Б. Г. Ребзуев. Четырехслойная модель аффективной преданности: опыт применения на российской выборке. Психологический журнал, Т. 27, №2, 2006, сс. 44-59

Участников также просили представить информацию о своем возрасте и трудовом стаже; таблица 2 показывает существование значительной изменчивости по этим характеристикам. Возраст выборки варьировался в широком диапазоне от 16 до 63 лет со средним значением в 32.4 года и стандартным отклонением в 12 лет. Стаж работы респондентов в настоящей профессии также широко варьировался от 0.1 до 35 лет со средним значением в 5.6 лет и стандартным отклонением в 6.3 года. Стаж работы в организации варьировался от 0.1 до 25 лет со средним значением в 3.3 лет и стандартным отклонением в 3.2 года.

В качестве дополнительной проверки валидности измерения главной зависимой переменной (т.е., преданности организации), оценивалась связь измерения преданности организации с тремя ее коррелятами, не включенными в модель – общей трудовой мотивацией, интринсивной мотивацией и намерением уволиться. Общая трудовая мотивация оценивалась на основе 8-пунктового измерения трудовой мотивации из Стандартизированного мотивационного интервью (1). Два других коррелята оценивались на основе 5-пунктового измерения интринсивной трудовой мотивации 2-пунктового измерения намерения уволиться, адаптированного из работы Райта и Рорбафа [37] (см. Приложение). В Таблице 4 приводятся оценки надежности для преданности организации и трех ее коррелятов, а также корреляции между ними. Каждый коррелят достиг приемлемого уровня надежности, при этом, как и ожидалось, обнаружилась сильная негативная связь преданности организации с намерением уволиться, и умеренная позитивная с обоими измерениями трудовой мотивации.

Поскольку валидность описанной четырехслойной модели проверялась нами для широкого круга организаций (с различными формами собственности и видами деятельности), следовало также оценить возможность объединения исходных данных, полученных на 10 различных выборках работников. Необходимо было проверить, не различаются ли на статистически значимом уровне корреляции между теоретическими конструктами в этих выборках. Попытка объединения существенно различающихся в этом отношении выборочных данных могла бы привести к дальнейшим ошибочным выводам. Корреляционные матрицы 10 исходных выборок подвергались парным сравнениям с использованием программы STATISTICA версии 5.5А. Сравнения производились на основе метода обощенных наименьших квадратов (generalized least squares, GLS), рекомендуемого для сравнения данных, полученных на небольших выборках [33]. Хи-квадрат статистика оказалась незначимой во всех 36 случаях парных сравнений, что позволяет говорить об отсутствии существенных и значимых различий между корреляционными матрицами 10 исследовавшихся выборок.

Соответствие гипотетической структурной модели первичным данным проверялось с использованием четырех показателей качества соответствия, рекомендованных Клайном [19]. Трое из четырех показателей свидетельствовали о хорошем качестве соответствия данной модели. Стандартизированный средний квадратический остаток (SRMR) составил 0.041, что ниже порогового значения, считающегося необходимым для удовлетворительного соответствия модели (0.05). Показатель качества соответствия (GFI) составил 0.98, а показатель сравнительного соответствия (NFI) 0.96, оба превышают величину 0.90, говорящую о хорошем соответствии. Из всех тестов только хи-квадрат критерий максимального правдоподобия (χ² (16) = 29.22, p < 0.05) не отвечал хорошему качеству соответствия. Однако данный показатель очень чувствителен к размеру выборки, при этом большие по численности выборки завышают хи-квадрат и уменьшают вероятность достижения моделями хороших уровней соответствия. В таких ситуациях принято использовать отношение хи-квадрата к числу степеней свободы, которое не должно превышать 3:1. В нашем случае оно не превышает 2:1. Таким образом, результаты указывают скорее на хорошее качество соответствия модели, говоря о том, что теоретическая модель достаточно точно отражает характер взаимосвязей первичных данных. На Рисунке 2 представлены параметрические оценки для этой структурной модели в форме стандартизированных регрессионных коэффициентов.

13 из 16 предполагавшихся связей получили подтверждение, при этом каждый путь оказался статистически значимым (p < 0.05) и, за исключением единственного случая, в прогнозировавшемся направлении. Получено подтверждение для четырех предполагавшихся предпосылок, параллельно объяснявших почти половину дисперсии оценок преданности организации (R² = 0.48). (Коэффициенты детерминации для латентных зависимых переменных можно рассчитать из рисунка 2 как единица минус дисперсия ошибки соответствующей переменной (Е).) Из этих предпосылок влияние двух показателей характеристик работы на преданность организации оказалось в целом более значимым, чем влияние двух показателей трудового стимулирования. С увеличением конкретности и трудности работы также возрастает преданность организации (стандартизированные коэффициенты 0.29 и 0.15 соответственно). При этом последний показатель немногим не достиг 5%-го уровня значимости (р = 0.059). Сходным образом, преданность организации также возрастает с увеличением зависимых вознаграждений (β = 0.55), однако на ней, по-видимому, не сказывается увеличение в работе возможностей профессионального роста (β = -0.06).

Смешанную поддержку получили предполагавшиеся предпосылки двух показателей трудового стимулирования, только три из четырех предполагавшихся путей от уровня информирования в организации и поддержки руководителя к трудовому стимулированию оказались статистически значимы на p < 0.01. Поддержка руководителя и уровень информирования в организации вместе объясняли две трети дисперсии оценок возможностей профессионального роста (R² = 0.64). При возрастании поддержки руководителя возрастают и возможности профессионального роста (β = 0.29). На возможности профессионального роста еще больше влияет уровень информирования в организации (β = 0.71). Хотя нами ожидалось, что на использование зависимых вознаграждений будут влиять как уровень информирования в организации, так и поддержка руководителя, подтвердилась только взаимосвязь между уровнем информирования и зависимыми вознаграждениями. С ростом информирования в организации также возрастает и использование зависимых вознаграждений (β = 0.41). Однако одной поддержкой руководителя объясняется только 4% дисперсии оценок использования зависимых вознаграждений.

0.04 0.55**

0.22* -0.06

0.29** 0.23**

** p < 0.01 для путевых коэффициентов.

Предполагавшиеся взаимосвязи между контекстом работы и переменными психологического климата также получили подтверждение. Уровень информирования в организации оказывает прямое позитивное влияние на поддержку руководителя (β = 0.22), а конфликт организационных целей – негативное (β = -0.40). Обе предпосылки объясняют более двух третей дисперсии оценок поддержки руководителя (R² = 0.69). В дополнение к ожидавшемуся прямому позитивному влиянию конфликта организационных целей на ролевой конфликт (β = 0.92) обнаружился также неожиданный результат: уровень информирования в организации не уменьшал, а увеличивал степень ролевого конфликта (β = 0.41). При прогнозировании последствий мы везде опирались на рассмотрение простых взаимосвязей между той или иной предпосылкой и ее последствием (в данном случае, уровнем информирования и ролевым конфликтом), без учета ее взаимодействия с другими предпосылками (здесь, с конфликтом организационных целей). Однако, как оказалось, уровень информирования, имевший негативную корреляцию с ролевым конфликтом (см. табл. 3), обнаружил позитивный регрессионный коэффициент после включения в регрессионное уравнение другой независимой переменной (конфликта организационных целей). Это говорит о существовании подавляющего эффекта [19], при котором другая независимая переменная в уравнении «подавляет» часть дисперсии в оценках уровня информирования, не связанной с ролевым конфликтом. С учетом этого наш результат можно интерпретировать таким образом, что уровень информирования усиливает ролевой конфликт при увеличении конфликта организационных целей и ослабляет при его уменьшении, что не противоречит здравому смыслу. Конфликт организационных целей и уровень информирования вместе объясняют 41% дисперсии оценок ролевого конфликта.

Чтобы изолировать влияние на преданность организации предполагавшихся предпосылок, в исследовании также контролировались возможные влияния образования, возраста, трудового стажа, профессионально-должностного статуса и уровня зарплаты. Для выяснения того, оказывали ли эти контролируемые переменные значимое влияние, осуществлялся новый процесс моделирования с включением в него этих переменных. Была обнаружена статистически значимая негативная связь между длительностью работы в организации и преданностью организации (p < 0.05). С целью проверки, не улучшит ли первоначальную модель введение в ее состав контролируемых переменных, запускались повторные процессы построения моделей с последовательным ограничением путей от них к преданности равными 0. Сравнение этих вложенных моделей на основе разностей хи-квадратов показало, что модели незначимо различались, вследствие чего была оставлена более экономичная первоначальная модель.
Обсуждение
Несмотря на то, что настоящее исследование не было адресовано к изучению всего конструкта преданности организации, его объектом выступал один из важнейших ее компонентов – аффективная преданность – являющаяся не только хорошо валидизированным конструктом, но и рассматривающаяся в качестве важного и надежного предиктора абсентеизма, текучести, продуктивности и организационного гражданского поведения. В отличие от Рафта и Рорбафа [37] наше исследование проводилось: (а) на более разнородной по составу выборке (работниках организаций с различными формами собственности и видами деятельности); (б) с включением дополнительной предпосылки аффективной преданности (уровня информирования в организации) и (в) с использованием 9-пунктового Опросника преданности организации (в отличие от 3-пунктовой шкалы у Райта и Рорбафа).

Проверяемая четырехслойная модель получила подтверждение в результатах опроса 198 работников 10 организаций г. Санкт-Петербурга. В частности, переменными контекста работы, психологического климата, характеристик работы и трудового стимулирования объяснялось около 50% дисперсии оценок аффективной преданности (R² = 0.48); полученная модель характеризовалась хорошим качеством, о чем свидетельствовали результаты проверочных тестов.

Согласно результатам наибольшее прямое влияние на преданность работников своим организациям оказывают зависимые вознаграждения и конкретность работы. На этот факт следует обратить внимание высшим руководителям, ответственным за распределение ресурсов в системах управления персоналом. Согласно полученным нами данным, обеспечение возможностей профессионального роста не слишком привязывает работников к своим организациям, однако этот факт требует перепроверки, так как на результатах могли сказаться недостаточная дифференцирующая способность шкал, измеряющих возможности профессионального роста и использование зависимых вознаграждений. Далее, наиболее важное непрямое влияние на преданность оказывает поддержка руководителя и ролевой конфликт. Поддержка руководителя влияет как на характеристики работы, так и на использование трудового стимулирования, за исключением зависимых вознаграждений. На наш взгляд, последнее скорее объясняется спецификой российских организаций, где непосредственные руководители реже, нежели их зарубежные коллеги, контролируют и оценивают эффективность работы своих подчиненных. Еще большее влияние на применение трудового стимулирования оказывает уровень информирования в организации. Это подчеркивает важную роль в формировании преданность работников прозрачности целей, задач и политики организации. В свою очередь, конфликт организационных целей ослабляет позитивное влияние поддержки руководителя и усиливает ролевой конфликт. Как выяснилось, он также взаимодействует с уровнем информирования, который может усиливать ролевой конфликт при увеличении конфликта организационных целей и ослаблять при его уменьшении.

На фоне практического отсутствия влияния демографических характеристик на преданность работников обращает на себя внимание обнаружившаяся значимая негативная связь аффективной преданности с длительностью работы в организации. Этот факт противоречит результатам зарубежных исследований, в которых такая связь, как правило, оказывается позитивной. При этом средние оценки преданности в нашем исследовании практически не отличались от оценок исследования Райта и Рорбафа (превышали середину шкалы на 8% и 16% соответственно). Говорит ли это о неоправданно высоких ожиданиях приходящих в российские организации новых работников, которые впоследствии неизбежно оборачиваются разочарованием и снижением преданности, или о том, что российские организации не прилагают усилий по увеличению преданности своих работников? А может быть, это всего лишь артефакт данного исследования? Для ответа на эти вопросы требуются другие исследования.

Как отмечалось, в России практически отсутствуют надежные и валидные инструменты измерения преданности организациям, а также инструменты, измеряющие ее предпосылки. Отечественная литература в этой области скудна и зачастую носит спекулятивный характер из-за отсутствия эмпирических исследований. Вместе с тем существующий интерес к проблеме преданности работников (часто называемой в отечественной литературе «лояльностью») создает благодатную почву для российских психологов. В статистическом анализе результатов таких исследований широко используются процедуры структурного моделирования (structural equation modeling, SEM). Этот метод, сочетающий в себе элементы факторного и путевого (регрессионного) анализа, приобрел столь высокую популярность в социальных исследованиях, что с начала 90-х гг. стал выходить соответствующий специализированный журнал. Распространенная в России программа SATISTICA содержит модуль структурного моделирования SEPATH, а свободные версии широко использующейся в зарубежных психологических исследованиях программы LISREL доступны в «Интернете». Невзирая на ограничения (как, впрочем, и любого статистического метода), например, необходимость предварительного теоретического и эмпирического обоснования причинно-следственных взаимосвязей, он оказывается чрезвычайно полезен именно там, где возникает необходимость в моделировании сложных взаимосвязей предпосылок или причин возникновения психологических феноменов, таких как преданность работников своим организациям.

1. 
   Лисова Е.И., Ребзуев Б.Г. Разработка и валидизация процедуры измерения трудовой мотивации. (В печати.)
   
2. 
   Ребзуев Б.Г. Оценка конструктной и прогностической валидности понятия преданности организации. (В печати.)
   
3. 
   Ajzen I., Fishbein M. Attitude-behaviour relations: A theoretical analysis and review of empirical research. //Psychological Bulletin. 1977. V. 84. № 5. P. 888-918.
   
4. 
   Allen N.J., Meyer J.P. The measurement and antecedents of affective, continuance and normative commitment to the organization. //Journ. of Occupational Psychology. 1990. V. 63. № 1. P. 1-18.
   
5. 
   Allen N.J., Meyer, J.P. Commitment in the workplace: Theory, research and application. Thousand Oaks, CA: Sage. 1997.
   
6. 
   Alutto A., Hrebiniak L.G., Alonso R.C. On operationalizing the concept of commitment. //Social Forces. 1973. V. 51. № 3. P. 448-454.
   
7. 
   Barnard C.I. The functions of the executive. Cambridge: Harvard University Press. 1938.
   
8. 
   Bashaw R.E., Grant E.S. Exploring the distinctive nature of work commitments: Their relationships with personal characteristics, job performance, and propensity to leave. //Journ. of Personal Selling & Sales Management. 1994. V. 14. № 2. P. 41-56.
   
9. 
   Becker H.S. Notes on the concept of commitment. //American Journ. of Sociology. 1960. V. 66. № 1. P. 32-40.
   
10. 
    Becker T.E., Randall D.M., Riegel, C.D. The multidimensional view of commitment and the theory of reasoned acton: A comparative evaluation. //Journ. of Management. 1995. V. 21. № 4. P. 617-638.
    
11. 
    Blau G., Paul A., St. John N. On developing a general index of work commitment. //Journ. of Vocational Behavior. 1993. V. 42. № 3. P. 298-314.
    
12. 
    Buchanan B. Building organizational commitment: The socialization of managers in work organizations. //Administrative Science Quarterly. 1974. V. 19. № 4. P. 533-546.
    
13. 
    Farrell D., Rusbult C.E. Exchange variables as predictors of job satisfaction, job commitment, and turnover: The impact of rewards, costs, alternatives, and investments. //Organizational Behavior and Human Performance. 1981. V. 28. № 1. P. 78-95.
    
14. 
    Fayol H. General and industrial management. New York, NY: Pitman. 1949.
    
15. 
    Festinger L., Schachter S., Back K. Social pressures in informal groups. New York: Harper and Brothers. 1950.
    
16. 
    Fields D.L. Taking the measure of work: A guide to validated scales for organisational research and diagnosis. Thousand Oaks, California: Sage Publications. 2002,
    
17. 
    Fischer R. Rewarding employee loyalty: An organizational justice approach. //International Journ. of Organizational Behaviour. 2004. V. 8. № 3. P. 486-503.
    
18. 
    Kantor R.M. Commitment and social organization: A study of commitment mechanisms in Utopian communities. //American Sociological Review. 1968. V. 33. № 4. P. 499-517.
    
19. 
    Kline R.B. Principles and practice of structural equation modeling. NY: Guilford Press. 1998.
    
20. 
    Kwon Y.S. The relationship of HRM practices, trust, and justice with organizational commitment during organizational changes in the Korean public sector: An application of the psychological contract model. Doctoral dissertation completed at the Rockefeller College of Public Affairs and Policy, University at Albany, State University of New York. 2001.
    
21. 
    Lee L., Bobko P., Earley P.C., Locke E.A. An empirical analysis of a goal setting questionnaire. //Journ. of Organizational Behavior. 1991. V. 12. № 5. P. 467-482.
    
22. 
    Mathieu J.E., Zajac D.M. A review and meta-analysis of the antecedents, correlates, and consequences of organizational commitment. //Psychological Bulletin. 1990. V. 108. № 2. P. 171-194.
    
23. 
    Meyer J.P., Allen N.J. Testing the “side-bet theory” of organizational commitment: Some methodological considerations. //Journ. of Applied Psychology. 1984. V. 69. № 2. P. 372-378.
    
24. 
    Mowday R.T., Steers R.M., Porter L.W. The measurement of organizational commitment. //Journ. of Vocational Behavior. 1979. V. 14. № 2. P. 224-247.
    
25. 
    Mowday R.T., Porter L.W., Steers R.M. Employee-organization linkages: The psychology of commitment, absenteeism, and turnover. New York: Academic Press. 1982.
    
26. 
    Organ D.W., Ryan, K. A Meta-Analytic review of attitudinal and dispositional predictors of organizational citizenship behavior. //Personnel Psychology. 1995. V. 48. № 4. P. 775-802.
    
27. 
    Roethlisberger F.J., Dickson W.J. Management and the worker. (6^th ed.). Cambridge: Harvard University Press. 1943.
    
28. 
    Rusbult C.E., Farrell D. A longitudinal test of the investment model: The impact on job satisfaction, job commitment, and turnover of variations in rewards, costs, alternatives, and investments. //Journ. of Applied Psychology. 1983. V. 68. № 3. P. 429-438.
    
29. 
    Salancik G. Commitment and the control of organizational behavior. In B. M. Staw, G. Salancik (Eds.). New Directions in Organizational Behavior (Р. 1-53). Chicago: St. Claire Press. 1977.
    
30. 
    Agarwal S., Ramaswami, S.N. Affective organizational commitment of salespeople: An expanded model. //Journal of Personal Selling & Sales Management. 1993. V. 13. № 2. P. 49-70.
    
31. 
    Settoon R.P., Bennett N., Liden R.C. Social exchange in organizations: Perceived organizational support, leader-member exchange, and employee reciprocity. //Journ. of Applied Psychology. 1996. V. 81. № 3. P. 219-227.
    
32. 
    Shoemaker D.J., Snizek W.E., Bryant C.D. Towards a further clarification of Becker's side-bet hypothesis as applied to organizational and occupational commitment. //Social Forces. 1977. V. 56. № 3. P. 598-603.
    
33. 
    StatSoft, Inc. STATISTICA for Windows [Computer program manual]. Tulsa, OK: StatSoft, Inc. 1995.
    
34. 
    Vandenberg R.J., Scarpello V. A longitudinal assessment of the determinant relationship between employee commitments to the occupation and the organization. //Journ. of Organizational Behavior. 1994. V. 15. P. 535-547.
    
35. 
    Wiener, Y. Commitment in organizations: A normative view. //Academy of Management Review. 1982. V. 7. № 3. P. 418-428.
    
36. 
    Williams L.J., Anderson S.E. Job satisfaction and organizational commitment as predictors of organizational citizenship and in-role behaviors. //Journ. of Management. 1991. V. 17. № 3. P. 601-617.
    
37. 
    Wright B.E., Rohrbaugh, J. Antecedents and correlates of organizational commitment: Testing the contributions of a four-tier conceptual model. Sixth National Public Management Research Conference Papers, November. 2001.
    

ПРИЛОЖЕНИЕ