益突出, 分散经营的农民势单力薄, 生产经营也存在着很大的盲目性。为了寻求解决矛盾的办法, 近10年来, 在稳定家庭承包经营基础、统分结合的双层经营体制的前提下, 红安县的政府部门和广大农业工作者在提高农民的组织化程度、实现农村经营体制创新等方面做了许多有益的探索, 多种形式的农村中介组织由此蓬勃兴起, 尤其是近几年呈现出加快发展的态势。

农村中介组织是指介于政府、企业和农户之间, 并为其服务, 进行沟通、监督、协调的各类农村社会经济组织, 包括在农民与市场之间起着桥梁和纽带作用的各类经济组织。其主要作用是帮助农民以尽可能低的成本方便快捷地进入要素市场和商品市场。[1]近年来, 国内众多学者对农村中介组织进行了多角度的研究, 但对我国革命老区的农村中介组织的研究还比较薄弱。基于此, 笔者对著名“将军县”——湖北省红安县的农村中介组织的发展现状、存在的问题等进行了调研。

二、红安县农村中介组织的发展现状

红安县农村中介组织以自身特有的民办性、合作性和专业性等优势, 把服务渗透到从生产到流通的各个环节, 解决了经济技术部门包不了、龙头企业办不了、农民单家独户干不了的许多问题, 在推动当地农村经济社会发展的过程中发挥了重要作用。其组织基本涵盖了种植业、水产业、畜牧业等, 主要类型有:

1.农产品专业协会

目前, 红安县供销社成立了红安红薯协会、红安花生协会等10个专业合作社 (其中:4个红薯专业合作社、1个茶叶专业合作社、2个棉花专业合作社、1个药材专业合作社、1个大枣专业合作社、1个花生专业合作社) 和1所农民工培训学校。近两年来, 红安县供销社以武汉中百仓储购物广场为平台, 大力推动本地红薯、地方土特产品、鲜鱼、鲜肉、鸡蛋、蔬菜、花生等农副产品进入中百仓储超市。县供销社还多次到武汉中百仓储总部沟通和洽谈有关事宜。协会还聘请技术人员上门义务为农户会员提供红薯选种、种植、收获、贮存等环节的技术指导。到了红薯收获季节, 协会工作人员甚至带领中百集团收购专车直接来到田间地头、农户家中进行收购。通过红薯销售让种薯农户人均增收了50元。同时, 供销社以“万村千乡市场工程”为契机, 发挥其农资主渠道作用。2006年, 红安县供销社生资公司还与湖北省农资有限责任公司签订了合作加盟协议, 现已形成以农资有限公司为龙头、基层合作社 (农资店) 为基础、资金联合为纽带、网点覆盖全县农村市场的农资经营网络, 并建成了1个农资配送中心和24个加盟农资店, 年销售4000多万元。

2.农村服务中心

根据中共湖北省委、省政府关于乡镇综合配套改革的精神, 红安县所属乡镇的原部分“七站八所”按照“两退一转” (即单位实行整体转制, 其人员退出事业编制和财政供给序列) 成立相应的服务中心。其中, 农业服务中心12个, 水产服务中心11个, 水利服务中心12个, 畜牧兽医服务中心13个, 劳动保障服务中心5个, 农机服务中心8个。以红安县永佳河镇农业服务中心为例, 镇政府组织服务中心与农户签订了服务合同, 把服务中心的目标任务列入合同, 把农技工作人员职责细化、量化, 促使他们热心为“三农”服务。农技人员还需要针对春耕生产的实际, 科技服务到农家、到田头, 并深入到村村组组推广应用棉花、花生、水稻等优良品种共13种, 使全镇优良品种普及率达到80%以上。

3.信用社

红安信用联社不仅倾力做好信贷支农, 还特别开展了“三联” (联社领导联企业、信用社主任联庄园大户、信贷员联农户) 、“三送” (送资金、送技术、送科技信息) 、“三优” (优惠利率、优质服务、优先贷款) 等一系列服务活动, 把党和国家的富民政策送到农民手中, 让农民真正得到了实惠, 从而有力地促进了红安县的新农村建设。近五年来, 红安县农村信用社在信贷支农方面做了很多工作。一是支持了农民常规农业生产的基本生产资金需求。累计发放贷款7462万元, 以帮助农户及时购买种籽、农药、化肥、耕牛、各种农机具等。二是密切关注红安县域经济发展态势, 把信贷投向的重点放在产业结构调整上。如华河信用社累计投放贷款43万元, 支持了石堰村31户农户继续扩大板栗种植面积, 不仅提高了产量, 而且以优良品质促进了当地板栗的畅销。三是重点支持了种养大户和特色农业经济。如高桥河信用社共发放贷款1350万元, 重点支持了戴国民等130多户种养大户和庄园主进行种植、养殖、农家休闲综合开发, 使该镇已成为“庄园经济”大镇。四是支持了以改善农户居住环境为重要内容的农村消费性资金需求。如华河信用社在2006年为支持傅冲村新农村建设, 累计为11户农户投放贷款62.5万元, 新建了小洋楼11栋。五是在做好传统支农工作的基础上, 着力开展了支持农民进城务工或经商创业。

4.“公司+农户”

红安新红星麦面有限公司是经过股份制改造后成立的, 是红安县乃至黄冈市最大的以农副产品收购、加工、销售为主的民营股份制食品企业。该公司按照现代企业制度的管理方法, 实行“公司+基地+农户+市场”的经营模式, 通过与农户签定合同以保护价收购粮食, 预先垫付资金为基地农户提供生产所需的种子、肥料, 并聘请农业技术人员到各村组及田间地头适时进行农技传授及宣传。此外, 还通过“服务三农, 风险共担, 利益共享”的一体化经营方式, 与万余农户签订了农业订单, 其良种小麦和优质水稻的种植面积已达10万亩, 收购的优质小麦已占公司年度加工小麦总量的60%以上, 有效促进了农户增收近100万元。同时, 公司还安置下岗工人和农民工300余人, 真正承担起了龙头企业应尽的责任。

5.农民经纪人

据统计, 红安县已有农村经纪人3850人。其中, 农村粮食经济人共收购经营商品粮0.33亿公斤, 占可供总量的30%。现全县395个自然村, 有近500个粮食购销商贩, 这些人每当粮食收割上市季节, 便在各家各户收购粮食, 运销出去, 进入市场, 为农户及时卖粮“变现”、勾通城乡、对接市场起到了一定的积极的作用。以永佳河镇的农民经纪人为例, 他们针对交通不便、信息不灵、农副产品卖不出去的实际情况, 主动与外地一些“老板”建立销售联系, 当起了购销“二老板”。他们还根据不同季节, 组织不同货源, 把农副产品源源不断地收购调运到大市场, 为农业增效、农民增收开辟了一条新路。

三、红安县农村中介组织在新时期面临的发展困境

1.外部环境存在的问题

(1) 法律地位不明确。

首先, 有关农村中介组织的法律、法规还不完善, 导致红安县中介组织的成立、解散无法规可依, 造成法人主体不明确。此外, 中介组织与政府及其相关部门的关系不明晰, 导致长期以来农村中介组织的发展在很大程度上受到来自各级政府及相关部门的严格控制, 难以真正成为农民自己的组织。其次, 中介组织成员的法律意识淡薄, 在交易过程中往往处于“弱势”地位。特别是法律的缺位, 使当地农村中介组织的建立与发展得不到必要的支持与保护, 以致于其合作权益难以得到保护, 从而制约了农村中介组织的发展。[2]

(2) 管理体制混乱。

首先, 政府官办色彩仍比较浓厚, 部分由乡镇事业单位转型的农业服务中心机构不健全, 工作任务和工作责任不明确, 不少人“官本位”思想根深蒂固, 政府或职能部门成为其上级, 严重违背了“民办、民管、民受益”的原则。其次, 管理主体混乱, 仅农村中介组织的登记注册就表现出五花八门, 一部分在工商部门登记为企业法人, 一部分在民政部门注册为社会团体, 一部分在农业管理部门登记, 还有一部分没有进行注册登记。农村中介组织登记注册的混乱, 不仅使其性质的认定产生歧义, 从而享受不到应有的优惠扶持政策, 而且使农村中介组织的合法性、规范性和社会信用受到了破坏。[3]

(3) 缺乏资金和政策支持。

农村中介组织要为成员提供服务、创立品牌、扩大规模, 都需要一定的资金支持, 但由于其法律地位不明确、经济实力不强, 难以得到政策、资金的扶持, 因而制约了农村中介组织进一步扩大规模和服务范围。例如, 由于农业机械投资大、收益低, 农民投资农机领域的热情受到影响。特别是近年来, 受原材料涨价等因素影响, 农业机械售价大幅上涨, 加之油料、维修成本不断上涨, 而服务收费却多年来一直未能得到上调, 致使农机服务中心投资收益非常低, 甚至收回成本都十分困难, 从而导致了农机中介服务组织后劲不足。

2.内部机制存在的不足

(1) 组织运行机制不健全。

首先, 专业协会的民主管理制度不够完善, 决策的透明度和民主程度不够, 一般成员对专业协会还达不到完全信赖的程度。有的协会虽然成立, 但只限于成立挂牌, 在农业生产中没有真正发挥作用;有的组织既无章程, 也无书面协议;有的是有《章程》而不依《章程》运作, 写一套做一套;有的协会每年都没有举行过一次会员代表大会, 有事只在几个大户之间进行交流。其次, 利益分配机制不够完善。受传统单干模式的影响, 加上法律知识缺乏, 内部契约精神和合作意识淡薄, 利益分配仅采用君子协议, 没有约束机制。在组织内部, 也没有建立起完善的积累机制和盈亏分摊机制, 缺乏扩大规模需要共同抵御风险的机制和能力, 一旦协会和会员在蔬菜种植、贮藏、运输、销售过程中遇到大的风险, 则会严重影响专业协会的运作和会员的利益与积极性。[4]

(2) 成员和管理者素质不高。

首先, 部分成员小农意识严重, 缺乏风险意识, 只想赢利, 不愿承担风险, 只愿享受权利, 不愿承担义务。还有部分成员合作意识较差, 只是在一种简单的利益驱动下加入了中介组织, 对组织的发展关心支持不力。一些协会成员信誉水准较低, 有欺行霸市、强买强卖的现象, 也存在着随意压级压价、转嫁风险等问题, 因而挫伤了农民的积极性。其次, 管理人员由于缺少系统的培训, 市场意识不强, 管理水平较低, 工作上开拓性、创新性不够。据对红安县农民经纪人的调查显示, 农民经纪人普遍存在文化水平较低、综合素质不高等问题, 小学及初中文化程度的人数比重占到了47.8%, 有大专学历的只有36人, 仅占17.8%。特别是很多经纪人没有进过正规学校学习, 工作起来大多是凭经验、凭运气, 不懂现代市场营销知识, 缺少科学的管理手段, 而且对市场信息获取和处理的手段落后, 主要靠电话和人员外出搜集, 通过电脑在网上获取信息的手段还不具备, 明显缺少对市场和产地的全面了解。

(3) 服务层次低。

大多数中介组织往往求稳, 不敢冒风险, 步子迈不大, 不能顺畅地解决销售问题。如部分组织就只能经营一些产前、产中服务的配套原料和物资。目前, 红安县绝大多数的农村中介组织仍局限在产中环节为成员提供技术、信息服务, 能够独立地开展系列的社会化服务的中介组织并不多, 真正能办经济实体、从事加工、销售等经济活动的中介组织更少。就红安花生协会来说, 其服务基本停留在信息、技术咨询等层面上, 很少开展产供销一体化运作。协会在整体上没有进行资金和物流的统筹运行, 价格也是随行就市。到目前为止, 其产品仅停留在初级产品上, 加工转化水平、科技含量、附加值都较低, 优质名牌产品更不多, 从而导致市场竞争力不强, 对农户增收的效用极为有限。

四、推动红安县农村中介组织又好又快发展的改革措施

1.切实转变发展观念, 充分审视发展农村中介组织的重要性和紧迫性

2004年以来, 中央以每年1号文件的形式, 多次对发展农村中介组织提出了明确要求。党的十六届五中全会还提出了“建设社会主义新农村”的历史任务, 更是为农村中介组织的发展提供了广阔的舞台和空间。红安县作为革命老区, 更应该抓住这一重要的历史机遇, 统一思想认识, 把发展农村中介组织作为落实科学发展观、转变农村和农业经营方式、加快发展现代农业的有效途径;同时, 还应作为深化农村改革、加快农村经济市场化进程的重大举措提上议事日程。各级政府应从统筹城乡发展、构建社会主义新农村的高度, 充分认识发展农产品购销中介组织的必要性和紧迫性, 关心、支持中介组织的发展, 坚持把发展农村中介组织作为农业产业化经营的先导工程来抓, 作为连接农产品产销渠道、搞活农产品流通、增加农民收入的突破口。[5]

2.加大政府扶持力度, 在注册、税收、资金、人才等方面出台优惠政策

在登记注册方面, 只要是农户自愿组织的协会、合作社, 就应该把注册资金从现行的3万元降低到数千元;对中介组织征用场地、新建农产品批发市场, 其城建配套费、自来水增容费、电力设施配套费等都应适当减免;工商部门对申请从事农产品营销的中介组织和个人, 其开业登记费、工商管理费的收取要取下限, 并适当减免;税务部门对发展初期的农民合作经济组织最好能免征所得税, 对其经营的原始农产品及初加工产品免征增值税, 对其为成员提供的农业生产经营服务免征营业税;财政部门也应该对农产品购销中介组织给予适当扶持, 农业银行和农村信用合作社还应增加对实力强、后劲足、前景好的农村中介组织的信贷投入。对于人才需求, 应通过给予必要的补助和在职称、社保等方面的平等待遇, 吸引科技、管理等方面的人才去中介组织工作。

3.优化外部环境, 营造良好的社会氛围

一是整顿农产品流通秩序。红安县工商、公安、交通、财政、税务、林政、渔政等部门要开辟农产品流通的“绿色通道”, 对乱设卡、乱检查、乱收费、乱罚款等行为一经查实, 要追究当事人和有关领导的责任。二是彻底整治市场环境。严厉打击欺行霸市、乱收费、扰乱经营秩序和坑农害农的行为, 用良好的政策环境, 保护农产品购销经营者的合法权益。三是抓好农村经济信息网络建设。依托农业信息网络体系, 层层建设起现代农业信息网络, 为农民提供有效的市场信息服务。

4.完善内部运行机制, 确保农村中介组织的健康发展

一是健全组织机构和规章制度。包括制定详细的章程、规范内部机构设置、健全“三会” (会员大会、理事会、监事会) 制度以及财务管理制度、工作会议制度、项目责任制度等。二是建立科学的内部利益互补机制和利益分配机制。内部利益互补机制是合作经济组织内部形成的各种服务功能之间能够盈亏互补、自我发展的机制。利益分配机制就是合作经济组织或公司与农户之间要有合理的利益分配关系, 做到风险共担、利益共享。

5.做好试点示范工作, 科学创新农村中介组织的发展模式

一是探索试点示范工作, 因地制宜、循序渐进, 为红安县农村中介组织的发展积累经验。二是提高农村中介组织的服务水平, 制定相应政策, 引导红安县农村中介组织向专业化、公司化、规模化方向发展。打破“小而全”的格局, 鼓励农村中介组织向专、精、特方向发展;改变个体营销大户唱主角的局面, 鼓励创办股份合作制、有限责任公司等形式的中介组织。三是树立品牌意识, 发挥社会能人的作用, 鼓励有一定销售渠道、有一定生产加工技术、有一定资金实力和有一定拓展能力的能人牵头联合农民创办营销组织, 打造名牌产品;还可依托农业龙头企业, 建立起“龙头企业+专业合作组织+农户”的产业化组织模式。应该说, 更应鼓励和发展产销结合型和产加销一体型的专业合作组织。该组织不仅为其成员提供生产技术服务, 还能帮助其成员加工和销售产品, 提高附加值, 并按交售量实行二次收益分配。

6.加强队伍建设, 提高农村中介组织从业人员的综合素质

首先, 应以红安县各乡镇中的农村干部为主要对象, 举办各种有关农村中介组织知识的培训班, 使他们成为当地发展农村中介组织的引路人。其次, 应以各中介组织的负责人和管理人员为重点, 进行定期培训, 提高其经营管理能力和组织协调能力, 使他们熟悉国家有关的政策法规, 掌握农村中介组织的运行机制、实际操作方法等。[6]并针对农产品购销中介组织存在的综合素质较差、管理水平较低等问题, 从市场营销、信息利用、财务核算、经济合同、国际贸易、计算机等知识的培训入手, 提高他们的经营管理水平。还可以采取组织到外地参观考察、开展经验交流等形式, 丰富他们的知识, 拓宽他们的视野。第三, 应通过宣传、教育、引导和培训, 提高农民的诚信意识、合作意识和市场意识, 多途径地引导和培养农户诚实守信, 以促进乡风文明。并尽快消除人们对农村中介组织的种种误解, 树立新型的合作观念, 全面激发农民参与农村中介组织活动的自觉性和主动性。

参考文献

(1) 张晓山.联结农户与市场:中国农民中介组织探究[M].北京:中国社会科学出版社, 2002.

(2) 傅晨.中国农村合作经济:组织形式与制度变迁[M].北京:中国经济出版社, 2006.

(3) 孙亚范.新型农民专业合作经济组织发展研究[M].北京:中国社会科学文献出版社, 2006.

(4) 徐少华, 王文献.我国农村新型合作经济组织的收入分配问题研究[J].工业技术经济, 2007, (01) .

(5) 徐顽强, 蔡昌文.加快农村中介组织发展, 推进现代农业产业化经营[J].求是, 2007, (19) .

(6) 纪良纲, 董进才.完善农村市场中介组织的对策性研究[J].社会科学论坛, 2004, (04) .

房产中介的自我革命 篇2

房地产销售是一件很微妙的事。有这么一说：房地产成功的50%在于地块选择，30%在于规划设计，20%归功于销售执行，但前两者的80%是得由后者的20%来加以实现的。不论这一说法是否准确，但销售的重大作用是不容置疑的。而销售的成功与否，又在很大程度上决定于销售人员。要成为一个优秀的销售人员有一个基本的要求；推销产品首先要推销自己。推销自己就是使自己成为客户的朋友，推销产品是指在自己对产品充分认知的基础上，让已成为朋友的客户非常理性地认可你的产品。

要使自己为客户所认可，销售人员的形象自然是第一关。初次和客户见面，至少应该让客户有和你说话的欲望，让人觉得你有亲和力，客户愿意和你说话自然主要因为产品，但在对产品的认可之前，销售人员是楼盘形象的集中体现。所以说，销售人员应该每天洗澡，男的刮胡子或女的化妆，穿的并一定昂贵，但一定干干净净，给人以清爽干练的感觉，而且于自己的精神状态也是一个提升，在销售的整个过程中肯定会信心百倍。

要使自己为客户所认可，另一方面是注重个人的修养。它包括谈吐举止、兴趣爱好等，首先应该具有善待每一位来客的心。踏进售楼处的人各有各的情况，对那些购买可能性非常大的顾客，则应在详尽的介绍下尽可能促使其成交；对那些潜在希望很小的客户，则提供参考意见，帮助他挑选其它的楼盘。

要使自己为客户所认可，还必须锻炼个人的交际能力。交际能力首先体现在主动性上。房产销售是属于服务范畴，不断地主动服务是与客户之间最稳固的桥梁。其次，还应该适应各种不同的人，可以很随意地切入任何一个话题：三四十岁的女人喜欢聊家常，你应该说大闸蟹多少钱一斤，哪里的超市最便宜；年轻人喜欢看足球，你可以将足球明星如数家珍，评判裁判的哪一个点球不合理„„只有这样，你才可能将自己和客户拉近距离，将枯燥专业的房屋买卖谈判变得更加亲和随意。

让客户了解产品是房产行销的第二步。当你和客户建立了朋友般的信任关系，介绍产品便有了一个很好的基础，但介绍产品并不是泛泛而谈，它是建立在对产品切实了解基础之上的。对了解产品的理解有二个层次：

第一个层次相对狭隘一点，指作为一个销售人员应该对自己所卖楼盘的基本情况了如指掌。它包括熟知楼盘的各种格局、房型、面积„„，它们的朝向，得房率，建筑质量和施工进度„„甚至电表有多少安培？电梯容量有多少？速度如何？„„若是进一步要求的话，应该把自己当成这栋大楼的居住者，想象如何料理日常中的每一件琐事。譬如房屋漏水怎么办？这堵墙可不可以敲掉？家有老人，早晨到什么地方去活动？小孩上学，什么学校路最近，质量最好„„只有这样，面对客户的各种各样的提问，你才可能对答如流，才可能在每一个细微之处使客户增加购买的信心。

对了解产品的理解的第二个层次相对广义一些，它指的是涉及房地产方方面

面的专业知识。房地产是一个龙头产业，它所涉及相关行业很多，有建筑、建材、装潢、广告、家具、服务„„它所涉及的相关知识领域也很多，有法律、税收、金融、管理、创意设计和客户心理等等。譬如，客户购买房产是出于投资目的，你可以帮他设计投资种类，选择付款方式，计算投资报酬率；客户购买是几个人共同出资的，你可以帮他解释法律上可能遇到的问题，相互之间有什么权利和义务„„。当你给客户解决的困惑越多，你对客户购房的把握度就越大。当客户对推荐的产品有70%的认可的时候，可以通过某些促销技巧，力使客户尽快地作出决定。

对技巧面上的要求，同样用一句话来表示：帮你的朋友做出果断的选择。体

现在销售行为中，便是缩小客户的选择范围，在感性的诱导下，帮助其迅速地做出最终的选择。至于具体的技巧操作，八仙过海，各显神通，每一个销售人员都可以依据自己的特质自由发挥。但如何正确看待销售技巧运用，却是一个必须认真面对的问题。

谈起房地产销售技巧，不少客户总有这样一个概念：他好象老在骗我，尤其

是事后，当自己对已购买的房屋哪怕有一点点的不满意，这种感觉就会愈加深刻。而有些销售人员也常常因为一些销售技巧的运用而感到深深的内疚：我这样做究竟对不对？

任何一件房地产商品也不可能十全十美，即使它地点好，规划好，房型好，得房率又高，环境也不错„„但它必然有一点让人无法接受，那就是价格高。因为没有一个老板会在产品畅销的情况下，低价倾销的。同样，世界上也没有一个产品是卖不出去的，只要它的价格足够的低，与产品所能提供的综合功能相吻合，与客户的心理价位相一致，必定有它的市场。而不少销售人员往往觉得自己的产品不是最好的而竭力推销是不道德的，当产品落伍销售不畅时使用销售技巧更加觉得是在为纣助虐，这是错误的想法。任何一个产品都有它所对应的价格，它所对应的客户，只要你为这样的产品找到这样的客户，销售技巧的运用是理所当然的事。

销售时，往往碰到这样的问题，客户对产品已经有70%认可度，但附近地区

有一个类似的楼盘让他犹豫不决，而且这个楼盘在某种程度的确优于我们。此时，作为一个销售人员该不该运用销售技巧推荐自己的产品？一般情况下，促销自己的产品是一件自然而然的事，因为满足了基本条件的二个产品，不可能有十分悬殊差别。选择这个，选择那个，并没有给客户带来太多的不同。况且，有时候这种差别，是来自不同角色在主观上的理解的不同。自然，如果二个产品相差很大，大到足以给客户带来显而易见的影响时，推荐好的产品是职业道德的基本要求。

必须特别强调的是，对销售技巧的运用，始终是建立在客户对产品70%的认

房产中介的自我革命 篇3

依照中国移动官方所给出的解释, 暂停Jego的原因是因为客户体验需要进一步优化。诚然, Jego的客户体验做的是不尽完善, 但是市场上有无数比Jego客户体验更差的应用, 也没看见谁停运优化的, 那么, 只能说这个理由不是主要的, 笔者认为主要的原因是Jego有自我革命的效应, 但自我革命的时机未到。

1、Jego本质上是自我革命的业务

尽管中国移动转型的口号喊了不是一年两年, 但中国移动主要的收入来源仍然依靠着电信网络, 包括语音通话、短信、数据流量等等, 有所改变的是数据流量的收入占比不断提高, 但最主要的收入依然是语音通话的收入, 至于真正来自于互联网业务的收入则少之又少。

众所周知, 现在OTT服务商让运营商为之紧张, 不仅仅因为他们占据了ICT产业新增收入的大头, 更重要的是, 他们业务的替代效应已经开始侵袭运营商的现有业务。在语音通话领域, 或许现有数据网络质量未能保证通话质量达到电信服务的水平, 又或许语音通话的主力军是成熟用户, 因此受到的侵蚀尚且不大, 但在短信业务领域, 运营商感受的压力最为明显, 毕竟非实时交互对网络质量要求并不严格, 而短信的核心目标用户群也同微信等OTT业务的核心目标用户群高度重合。对于运营商而言, 增加的一点流量费, 远远抵消不了语音与短信收入的下降。

同微信等让中国移动头疼无比的OTT业务相类似, Jego本质上也是一款OTT业务, 略好一些的是从客户端软件向电话拨打电话的服务费是能够被中国移动收到的。行业中的各方分析, 都得出了相同的结论, 即互联网的业务将越来越让运营商呈现管道化的特征, 甚至连运营商赖以生存的语音与短信都会被取代, 同数码相机取代传统胶片相机一样。基于此前提, 可以说Jego是一款自我革命的产品。

2、自我革命永远是困难的

如果说创业是高难度, 守城是中难度, 被颠覆是高难度, 那么自我革命就是超高难度的事情了。如果说一家企业, 发现自己现有的A产品每年能够有巨额的回报, 但是A产品带来的收入, 由于B产品的出现, 可能会下降, 甚至降为零, 而何时能降到盈亏平衡点是未知的, 甚至B产品究竟是否有如此大的威力也是一个未知数。那么企业该怎么办?如果现在就发展B产品的话, 一是B产品当期未必能带来收益, 二是A产品的收益将被砍一刀, 三是企业成本将上升, 例如人员能力培训, 岗位调整等等。而对于企业而言, 这是一种赌博的行为, 拿当期的金牛业务做赌注, 赌未来不确定的产品市场。

相信, 对绝大多数的企业而言, 敢于进行这样赌博的, 肯定是少数的。行业分析师们会在柯达寻求破产保护之后说, 柯达当年白白拥有着数码成像的核心技术, 却死守着胶片成像市场不松手。但设身处地的思考一下, 如果把这些分析师摆到当时柯达CEO的位置上, 面对当时的经营状况、未来说不准的市场、投资者的期望, 他有魄力去实现自我革命吗?

柯达不敢, 中国移动也不敢, 目前语音、短信的市场仅仅是增长率有所下降, 何况语音、短信等业务已经被培养成用户的基本刚性需求, OTT服务提供商正在努力去改变用户的使用习惯, 更何况国有企业的性质, 决定了其必然偏向守城。因此, 让中国移动现在就开始自我革命, 是极其困难的事情。

3、中国移动自我革命需要踏准时机

不过, 笔者并非说中国移动就不需要自我革命, 像Jego之类的产品, 被中国移动推向市场需要更加注重时机的选择。

首先, 选一个对存量业务没有影响的市场空间。中国移动原计划选择在境外推广Jego的产品, 其实是一个不错的选择。一是原本的市场都是属于国外运营商的, 通过Jego实现的都是增量收入;二是即便对国际漫游业务有所影响, 但也不会太大, 毕竟现在出国用户正从精英向草根转变, 草根阶层一般即便开通国际漫游业务, 也会尽量避免使用;三是墙外开花墙内香, 在国外发展业务, 也能够让国内用户知道。

最后, 在存量业务受到显著性影响的时候。这里所说的显著性影响是指业务已经开始走上下降的通道, 尽管尚未达到亏损的状态, 这才是自我革命的良好时机, 过早革命, 无法说服自己和投资者, 过迟革命, 则对不起企业的未来。同时, 现有的业务能力也可以注入到新的产品当中, 毕竟新产品只是替代效应, 现有的产品依然广受欢迎。

4、自我革命的Jego需再等待

房产中介的自我革命 篇4

但问题在于, 自我效能与创业意向之间的影响机制研究过于单薄。也就是说, 以往研究主要关注自我效能对创业意向的影响作用, 却并未关注哪些因素可以影响到个体的自我效能水平, 尤其是从个体的内部心理特征来讲, 哪些因素可以提高个体的自我效能水平, 进而提高其创业意向水平呢?所以, 我们在研究中又加入另外一个变量:成就动机。自我效能和成就动机属于个体的动机系统, 而且以往研究已经发现, 成就动机与创业自我效能感具有高度的相关[5]。因此, 本文以大学生为研究对象, 系统探究了成就动机、自我效能与创业意向之间的关系, 希望能够对培养大学生创业意向与鼓励大学生创业提供心理层面的依据。

一、研究方法

(一) 研究对象

以天津市13 所全日制高校的大学生为研究对象进行问卷调查。采用分层随机抽样的方式, 首先将所在天津市的高校归为综合、理工、师范、医学、工商、艺术六大类型, 综合各高校的层次及专业分布情况, 每一类抽选两所高校, 然后每个高校内随机抽取样本250 个, 共发放问卷3000 份, 回收有效问卷2500 份, 问卷有效率为83%。

(二) 研究工具

1. 创业意向问卷

根据研究问题自编创业意向问卷, 问卷共包括创业动机、创业态度、自我感知、创业能力和创业行为倾向五个维度。其中, 创业动机、创业态度、自我感知和创业能力这四个维度来自于李翠翠的研究[6], 创业行为倾向主要来自于严建雯等的研究, 最终形成创业意向问卷的24 个项目[7]。要求被试1-6 点计分, 从“完全不符合”到“完全符合”, 评价每一项目描述的情况与自身的符合程度, 各项目总分为创业意向总分。通过试测及正式测试结果显示, 问卷的内部一致性系数为0.940。

2. 自我效能感量表

采用一般自我效能感量表 (GSES) , 共有10 个项目, 采用1-4 点计分, 量表中高分表示个体对自己的能力有着积极的预期[8]。在不同文化 (国家) 的多次测定中, GSES一直有有良好的信度和效度[9]。在本研究中, 该量表的内部一致性系数为0.849。

3. 成就动机量表

采用叶仁敏 (1988) 译制的成就动机量表, 包括追求成功动机与避免失败动机两个分量表, 每部分15 道题, 追求成功动机得分减掉回避失败动机得分即为成就动机得分, 成就动机强, 分值越高;分值越低, 成就动机越低。量表采用1-4 级记分, 此量表的内部一致性系数为0.783, 分量表的信度分别为0.767 和0.863[10]。本研究中, 两个分量表的一致性系数分别为0.858 (追求成功) 和0.854 (避免失败) , 总量表的内部一致性系数为0.844。

(三) 研究程序与数据处理

本研究问卷正式测查是采用团体施测的形式, 问卷回收后剔除无效问卷500 份, 保留有效问卷2500 份。统计分析采用SPSS17.0 进行处理。

二、研究结果

(一) 自我效能感、成就动机与创业意向的相关

检验自我效能感、成就动机与创业意向各维度及总分的相关, 结果如表1 所示。

自我效能感与创业意向的相关分析显示, 自我效能感与创业动机、创业态度、自我感知、创业能力、创业行为倾向及总体创业意向均呈现显著的正相关, 相关系数从0.201 到0.348 (p<0.01) , 自我效能感越高者其创业意向越高。成就动机与创业意向的相关分析显示, 成就动机与创业意向的各维度以及整体创业意向也呈现显著的正相关, 相关系数从0.126 到0.271 (p<0.01) , 表明成就动机越高者其创业意向越高。

(二) 自我效能感在成就动机与创业意向关系中的作用

基于相关分析, 运用强迫选入法对自我效能感、成就动机和创业意向做三步回归分析, 以检验自我效能感在成就动机与创业意向之间的中介效应。假设成就动机会影响自我效能感, 而自我效能感会影响创业意向, 则自我效能感是中介变量。以成就动机为自变量X, 创业意向为因变量Y, 自我效能感为中介变量U进行回归分析。

自我效能感在成就动机与创业意向关系中的作用如表2 所示。由于依次检验 (前3 个t检验) 都达到了显著水平, 由此推断, 自我效能感在成就动机与创业意向关系中的中介效应显著, 加之第四个t检验也达到了显著水平, 所以自我效能感在成就动机与创业意向关系中是发挥部分的中介作用, 中介效应占总效应的比例为:0.322×0.291/0.269=34.8%。

三、讨论

(一) 自我效能感、成就动机对创业意向的影响

自我效能感和成就动机均与创业意向存在显著的正相关, 这与以往研究者的结论一致:成就动机水平与个体创业意向成正相关[11], 自我效能感与创业意向的相关程度要高于成就动机与创业意向的相关, 成就动机中的获得成功维度与创业意向为中度相关。可以看出, 自我效能感与成就动机是影响创业意向的部分因素, 而成就动机中的获得成功维度对创业意向的影响更多, 此外, 已有研究指出个人的成就动机是个体创业意向的重要驱动力[12]。所以, 关于成就动机、获得成功维度或与二者紧密相关的因素对创业意向的影响值得进一步探讨。

(二) 自我效能感在成就动机与创业意向的关系中的作用

中介效应分析表明, 自我效能感在成就动机与创业意向的关系中具有一定的中介作用。也就是说, 成就动机对创业意向的作用要通过自我效能才能更好实现。具体来讲, 成就动机对创业意向有一定的预测作用, 其主要体现在获得成功这一维度, 通过自我效能的中介作用以后, 其预测作用明显上升。个体内部的成就动机是直接指向事件与自身的利害关系, 是与事件外在结果有关系的, 而自我效能感作为个体对自身能力的认知和评价, 虽不能直接决定个体是否会产生实际的创业行动, 但可以进一步深入反映出创业意向或行为的过程。成就动机高的个体其创业意向水平越高, 在这一关系中突出的重点是成就动机高的个体其自我效能感也较高, 个体对自身能力的评价较高, 自信较高, 因此追求创业的可能性也比较大。

四、结论与建议

大学生成就动机与自我效能感的高低对创业意向的水平有很大的影响, 即成就动机与自我效能感越高, 创业意向水平越高。同时, 成就动机对于创业意向的影响有一部分是通过自我效能感的中介作用实现的。在现实环境中不难发现, 政府正在大力倡导大学生创新创业的开展, 并制定了相应的鼓励和辅助政策, 为学生创业提供良好的前提条件。在全社会都支持创业的良好时机下, 对大学生创业意向的培养还应该从以下方面进行。

首先, 学校应该发挥创业教育的主要作用, 通过各种活动的开展激发学生创业的动机。鉴于大学生还处于学校环境中, 因此, 政府对大学生创业的鼓励应该通过学校层面的措施进一步得到落实。所以, 学校应面向全体学生不断拓展开设与创业相关的课程及活动, 提高学生对创业的兴趣, 激发学生对创业的积极性和自信心, 进而提高学生们想要取得成功的动机。另外, 学校应鼓励有创业意向的学生真正进行或者参加创业实践活动, 从而在实践中为学生提供更多成功的机会, 增加学生获得创业成功的经验, 使其在成功的经历中提升自我效能感。最后, 学校应尽可能地帮助学生提供一些施展才能的平台, 模拟创业过程中的各种情景让学生提前熟悉创业过程, 避免面对陌生的情况时产生焦虑, 使自我效能感水平与强度降低。

其次, 社会应该充分利用大众及主流媒体对成功的大学生自主创业事例进行宣传, 以为大学生的创业提供创业成功的替代经验, 减少创业期间的茫然、焦虑和挫折。同时, 社会应该鼓励成功创业的企业参与大学生创业的过程, 实行企业-学校-社会的联动机制, 更为有效地、系统地为大学生提供更多的创业实践机会、创业指导以及创业支持, 从而增强大学生的自我效能感和成就动机, 提升大学生的创业意向水平以及创业实践的可行性。

参考文献

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[3]周静静.90后大学生人格特质和创业意向的关系研究[D].中国科学技术大学, 2014.

[4]杨燕红.大学生自我效能感与创业意识的关系研究[J].校园心理, 2014, 12 (2) :105-106.

[5]李成彦.创业自我效能的中介作用机制探究[J].心理科学, 2011 (4) :911-914.

[6]李翠翠.大学生创业意向现状调查及其对策研究——以台湾屏东市两所高校为例[J].实践探索, 2014 (1) :58-63.

[7]严建雯, 叶贤.大学生创业意向的现状调查[J].心理科学, 2009, 32 (6) :1471-1474.

[8]田丽丽.大学生自我效能感、成就动机与成就目标定向的关系探究[J].南阳师范学院学报 (社会科学版) , 2011, 10 (8) :115-118.

[9]王才康, 胡中锋, 刘勇.一般自我效能感量表的信度和效度研究[J].应用心理学, 2001, 7 (1) :37-40.

房产中介的自我革命 篇5

相对于某些特定的自我效能感, 一般自我效能具有总体性、整体性和概括性特点, 可以对个体一般情况下的反应倾向做出普遍性预测, 还可以影响某些特定的自我效能[3]。有研究表明, 应对效能与一般自我效能同属效能范畴, 存在较高的相关[4]。此外, 体育锻炼可以通过减少消极的情绪体验降低生理唤醒, 以及保持积极心情这两种途径来提高锻炼者的总体自我效能水平, 即一般自我效能[5]。综上所述, 本研究假设体育锻炼对应对效能可产生积极影响, 并通过一般自我效能这一中介变量来影响应对效能。

1 对象与方法

1.1 对象

分层随机抽取扬州大学5个学院共10个班350名大学生进行问卷调查, 剔除错答、漏答和有规律回答的问卷, 所得有效问卷310份, 有效率为88.6%。

1.2 工具

1.2.1 体育锻炼等级量表[6]

量表由日本学者桥本公雄编制, 从体育锻炼强度、每次锻炼时间、频率 (每周) 和锻炼参与历史4个方面综合考察锻炼者最近1个月的锻炼情况。梁德清等[6]将其修订成中文版, 量表的重测信度为0.82。

1.2.2 应对效能量表[4]

由我国学者童辉杰编制, 包含自信程度、胜任力和认知水平3个因子, 共17道题, 采用Likert的4等级计分法。经检验, 量表具有良好的信度和效度, 其Cronbachα系数为0.86, 分半信度为0.79。

1.2.3 一般自我效能量表

量表由德国学者Schwarzer等编制, 目前在国际上广泛应用, 量表共10道题, 采用Likert的4等级计分法, 将各个题目得分相加, 得分越高表明一般自我效能越高。中文版的一般自我效能量表在我国大学生中使用具有良好的信度和效度[7]。

1.3 统计与分析

采用SPSS 15.0和Amos 14.0进行统计分析。主要使用的统计方法主要有t检验、单因素方差分析、相关分析等。

2 结果

2.1 大学生一般自我效能及应对效能比较由表1可见, 大学生一般自我效能在性别和专业方面的差异均无统计学意义;在应对效能方面, 文科生和理科生仅在认知水平维度上差异有统计学意义, 且文科生高于理科生。

2.2 大学生一般自我效能应对效能的锻炼因素分析随着锻炼强度的增强、锻炼频率的增多, 大学生一般自我效能和应对效能的水平呈现倒“V”形变化, 而随着锻炼时间的增长、体育活动参与历史的延续, 大学生一般自我效能和应对效能的水平呈逐步增高的趋势。采用Bonferroni法进行事后多重比较发现, 中等强度和大强度体育锻炼对自信程度和应对效能总分的影响明显优于小强度体育锻炼, 但中高强度间差异无统计学意义;正常锻炼组和经常锻炼组对一般自我效能的影响优于锻炼不足组, 但锻炼正常组与经常锻炼组间差异无统计学意义, 锻炼正常组对胜任力的影响优于锻炼不足组;中等时间锻炼组和长时间锻炼组对一般自我效能的影响优于短时间组, 但中等时间组和长时间组差异无统计学意义;8~12周组和12周以上锻炼组对胜任力的影响优于8周以下组, 8~12周组和12周以上锻炼组间差异无统计学意义。

2.3 体育锻炼、一般自我效能及应对效能的相关分析见表3。对体育锻炼、一般自我效能和应对效能进行相关分析显示, 体育锻炼量及体育活动参与历史与一般自我效能和应对效能呈正相关, 一般自我效能和应对效能存在较高的正相关。

以体育锻炼与大学生一般自我效能和应对效能变量间的相关系数为基础, 采用结构方程模型 (AMOS14.0) 对由理论分析得出的中介假设模型进行验证分析, 所得评价指数良好, CMIN=47.345, P=0.000, NFI=0.937, TLI=0.918, CFI=0.959, RMESA=0.070, 说明体育锻炼提高大学生应对效能的中介模型结构合理。由图1可知, 体育锻炼不仅可以直接影响大学生应对效能, 还可通过一般自我效能间接影响大学生应对效能, 即一般自我效能在体育锻炼与应对效能间起中介作用, 两条路径系数总分为0.163 (0.21×0.54+0.05) 。

注:*P<0.05, **P<0.01。

3 讨论

本研究发现, 体育锻炼不仅能对大学生应对效能产生直接影响, 还可通过提高大学生一般自我效能间接作用于应对效能, 支持了本研究提出的理论假设。体育锻炼对应对效能有一定的促进作用, 原因可能在于: (1) 成功体验可以帮助人们消除对主观威胁的情绪反应, 提高应对效能[8]。大学生通过坚持不懈的体育锻炼可以体验到运动中的兴奋与激动, 并获得愉快感和成功感, 这种成功的体验不断使大学生建立起对自我效能的积极信念, 随着积极信念的累积, 便可提高大学生对类似事件的应对能力。 (2) 目睹或想象与自己相似的他人成功行为表现, 往往能够提高观察者的效能[9,10]。换而言之, 就是以榜样成就为中介的替代经验可以影响人们的效能水平, 大学生在体育运动中通过对技能水平或体能水平等与自己相似的同学的活动及其运动水平的观察, 他们能更清楚地判断自己的能力, 当自己处于类似的情境时, 相信自己也能获得同样的运动成就。 (3) 社会支持能够加强个体有能力实现目标的信念。大学生通过体育锻炼可以拓宽自身的人际关系, 获得更多的社会支持, 在体育运动中, 当其他同学对自己的能力表示肯定和信任时, 可以激发他们的潜能, 促使其取得成功, 最终促进自我效能的改变。 (4) 研究表明, 在涉及体育成就、健康功能和应激应对领域中, 自我效能的身体指标具有特别意义[11]。如在体育活动中, 人们将疲劳、疼痛或不适视为身体无能的标志, 大学生参加体育锻炼可以发展体能, 提高自身的运动技能, 通过增强身体功能水平来纠正自我对身体状态的错误解释, 进而提高自我效能。

本研究还发现, 体育锻炼对大学生应对效能的直接影响较小, 更多的是通过一般自我效能来间接起作用的, 因此, 一般自我效能通过体育锻炼与应对效能之间起着重要中介作用。出现这种结果的原因可能是:应对效能作为应对中个人风格层面的延伸与拓展, 是一个相对稳定的、内在的、心理的变量;而大学生更多的将体育锻炼视为一种社会活动, 这使体育锻炼作为一种外界刺激对经常参加的大学生产生的应激反应较小, 最终出现体育锻炼对大学生应对效能的直接影响有限的结果。

本研究探讨了一般自我效能在体育锻炼影响大学生应对效能的中介作用, 揭示了体育锻炼通过提高大学生一般自我效能和促进应对效能提高的心理中介作用机制, 为全面揭示体育锻炼提高大学生应对效能的心理机制提供理论基础。因此, 今后在指导大学生进行体育锻炼的实践中, 应制定科学的运动处方, 切实提高大学生的体能和技能, 注重大学生在运动中成功和愉快感的体验, 正确评价大学生的运动能力, 并给他们更多的鼓励性语言与措施, 以更好地提高大学生的应对效能。未来的研究应采取科学合理的教学实验来对这一理论模型进行实证研究, 为体育锻炼提高大学生应对效能提供实践基础。

参考文献

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[2]周慧, 童辉杰.大学生应对效能训练的实验研究[J].现代预防医学, 2008, 35 (12) :2259-2260.

[3]SCHWARZER R, JERUSALEM M.Generalized Self-Efficacy scale//WEINNMAN J, WRIGHT S, JOHNSTON M, et al.Measures in health psychology:A user's portfolio.Causal and control belief[M].Windsor, England:NFER-NELSON, 1995:35-37.

[4]童辉杰.应对效能:问卷的编制及理论模型建构[J].心理学报, 2005, 37 (3) :413-419.

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[6]梁德清.高校学生应激水平及其与体育锻炼的关系[J].中国心理卫生杂志, 1994, 8 (1) :5-6.

[7]王才康, 胡中锋, 刘勇.一般自我效能感量表的信度和效度研究[J].应用心理学, 2001, 7 (1) :37-40.

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[10]SCHUNK DH, HANSON AR, COX PD.Peer-model attributes and children's achievement behaviors[J].J Edu Psychol, 1987, 79 (4) :54-61.

房产中介的自我革命 篇6

自尊是个体对自我价值的情感性反应,是自我系统的核心,影响着个体对外界环境的应对方式[8]。许多研究者将自尊作为大学生社交焦虑的一个前因变量,实证研究也表明,大学生的自尊水平与社交焦虑存在负相关,高自尊的大学生社交焦虑水平更低[9,10]。陈欣等[11]研究结果表明,交往焦虑、自我接纳、身体自尊有着不同程度的相关关系,自我接纳对身体自尊和交往焦虑有影响作用。自我接纳与自尊均是自我中的重要部分,是衡量心理健康的两大重要因素。本研究基于文献报道,试图寻找自尊在大学生自我接纳与社交焦虑之间的中介作用机制,以期丰富大学生社交焦虑的研究成果,并进一步探究变量之间的内在关系,为改善大学生的社交焦虑状况提供建议。

1 对象与方法

1.1 对象

采用整群抽样的方法,以学校为整体抽样单位,在吉林省抽取3所具有代表性的学校(重点院校、一般院校和专科院校各1所),以班级为单位发放问卷1 000份,现场作答并收回,调查者当场检查所有问卷有无漏填并及时补填。剔除无效问卷后,有效回收完整数据947份。男生484名(51.1%),女生463名(48.9%);重点院校学生308名(32.5%),一般院校学生322名(34%),专科院校学生317名(33.5%);大一学生226名(23.9%),大二学生232名(24.5%),大三学生253名(26.7%),大四学生236名(24.9%);少数民族学生449名(47.4%),汉族学生498名(52.6%);农村学生454名(47.9%),城镇学生493名(52.1%)。所有被试在填写问卷前签署知情同意书。

1.2 调查工具

1.2.1 自我接纳问卷(SAQ)

由国内学者丛中和高文凤[12]编制,它可应用于对被试的自我接纳特征进行测量和评定。量表包含自我评价(self evaluation)和自我接纳(self acceptance)2个因子,共16个条目(每个因子各由8个条目组成),釆用从“1=非常相反”到“4=非常相同”的4级评分,总分得分越高,表明个体的自我接纳程度越好。对此量表的信度和效度检验结果发现,Cronbachα系数为0.86,其中自我接纳因子为0.93,自我评价因子为0.91,重测信度为0.77。

1.2.2 Rosenberg自尊量表中文修订版

由申自力等[13]修订,量表的内部一致性信度为0.88,重测相关系数为0.82。该自尊量表主要测量的是个体的整体自尊。该量表由10个题目构成,为4级评分(1=很不符合,4=非常符合),总分最高分为40分,最低分为10分;分值越高,表示个体自尊水平越高,而分值越低则表示个体自尊水平越低。

1.2.3 社交回避与苦恼量表(SAD)

量表由Watson等制定,量表共包含28个条目,社交回避和社交苦恼两个因子,每个因子14道题。此量表用于测量个体在社交回避上的行为和社交焦虑,采用是和否评分,量表得分范围为0~28分。总量表的内部一致性信度为0.85,社交回避和苦恼量表的内部一致性系数为0.77和0.73,量表的重测相关系数为0.76,该量表经证实可用于大学生社交焦虑水平的测量[14]。

1.3 统计分析

采用SPSS 19.0软件对数据进行分析处理,采用皮尔逊积差和回归分析考察相关各研究变量之间的相关性,检验水准α=0.05。

2 结果

2.1 不同人口统计学特征大学生自尊、自我接纳和社交焦虑得分比较

独立样本t检验表明,不同性别大学生自尊、自我接纳和社交焦虑得分差异均有统计学意义,女生的自尊和自我接纳水平低于男生,而在社交回避、社会苦恼以及社交焦虑总分上高于男生,即女生的社交焦虑整体水平高于男生。汉族大学生的自尊和自我接纳水平高于少数民族,而社交回避、社交苦恼和社交焦虑的得分低于少数民族。农村大学生和城镇大学生社交焦虑得分差异有统计学意义(t=2.56,P<0.05)。不同学校类型大学生社交焦虑得分差异有统计学意义(F=6.87,P<0.01)。事后检验的结果表明,重点院校大学生社交焦虑水平高于一般院校和专科院校大学生。不同年级大学生社交焦虑得分差异无统计学意义(F=1.723,P<0.05)。见表1。

2.2 自尊、自我接纳与社交焦虑之间的相关分析

社交焦虑及其分量表均与自尊和自我接纳呈负相关,自尊与接我接纳则呈正相关(P值均<0.01)。见表2。

注:P值均<0.01。

2.3 自尊在自我接纳与社交焦虑之间的中介作用

根据各变量之间的相关分析结果,自尊、自我接纳和社交焦虑及社交焦虑的分量表社交回避和社交苦恼的相关均有统计学意义,说明满足中介效应的检验条件。根据温忠麟等[15]提出的中介效应依次检验法,探讨大学生自尊在自我接纳和社交焦虑之间的中介效应。分别建立自我接纳对社交焦虑及其分量表、自我接纳与自尊、自尊和自我接纳对社交焦虑各3个回归方程。见表3。

注:Y1为社交回避,Y2为社会苦恼,Y为社交焦虑,M为自尊,X为自我接纳。

从表3可知,大学生社交焦虑总体及分量表的模型建构均是前3个系数有统计学意义,说明存在中介效应。但对每个模型第1步和第3步自我接纳的标准回归系数进行比较可知,自我接纳单独作用于因变量的回归系数大于自我接纳与自尊共同作用于因变量时的回归系数,且自尊和自我接纳共同作用的模型解释率高于自我接纳单独作用的模型解释率,表明自尊在自我接纳和社交焦虑间起着部分中介效应。

3 讨论

本研究发现,吉林省3所大学的大学生社交焦虑水平虽然与前人采用的社交焦虑量表不一致,但结果与前人研究一致[4,5]。社交焦虑水平在年级变量上差异无统计学意义,各个年级的社交焦虑水平较为一致,说明大学生的社交焦虑状况不容乐观,需要采取一定的干预措施进行改善。不同学校类型、不同民族和不同生源地大学生社交焦虑水平差异有统计学意义,表现为重点院校大学生显著高于其他2所学校的大学生,少数民族大学生高于汉族大学生,农村大学生高于城镇大学生。男、女生在自尊、自我接纳和社交焦虑水平上的差异具有统计学意义,与前人的研究基本一致[5,16,17]。但也有研究表明,社交焦虑得分在性别角色类型上存在差异,而非性别[18]。分析出现差异的原因可能有以下方面:(1)与男生相比,女生在性格方面一般更加敏感、胆小和多疑,也更加在意他人对自己的评价与态度,导致她们在人际交往过程中更易产生矛盾,从而产生紧张等消极情绪和回避行为,自我接纳的程度和自尊的水平也会受到相应的影响。(2)男、女生的性别角色定位不同,女生在独自进入陌生环境时容易表现出怯懦、退缩及被动的行为特点,因此在社交中也更容易产生紧张、焦虑等问题。(3)男生心理承受能力更强,更看重消极行为的反馈而非结果,面对挫折和拒绝时会更少出现退缩和回避行为,自尊及自我接纳水平比女生稳定且高。

大学生自尊、自我接纳与社交焦虑之间的相关分析结果显示,社交焦虑及其分量表与自尊和自我接纳均呈负相关,可能由于社交焦虑的个体有更多的负向归因,极易出现自我怀疑的倾向,与相关研究结果相符[7,11,17]。同时,在人际互动过程中,个体长期遭受的社会拒绝通常会破坏自我价值感,形成低自尊。而低自尊者倾向于对拒绝线索表现出注意偏向,并容易受到拒绝线索的影响表现出更多的焦虑、抑郁和攻击性等消极情绪和行为[10]。本研究显示,大学生自尊与自我接纳正相关。国内外众多研究都揭示,自尊水平高的个体,自我接纳水平也往往较高[9]。

自尊在自我接纳与社交焦虑之间的中介作用有统计学意义,说明自我接纳不仅直接影响社交焦虑。本研究还证实,自我接纳通过自尊的部分中介作用影响大学生的社交焦虑,自我接纳会对个体的自尊水平产生影响,而自尊水平会影响大学生的社交焦虑水平。表明低自我接纳的个体更可能对他人的负面评价采用了不恰当的归因方式,而这种归因方式不仅会影响自尊水平,还会造成高水平的社交焦虑。因此,帮助社交焦虑个体正确地认识他人的负向评价意义重大,特别是要改变归因方式,培养良好的自尊水平,让每个人都能很好的自我接纳,这样才能对社交焦虑起到良好的缓解作用。

房产中介的自我革命 篇7

关键词：体育专业大学生,学习倦怠,核心自我评价,应对方式

学习倦怠是一种消极的学习心理, 指由于学习压力或缺乏学习兴趣而对学习感到厌倦的消极态度和行为[1]。核心自我评价对工作倦怠和工作投入有较好的预测作用[2,3,4,5,6], 而核心自我评价与学业行为的关系是近几年来才出现的研究方向[7]。目前, 关于核心自我评价与学业行为关系的研究视角还不广泛, 核心自我评价对学习倦怠的作用机制还有待进一步考察。应对方式与核心自我评价和学习倦怠密切相关[8,9,10,11]。现有研究表明, 核心自我评价能够影响个体的应对方式, 应对方式也能够对学习倦怠产生影响, 然而尚未有研究将三者综合在一起来考察相互之间的关系。研究发现, 应对方式既是应激与心理健康的中介机制, 具有缓冲效应, 对身心健康的保护起着重要作用[12]。因此, 本研究假设, 应对方式是核心自我评价与学习倦怠之间的中介变量, 具体来说, 核心自我评价既能够直接对学习倦怠产生影响, 又有可能通过影响个体的应对方式, 进而影响学习倦怠。

1 研究对象与方法

1.1 研究对象

以488名体育专业本科生为调查对象。其中男生269人, 女生219人;大一、大二、大三和大四分别为181人、146人、108人和53人。

1.2 研究工具

1.2.1 核心自我评价量表

由Judge等编制, 经任志洪和叶一舵[13]修订, 8个项目组成一个维度。采用5点计分法, 从“完全不符合”至“完全符合”分别计1~5分。本研究中量表的Cronbach’s a系数为0.79。验证性因素分析结果为:X2/df=2.97, GFI=0.97, IFI=0.95, CFI=0.95, TLI=0.93, RMSEA=0.06。

1.2.2 简易应对方式问卷

由解亚宁[14]编制, 该问卷由积极应对和消极应对2个维度, 共20个项目, 采用4点计分法, 从“不采取”至“经常采取”分别计0~3分。探索性因素分析剔除5个载荷小于0.5的项目, 保留原问卷的15个项目, 其中积极应对9个项目, 消极应对6个。修订后积极应对和消极应对2个维度的Cronbach’s α系数分别为0.71和0.76。验证性因素分析结果为:X2/df=1.89, GFI=0.96, IFI=0.93, CFI=0.93, TLI=0.91, RMSEA=0.04。

1.2.3 大学生学习倦怠问卷

由连榕[1]编制, 该问卷包括情绪低落、行为不当和成就感低3个维度, 共20个题目, 采用5点计分法, 从“完全不符合”至“完全符合”分别计1~5分。探索性因素分析剔除5个载荷小于0.5的项目, 保留原问卷的15个项目, 其中情绪低落5个, 行为不当5个, 成就感低5个。修订后问卷的Cronbach’s α系数为0.81, 其中情绪低落、行为不当和成就感低3个维度的Cronbach’s α系数分别为0.75、0.77和0.78。验证性因素分析结果为:X2/df=2.61, GFI=0.94, IFI=0.91, CFI=0.91, TLI=0.90, RMSEA=0.06。

1.3 施测与数据处理

采用SPSS19.0和AMOS18.0软件分析数据。

2 结果与分析

2.1 体育专业大学生学习倦怠的特点

各变量的平均数和标准差见表1。体育专业大学生的学习倦怠总分的平均值 (2.91) 临近中间值;在各因子中, 行为不当的平均值 (3.12) 最高, 超过了中间值;情绪低落的平均值 (2.85) 和成就感低的平均值 (2.77) 均接近中间值。数据显示, 体育专业大学生的学习倦怠程度处于中等水平。

以性别和年级为自变量, 学习倦怠各因子及学习倦怠总分为因变量, 采用2 (性别) ×4 (年级) 的多元方差分析, 发现: (1) 在情绪低落上, 性别主效应不显著, F (1, 480) =3.18, p>0.05;年级主效应显著, F (3, 480) =4.53, p<0.01, 事后比较发现, 大一显著高于大三, 其它年级两两之间无显著性差异;交互作用不显著, F (3, 480) =1.72, p>0.05; (2) 在行为不当上, 性别主效应不显著, F (1, 480) =2.22, p>0.05;年级主效应显著, F (3, 480) =4.76, p<0.01, 事后比较发现, 大一显著高于大三, 其它年级两两之间无显著性差异;交互作用不显著, F (3, 480) =0.82, p>0.05; (3) 在成就感低上, 性别主效应不显著, F (1, 480) =0.08, p>0.05;年级主效应显著, F (3, 480) =4.33, p<0.01, 事后比较发现, 大一显著高于大三, 其它年级两两之间无显著性差异;交互作用不显著, F (3, 480) =1.83, p>0.05; (4) 在学习倦怠总分上, 性别主效应不显著, F (1, 480) =1.88, p>0.05;年级主效应显著, F (3, 480) =7.33, p<0.001, 事后比较发现, 大一显著高于大三, 其它年级两两之间无显著性差异;交互作用不显著, F (3, 480) =1.90, p>0.05。

结果表明:在学习倦怠各因子和学习倦怠总分上, 均没有性别差异, 然而均存在年级差异, 具体表现为大一学生显著高于大三学生。

注:括号前的数字和括号内的数字分别为平均数和标准差。

2.2 核心自我评价、应对方式和学习倦怠之间的相关分析

核心自我评价、应对方式与学习倦怠的相关分析结果显示 (见表2) : (1) 核心自我评价与积极应对呈正相关;核心自我评价与消极应对和学习倦怠各因子呈负相关; (2) 积极应对与情绪低落、行为不当和成就感低呈负相关; (3) 消极应对与情绪低落、行为不当和成就感低呈正相关。

注:*p<0.05, **p<0.01, ***p<0.001。

2.3 核心自我评价对学习倦怠的直接影响

为了考察核心自我评价对学习倦怠各因子的直接影响, 在相关分析的基础上, 建立核心自我评价直接作用于学习倦怠各因子的结构方程模型 (直接模型) 。潜变量路径分析的结果显示, 模型的拟合指数较为理想 (见表3) 。核心自我评价与情绪低落、行为不当和成就感低的标准化路径系数分别为-0.52、-0.44和-0.60, 且均达到显著水平 (p<0.001) , 表明核心自我评价对学习倦怠各因子均具有显著的负向影响。

2.4应对方式在核心自我评价与学习倦怠间的中介效应检验

以积极应对和消极应对为中介变量, 核心自我评价为潜在外因变量, 学习倦怠各因子为潜在内因变量, 构建结构方程模型。第一步, 构建全模型。在全模型中, 核心自我评价对学习倦怠的三个因子均具有直接的影响;同时核心自我评价还分别通过消极应对和积极应对的中介间接地作用于学习倦怠的三个因子。结果表明, 全模型的拟合指数较为理想 (见表3) 。第二步, 修正全模型。进一步考察全模型的各标准化路径系数发现, “积极应对→行为不当”、“消极应对→行为不当”“消极应对→成就感低”和“积极应对→情绪低落”四条路径的回归系数均不显著。逐步删除不显著的路径, 得到一个修正模型 (见图1) 。结果表明, 修正模型的拟合指标也较为理想 (见表3) 。第三步, 比较全模型与修正模型。在模型的比较中, 根据相△X2和∆df决定模型的取舍, 如果△X2不显著, 则取路径简洁的模型;反之, 则取路径复杂的模型。经修正后, △X2小于临界值X2 (n=4, a=0.05) =9.49 (∆df=4, △X2=4.79, p>0.05) , 表明全模型与修正模型之间的△X2不显著, 根据节俭原则, 选择路径较简洁的修正模型。第四步, 修正模型的交叉验证。按照50%的比例将数据随机分成两半, 对修正模型进行交叉验证。将未限制参数的模型设定为基线模型, 依次增列测量模型的因素负荷量、结构模型的路径系数、外因潜在变量的协方差、内因潜在变量的方差、测量模型残差的方差相等, 发现所有△X2值均没有达到显著水平 (p<0.05) , 且适配度统计量差异的绝对值均小于0.05。说明修正模型有较好的稳定性。

检验结果表明: (1) 积极应对在核心自我评价与成就感低之间起部分中介作用; (2) 消极应对在核心自我评价与情绪低落之间起部分中介作用; (3) 应对方式在核心自我评价和行为不当之间没有中介效应。各路径效应大小见表4。

注:应用Bollen-Stine bootstrap方法矫正模型的配适度。

注:*p<0.05, **p<0.01, ***p<0.001;在2000个Bootstrap样本的基础上分析偏差校正的置信区间, 95%CI的数值为非标准化效应值偏差校正的的置信区间。

3 讨论

3.1 体育专业大学生学习倦怠的特点

体育专业大学生的学习倦怠程度接近中等水平;在学习倦怠各因子中, 以行为不当最为严重, 其平均分超过了中间值;情绪低落和成就感低的平均分也接近中间值。进一步调查发现, 体育专业学生在理论课程方面的学习倦怠现象较为严重。很多体育专业大学生存在重“技术”而轻“理论”的不良思想, 对术科课表现出较高的学习积极性, 而在理论课方面缺乏学习兴趣, 诸如迟到、缺课, 上课睡觉等厌学现象较为多见。

在学习倦怠各因子及学习倦怠总分上, 性别差异均不显著, 而年级差异均达到显著水平, 具体表现为大一学生高于大三学生。研究假设1得到部分支持。有研究表明, 在情绪低落和行为不当上, 大学男生要高于女生;在成就感低上, 大学男生好于女生[15]。而本研究却发现体育专业大学生的学习倦怠各因子均不存在性别差异。究其原因, 我们认为, 长期以来人们对体育的偏见以及中国传统文化对性别角色的社会期待, 一定程度上影响了体育专业女生对体育专业的情感与态度。在访谈中发现, 很多女生为了实现自己的大学梦而不得不选择报考体育专业。她们并不喜爱自己所报考的专业或者认为自己并不适合学习体育专业, 导致学习兴趣低下以及低学业成就感;在学习过程中感到身心疲惫, 伴随沮丧、厌倦等负性情绪, 在情绪低落和低成就感两个因子上, 男生和女生并没有出现差异;在学业行为上, 虽然女生比男生更少出现显性逃课, 但女生更多地表现为隐性逃课。这可能是体育专业男女大学生在行为不当上没有差异的原因。

体育专业大学生的学习倦怠状况表现出不同于非体育专业大学生的年级特点。连榕[15]发现, 大三的学习倦怠水平要高于大一, 而本研究显示出与之相反的结果。出现此结果的原因与体育专业大学生的学习自我管理能力有关。相比非体育专业学生, 体育专业学生在学习上表现得较为散漫, 自律性较差, 自我管理能力相对较弱。高考前, 他们长期习惯于在家长和老师的监督下学习和生活, 在进入大学后, 转变为更多地依靠自主学习、自我管理的学习和生活方式。在这种方式下, 很多体育专业大学生没有合理的学习规划, 缺乏明确的学习目标, 甚至形成错误的大学学习观, 导致他们在进入大学后的初期较容易出现学习倦怠。随着年级的增长, 心智更加成熟, 学会了如何科学合理地自我管理、自我监控, 能够投入更多的时间和精力学习专业知识, 因此, 学习倦怠程度随着年级的增长而降低。

3.2 核心自我评价对学习倦怠的直接影响

已有研究表明, 与低核心自我评价者相比, 高核心自我评价者较少出现厌学情绪和厌学行为[7]。本研究考察了核心自我评价对体育专业大学生的学习倦怠各因子的直接影响, 发现核心自我评价对情绪耗竭、行为不当和成就感低均有显著的负向作用。核心自我评价对学习倦怠具有良好的预测作用, 可能与个体的成就动机有关。那些高核心自我评价的体育专业大学生有良好的自我价值感和自我悦纳感, 对自己的能力更有信心, 相信自己能够掌控外部环境, 并能够在学习任务中设置与自己能力水平相适应的学习目标, 因而具有较强的学习动机。在竞争激烈的运动场上和运动技能的学习环境中, 高核心自我评价的体育专业大学生有更多获得成功和彰显个性的机会。熟练地掌握一项动作技术, 完美地展示一套组合动作以及经过奋力拼搏战胜对手, 能够充分展现体育专业大学生的自我能力和魅力, 从而激发他们的学习热情和追求成功的动机。他们在不断实现阶段性目标中看到自身的进步, 而且高核心自我评价的体育专业大学生倾向于对行为结果进行内部归因, 因而体验到更多的成就感和积极情绪;反之, 低核心自我评价的体育专业大学生由于消极的自我评价, 自我效能感低下, 倾向于逃避型的目标定向和避免失败的动机, 害怕挑战, 在困难面前容易退缩, 习惯于将自身的成功进行外部归因, 因此产生较低的成就感和更多的消极情绪。

3.3 应对方式在核心自我评价与学习倦怠之间的中介效应

从已有的研究来看, 核心自我评价与学习倦怠存在显著相关, 但其作用机制尚不清楚。大部分研究将学习倦怠作为一个高阶构念来考虑, 可能掩盖了其深层次的信息, 而预测变量对学习倦怠各因子的具体影响却少有研究。本研究考察了核心自我评价、应对方式和学习倦怠各因子的关系, 结果表明, 应对方式在核心自我评价与学习倦怠各因子之间的作用并非一致。

首先, 积极应对在核心自我评价与成就感低之间起部分中介作用。核心自我评价对成就感的影响, 一方面, 通过直接途径提高成就感;另一方面, 又通过影响积极应对这一间接途径来实现。高核心自我评价的体育专业大学生具有积极的自我概念, 对生活有着较强的控制感, 倾向于选择富有挑战性的学习任务, 具有较高的内部动机, 直接起到提高学业成就感的作用。另外, 他们在长期的运动训练中塑造出坚毅、乐观、自信和乐群的优良品质, 形成了在困难面前不轻易退缩和积极进取的处事风格;而且经常从事体育运动有利于丰富个体的应对资源, 使之倾向于采取问题解决、寻找帮助等积极的应对方式, 有效地应对各种挫折。他们抱有乐观的生活态度, 能够更多地看到事物积极的一面, 善于将细微的正性事件转化成更大的优势, 有利于实现既定的学习目标, 因而体验到较强的自我胜任感和学业成就感。

其次, 消极应对在核心自我评价与情绪低落之间起部分中介作用。核心自我评价不仅直接对情绪低落产生影响, 而且又通过影响消极应对进而影响情绪低落。低核心自我评价的体育专业大学生自尊较低, 缺乏自信, 认为自己难以掌控事物发展, 情绪易波动, 在学习上缺乏合适的目标取向, 难以有效实现个人目标, 因而经常体验到焦虑、沮丧等负性情绪。应对是人格特征在应激反应中的映射, 在面临应激时, 不同人格类型的人会习惯于采取特定的应对方式[8]。低核心自我评价水平的体育专业大学生由于具有消极的思维模式和行为模式, 更容易受到否定性信息的威胁, 在应激情境中倾向于采取回避、否认等消极的应对方式, 而消极的应对方式不仅损害了心理健康, 而且导致他们对学习产生更多负性的情绪体验。

最后, 值得注意的是, 积极应对和消极应对在核心自我评价对行为不当的影响过程中并没有起到中介作用。行为不当反映的是大学生由于厌倦学习而表现出逃课、不听课、迟到、早退等行为特征[1]。行为不当实质上也是学习过程中消极应对的一种行为表现, 正如表2中的数据所示, 它与消极应对之间具有高度显著性相关 (p<0.001) , 因此, 在行为不当与应对方式之间, 并不一定存在因果关系, 而仅仅是对应于一种相关关系。

4 结论

4.1体育专业大学生的学习倦怠处于中等水平, 其中以行为不当最为突出;体育专业大学生的学习倦怠没有性别差异, 但存在年级差异, 大一学生高于大三学生。

4.2核心自我评价对体育专业大学生的情感低落、行为不当和成就感低有显著的负向预测作用。

房产中介的自我革命 篇8

创造力被定义为 “个人或群体中产生新颖、独创和有价值的理念成果的能力”,员工创造力对组织持续发展和成功都有极为显著的贡献 ( Amabile,1988; Madjar等,2002) 。众多的研究验证了创造力与组织创新、组织效能和组织生存之间的密切关系 ( Amabile,1996; Shalley等,2004) ,也有大量文献认为创造力是情境因素和员工特征相互作用的结果 ( Woodman等,1993) ,而领导者的正面影响在本研究中被视为其中一个重要的情境因素。

在领导理论方 面,过往的文 献对领导 支持( Amabile等,2004) 以及领导成员交换 ( Tierney等,1999) 方面进行了大量的研究。近年来,更多学者开始从更大范围的理论中探究领导行为的作用,比如变革型领导理论、参与型领导理论和授权型领导理论等。Zhang和Bartol ( 2010) 发现授权型领导对心理授权有正面作用,从而影响员工的内在动机和创新投入,并最终有利于培养员工创造力。然而,授权型领导产生的效果往往更为复杂,它取决于员工对领导者有差异的授权的反应( Forrester,2000; Ahearne等,2005 ) 。Zhang和Zhou ( 2014) 进一步探讨了授权型领导、不确定性规避和对主管信任之间的相互关系,并指出当员工不确定性规避和对主管信任的程度较高时,授权型领导对发展员工创造力有更好的效果。本文尝试研究其他因素在授权型领导对员工创造力的影响机制中发挥的作用,并在研究中包含了一些重要的干预变量。

Zhang和Zhou ( 2014) 的文献表明自我效能和内在动机往往会显著地影响员工创造力。在过往文献的基础上,本文将同时进入两个中介变量,运用更为综合的理论模型探索授权型领导的作用,以进一步丰富这一领域的研究。此外,本研究通过检验授权型领导对员工创造力的影响机制,在现有研究基础上进行了延伸。根据创造力的交互观点 ( Shalley等,2004; Woodman等,1993; Zhang和Bartol,2010; Zhang和Zhou,2014) ,本文假设授权型领导对员工创造力有正面的影响,自我效能则在机制中起中介作用。为了更综合了解其心理机制,本文同时假设员工内在动机将影响员工创造力。图1显示了本文的假设理论模型。

二、文献综述及研究假设

( 一) 授权型领导对员工创造力的影响

过往文献对授权型领导进行了描述,其本质是对员工进行授权以确保员工在做决策和执行计划时较少受到直接的监管和干扰 ( Bass,1985) 。在授权的过程中,领导者给员工提供了更多的责任和对工作及资源分配的自主决策权,同时也提供了需要有 效完成任 务的支持 ( Ahearne等,2005; Hollander,2009 ) 。领导委托涉及的是员工将承担更多具体任务 ( Mills和Ungson,2003) 。

除了与委托的概念相关,授权型领导还更多与责任分担的理念及组织行为有关,比如领导授权可以显示领导者对员工的信心以及对提升员工的能力有所帮助 ( Yukl和Lepsinger,2004) 。此外,授权型领导还包含了部分的参与型领导的行为,如征求下属的意见以及与员工共同进行决策等 ( Ahearne等,2005; Zhang和Bartol,2010 ) 。Bass ( 1985) 提出了变革型领导的概念,强调领导者的魅力、远景、智力激发和对下属的个性化关怀。然而变革型领导与授权型领导不尽相同,即使是有远见和有魅力的领导,也可能会使用专制的方式进行管理活动 ( Bass,1997) 。

不同的领导风格对于员工创造力的影响也吸引了国内外大量的研究。Tierney等 ( 1999) 以及Scott和Bruce ( 1994) 发现有效的领导成员交换与员工创造力有正向关系; 也有研究证明了支持型领导与员工创造力之间存在正向关系,而控制型领导则负向影响员工创造力 ( Amabile等,2004;Madjar等, 2002; Oldham和Cummings, 1996;Tierney和Farmer,2002,2004 ) 。此外,变革型领导也被认为对员工创造力有积极的影响 ( Howell和Avolio,1993; Jung等,2003) 。近年来部分文献更深入的对授权型领导与员工创造力的正向关系进行了研究,对此领域提供了更多的理论支持。

第一,部分研究创造力的文献提出需要对管理创新工作的领导者的类型和风格作更深入的探究,因为创新工作中包含了更多复杂的和难以界定的内容,而这些工作往往没有显而易见的解决办法 ( Mumford等,2002; Tierney,2008; Ford,2000) 。与一般的领导者相比,管理创新工作的领导者更需要激发员工的内在动机以解决更复杂的问题,并且需要通过授权来提高员工在复杂工作中的权限。

第二,众多文献认为授权型领导中的许多做法都与员工创造力有密切的关系,比如 “让员工了解工作的重要性、让员工参与决策、向员工传达高质量完成工作的信心和减少专制的领导” 等( Ahearne等,2005; Zhang和Bartol,2010) 。当员工参与领导决策并能够感受到有决策自主权时,更可能产生创新成果 ( Amabile等,2004) 。授权型领导正是通过对员工授权,使员工能够自主作出决策和采取行动,而不仅仅是完全接受领导的管理和干预 ( Bass,1985; Jung等,2003) 。领导者通过授权,可以鼓励员工探寻多样化的创新方法 ( Amabile等,1996) 。正如众多学者对授权型领导的定义,授权型领导者通过与员工分享权力,强调员工工作的重要性和提供更多的决策自主权,从而有效提高员工创造力 ( Ahearne等,2005; Arnold等,2000; Kirkman和Rosen,1999) 。

第三,Graen和Uhl - Bien ( 1995) 认为授权型领导的概念与领导成员交换有相同之处。根据理论上的 “垂直对偶带”的概念, “垂直对偶带”要求领导者区分不同员工的能力和需求,并判断对哪些员工进行授权以及授权的程度 ( Forrester,2000; Ford和Fottler,1995 ) 。因此,授权型领导可以被认为是一种上司与下属之间的对偶关系( Ahearne等,2005; Robert等,2000) 。Yukl和Fu( 1999) 的研究表明管理者更倾向于对被认为有能力的员工、工作目标与上司一致的员工以及与上司关系较好的员工进行授权。这种 “垂直XX联系”促进了领导与员工之间的交换并且使管理者与员工之间建立更密切的关系,通过这样的方式积极地影响员工创造力。

通过上述的总结和分析,本文提出如下假设:

假设1: 授权型领导与员工创造力存在正相关关系。

( 二) 自我效能在授权型领导与员工创造力关系中的中介作用

根据Bandura ( 1995) 的自我效能理论,自我效能可以被定义为 “个人对于自己有能力组织和执行管理情境中所需要的相关行动的信念”。换句话说,自我效能就是个人相信自己能在具体情况中凭自己的能力完成相关的工作 ( Snyder和Lopez,2007) 。一些研究将自我效能视为能够产生积极成果的 “个人资源”,同时也是在压力情况下能够降低工作对个人的消极影响和工作倦怠的 “缓冲器” ( Bandura,1997) 。Bandura ( 1997,1999,2001) 更进一步发现自我效能与自我发展、个人健康状况以及融入社会的程度存在正相关关系。

近年的理论研究在主动性工作行为理论的基础上提出了角色广度自我效能,即员工对自己有能力完成规定技术要求外的主动性及综合性工作的信念 ( Parker,1998) 。Parker等 ( 2006) 提出角色广度自我效能是提高主动性工作绩效的关键驱动力。Martin等 ( 2013) 研究发现自我效能同样受到工作环境因素影响,更多的自主权和领导的支持都能激发员工的自我效能。由于授权型领导给员工提供了决策自主权和完成非结构化任务的支持,本文假设授权型领导能够提高员工自我效能。

假设2a: 授权型领导与自我效能存在正相关关系。

Mathisena和Bronnick ( 2009 ) 认为创新者内心存在一套核心的自我概念,引导他们不断做出创新的努力; Tierney和Farmer ( 2007) 将员工创新的自我效能感与创新的角色认同进行整合,认为它们共同 构成创新 的自我概 念。Carmeli和Schaubroeck ( 2007) 的研究也证明,员工创造力自我效能感作为员工的一种潜能,可以提升其创新积极性,提高创新绩效。周浩和龙立荣 ( 2011)用实证方法验证了创造力自我效能对员工创造力有积极的作用,Gong等 ( 2009) 则支持了自我效能在员工学习导向、变革型领导和员工创造力关系中的中介作用。

理论上,授权型领导与员工创造力以及自我效能均存在正相关关系,自我效能有可能在授权型领导对员工创造力的影响机制中产生中介效应。

假设2b: 自我效能在授权型领导与员工创造力的关系中起中介作用。

( 三) 内在动机在授权型领导与员工创造力关系中的中介作用

Ryan和Deci ( 2000 ) 将内在动机定义为来源于内在兴趣和工作本身乐趣的激励,而并非来自外在的奖赏或赞誉 ( Amabile,1993) 。Amabile等( 1996) 认为内在动机往往来自于对工作本身的满足感,如对工作的兴趣、投入感、好奇心和挑战性等。对内在动机的研究被认为是研究创造性工作行为的基础。内在动机在授权型领导和员工创造力关系中的中介效应得到了管理理论的支持。首先,根据Ryan和Deci ( 2000) 的自我决定理论,人们试图满足能力、关联性和自主性三方面的需要,而能力和自主性方面需求的满足正是内在动机的主要驱动力 ( Gagne和Deci,2005) 。本研究认为授权型领导提高了员工的竞争力和自主性,通过对员工授权,鼓励员工参与决策,与员工分享权力,提倡员工对工作进行自我管理并且传达对员工参与挑战性工作的信心,从而提高了员工的内在动机 ( Ahearne等,2005) ; 此外,授权型领导给员工提供了发展能力和发现潜力的机会,员工更好地感觉到自己的能力,并表现出一定程度的内在动机。众多学者基于自我决定理论对内在动机进行了研究,证明了员工在授权工作中获得更高的自主性能够显著提高内在动机的水平 ( Piccolo等,2010; Deci和Ryan,2000; Jung和Sosik,2002) 。针对上述分析,本文提出了如下假设:

假设3a: 授权型领导与内在动机存在正相关关系。

Amabile ( 1988) 认为内在动机是员工产生创造力最重要、最有影响的因素。具有较高内在动机水平的员工,会被工作本身而非外在报酬等因素所吸引,从而充满动力、富有干劲地投入工作,他们更愿意承担风险,更有好奇心和学习欲望,更能跳出惯性思维的束缚,使用创造性的方法去解决问题 ( 王端旭和洪雁,2010) 。李跃等 ( 2011) 研究发现授权型领导通过影响员工心理授权正向影响员工的创造力,心理授权又通过内在动机正向影响员工创造力。本文将内在动机作为模型中的一个中介变量,尝试从动机的角度分析授权型领导对员工创造力的作用机制,并提出如下假设:

假设3b: 员工内在动机在授权型领导与员工创造力的关系中起中介作用。

三、研究方法

( 一) 样本与调查过程

本研究的数据来自中国广东省某工业园区的一家微电机生产公司。公司拥有2 000多名员工和超过60 000平方米的现代化生产园区,年产各类电机能力达3 000万台。首先,我们对本次调研的目的和数据收集过程向公司的管理层进行了解释,并获得了相关管理人员的批准。本次调研采取了匿名问卷的调查方式。随后,公司的人力资源部门负责问卷发放的工作,400份调查问卷将发放至公司各部门的正式员工。被调查的员工需要以无记名问卷的方式对他们在管理者风格、内在动机、自我效能方面的问题进行回答。最后,完成的问卷由人力资源部进行收集,共收回292份问卷,回收率达到73% 。

首轮调查两个月后,我们对50位相关的员工主管发放了另外的问卷。第二轮问卷的目的是测量主管对员工创造力的评价。每位主管将对2 - 10名员工进行评价,其中大部分主管将评价6 - 7名员工。最终收回43份完整问卷,回收率为86% 。

最后,我们将292份员工问卷与员工主管进行对应。

回复问卷的员工大部分较为年轻,平均年龄为31岁 ( 标准差为8. 44) ; 员工平均在组织内任职时间为5. 2年 ( 标准差为5. 00) ,与其主管共事时间平均为3. 6年 ( 标准差为3. 34) ; 员工接受教育年限平均为13. 76年 ( 标准差为4. 44) 。样本中员工职业均为制造行业职工,平均每周工作时长为44. 19小时 ( 标准差为8. 14) 。

( 二) 测量

调查问卷以中文形式发放,问卷均经过翻译和回译的程序以保证中文与英文的版本测度结果相同。问卷使用Likert五分制进行设计,调查者需要对问卷每一问题进行评分,评分范围从1分( 高度不同意) 至5分 ( 高度同意) ,文中特别注明的除外。

1. 授权型领导。运用Ahearne等 ( 2005 ) 开发的12项量表对授权型领导变量进行评分。问题包括 “我的上司对我有能力高质量完成工作表现出信心”等。测量结果的Cronbach’s Alpha值为0. 88。

2. 自我效能。运用Tierney和Farmer ( 2002 )的3项目量表对员工自我效能进行测量。问题包括“我对自己解决问题的能力有信心”等。测量结果的Cronbach’s Alpha值为0. 76。

3. 内在动机。 运用Zhang和Bartol ( 2010 )的3项目量表对员工内在动机进行测量。样本问题有 “我享受寻找方法解决复杂问题的过程” 等。Cronbach’ s Alpha在本文中的值为0. 89。

4. 员工创造力。13项问题的量表基于Zhou和George ( 2001) 的研究进行开发。量表由主管进行填写,项目分数从1分 ( 非常不符合) 至5分 ( 非常符合) 。问题项目如 “员工能提出创造性的解决问题方法”等。Cronbach’s Alpha在本文中的值为0. 94。

5. 控制变量。本文控制了八个被过往文献证明显著与创造力有关的个人变量 ( Zhang和Zhou,2014; Zhang和Bartol, 2010; George和Zhou,2007; Shalley等,2004) ,分别是性别 ( 男性 = 1,女性 = 0) 、年龄 ( 年) 、受教育年限 ( 年) 、公司任职年限 ( 年) 、与主管共事年限 ( 年) 、周工作时长 ( 小时) 、职位 ( 普通员工 = 1,初级主管 =2,中级管理者 = 3,高级管理者 = 4) 以及工作类型 ( 生产部门 = 1,市场开发部 = 2,工程部 = 3,行政部门 = 4) 。

( 三) 数据分析

首先采用Amos 21对研究的变量进行验证性因子分析 ( CFA) 来评判变量之间的差异性。本研究共包含四个变量: 授权型领导、自我效能、内在动机、员工创造力。对假设的四变量模型与构建的备选模型进行比较,由表1可以看出,与模型1 ( 结合授权型领导和自我效能) 、模型2 ( 结合授权型领导和内在动机) 、模型3 ( 结合授权型领导、自我效能和内在动机) 和模型4 ( 单因子模型) 相比,假设的四因子模型有显著更好的拟合指标( χ2= 84. 56; df = 59; RMSEA = 0. 04; CFI = 0. 99;TLI = 0. 98; NFI = 0. 97; IFI = 0. 99) 。验证性因子分析结果支持了本文假设的四因子模型并证明了变量间的辨别度。

四、研究结果

表2列出了研究变量的描述性统计、信度和相关系数。表2显示,授权型领导与自我效能和内在动机均存在正相关关系,自我效能和内在动机也分别与员工创造力正相关。相关性分析结果初步支持了假设1、假设2a和假设3a。

注: ( 1) RMSEA = root mean square error of approximation,CFI = comparative fit index,TLI = Tucker - Lewis index,NFI = normed fit index,FI= incremental fit index; ( 2) N = 292,*p < 0. 05,**p < 0. 01,***p < 0. 001。

注: N = 292,*p < 0. 05,**p < 0. 01,***p < 0. 001。

注: N = 292,*p < 0. 05,**p < 0. 01,***p < 0. 001。

本文根据Baron和Kenny ( 1986) 提出的方法进行中介效应的检验,结果如表3所示。授权型领导与员工创造力存在正相关关系 ( β = 0. 13,p <0. 05) ,且授权型领导对员工创造力的正效应使模型解释力显著提高 ( ΔR2= 0. 04,p < . 01) ,假设1得到支持,即授权型领导与员工创造力存在正相关关系。

回归结果显示授权型领导与自我效能和内在动机同样存在正相关关系 ( β = 0. 20,p < . 001; β= 0. 28,p < . 001 ) ,假设2a与假设3a得到支持。在同时加入了自我效能和内在动机变量后,授权型领导对员工创造力的影响降低但仍然显著,而自我效能与员工创造力之间显著正相 关 ( β =0. 17,p < 0. 01) 。进一步的Sobel检验证明了自我效能在授权型领导与员工创造力的关系中具有部分中介作用 ( Z = 2. 178,p = 0. 029,双侧检验) ,假设2b得到支持。然而,在本研究中,内在动机与员工创造力的关系并不显著 ( β = 0. 12,p >0. 05) ,回归结果不支持假设3b。这一结果与周浩和龙立荣 ( 2011) 及李跃等 ( 2011) 的结论并不完全一致。

五、结论与讨论

本文对以往授权型领导和员工创造力关系的文献进行了扩展研究,通过检验自我效能和内在动机的中介效应,构建了更为综合的模型。模型同时检验的两条路径中,自我效能在授权型领导和员工创造力关系中起部分中介作用,内在动机与员工创造力之间的关系则并不显著。

本研究的结果对领导理论有一定的贡献。首先,从领导情境的角度,本文研究了授权型领导对员工创造力的影响机制,而以往的文献主要从领导支持 ( Amabile等,2004 ) 和领导成 员交换( Tierney等,1999) 的角度进行探讨。通过研究自我效能和内在动机的中介作用,本文发现在授权型领导对员工创造力的影响机制中,员工自我效能发挥了更为显著的作用。其次,以往对变革型领导的研究存在着多种结论 ( Tierney,2008) ,本文的结果在一 定程度上 支持了Zhang和Bartol( 2010) 以及Zhang和Zhou ( 2014) 的研究结论。与李跃等 ( 2011) 不同,本研究结果并未表明内在动机对员工创造力有显著影响。由于本研究同时将自我效能与内在动机作为中介变量进行研究,自我效能对员工创造力有更为显著的影响。中介变量对员工创造力的影响在不同情境下同样可能产生不尽相同的结果,如工作性质和组织支持的差异。正如Zhang和Bartol ( 2010) 指出,对于授权型领导和员工创造力的关系还需要对更多的影响因素进行综合研究。

上述研究结论为管理实践提供了一些启示。第一,员工创造力是企业发展和变革的关键驱动力,授权型领导者更能激发员工的自我效能,从而帮助员工提高创造力,提升企业创新水平。第二,尽管研究结果中员工内在动机并未起中介作用,但授权型领导仍然积极影响了员工内在动机。高水平的内在动机与高员工绩效、高员工满意度等密切相关 ( Guo等,2014; Zaman等,2013) 。管理者应当更多地让员工参与决策,与员工分享权力,鼓励员工对工作进行自我管理以及表达对员工高效完成工作的信心。