譚洪益

(廣東培正學(xué)院 會計學(xué)系,廣州 510830)

經(jīng)濟管理研究

職業(yè)倦怠對情感承諾的影響實證研究
——以廣州經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)制造業(yè)企業(yè)為例

譚洪益

(廣東培正學(xué)院 會計學(xué)系,廣州 510830)

使用Maslach 職業(yè)倦怠量表 和Meyer/Allen的情感承諾量表的問卷,對廣州市經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)制造企業(yè)的員工進行隨機抽樣調(diào)查。接著使用數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析工具SPSS對調(diào)研結(jié)果進行錄入和統(tǒng)計分析,通過描述性統(tǒng)計分析、信度和效度分析、方差分析、相關(guān)分析和線性回歸分析等方法,驗證了“職業(yè)倦怠”變量和“情感承諾”相關(guān),兩者呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系,并根據(jù)線性回歸分析得到回歸模型。研究結(jié)論表明員工職業(yè)倦怠越高,其對組織的情感承諾越低。

人力資源;職業(yè)倦怠;情感承諾

一、引言

企業(yè)運營的各項資源中,最重要的資源是人力資源,因為只有人去獲取,運用和對其他資源進行改良,如資金、原料、技術(shù)等,使開發(fā)、生產(chǎn)、運輸、服務(wù)各個環(huán)節(jié)得到增值,才能達(dá)到企業(yè)的經(jīng)營目標(biāo)。目前就珠三角乃至全國眾多企業(yè)而言,人力資源,尤其是一線員工的流失和短缺早已成為企業(yè)的短板,制約著企業(yè)的發(fā)展甚至是正常運營。除了人力供應(yīng)不足,職業(yè)倦怠是另一個嚴(yán)重影響企業(yè)生產(chǎn)力的問題,職業(yè)倦怠影響了員工對組織的承諾和投入[1]。

目前國內(nèi)外的研究主要集中于對Meyer的組織承諾的三因素進行調(diào)查和分析,而且較集中于公務(wù)員,教師和醫(yī)護這些和人打交道比較多的從業(yè)者的組織承諾的研究,而比較少涉及企業(yè)一線員工的調(diào)研[2]。因此相關(guān)的數(shù)據(jù)和研究文章都比較少。而實際上,企業(yè)一線員工所承受的心理壓力有其特點[3],他們要么面對的是機器,要么是從事一些基礎(chǔ)性的、低技能的、重復(fù)而勞動強度大的工作。像流水線的螺絲釘,不起眼卻又不可缺少,而且他們的社會地位、職業(yè)發(fā)展規(guī)劃、薪資待遇和工作安全感遠(yuǎn)遠(yuǎn)不及公務(wù)員、教師和醫(yī)護人員。此外,企業(yè)由于自身的盈利目標(biāo)和成本的限制,給到這些人群的薪資福利預(yù)算通常都是基礎(chǔ)性而不是可持續(xù)性的,因此這些人對企業(yè)的情感承諾是比較低的,流動性非常大。近些年來,“民工荒”的現(xiàn)象越演越烈。

本文是根據(jù)目前企業(yè)中多發(fā)現(xiàn)影響員工敬業(yè)度和滿意度的因素——職業(yè)倦怠這一要素,就員工職業(yè)倦怠對組織情感承諾的影響因素進行研究,在國內(nèi)外的研究理論基礎(chǔ)上,研究珠三角企業(yè)一線員工的職業(yè)倦怠對組織情感承諾的影響,并建立相關(guān)模型。最后探討如何防止或降低員工的職業(yè)倦怠,以提高其對組織的承諾,進一步提升人力資源有效性。

二、研究設(shè)計

(一)研究假設(shè)

根據(jù)國內(nèi)外的理論研究,發(fā)現(xiàn)影響組織承諾的因素有很多,而職業(yè)倦怠所涵蓋的四個維度則會極大地影響員工的“三度”——對企業(yè)的認(rèn)可度、對自己所從事的工作的滿意度和對工作的投入程度。因此假設(shè)職業(yè)倦怠會對組織情感承諾有影響,而其影響是負(fù)向的[4]。

另外,也將人口統(tǒng)計學(xué)變量放進研究中,以觀察人口統(tǒng)計學(xué)變量中不同要素是否會導(dǎo)致情感承諾有顯著性差異。

假設(shè)1:被調(diào)查者的社會背景和相關(guān)因素(如性別,年齡,婚姻狀況,收入,是否有下屬等會影響其情感承諾的程度有顯著差異。

假設(shè)2:“職業(yè)倦怠”與“情感承諾”有線性關(guān)系,呈負(fù)相關(guān)狀態(tài)。

假設(shè)檢驗如下:

H0: B1=B2=…BN=0(自變量系數(shù)為0,變量間無線性相關(guān)關(guān)系),

H1: B1≠B2≠BN… ≠0(自變量系數(shù)不為0,變量間有線性相關(guān)關(guān)系),

概率值α=0.05.

(二)問卷設(shè)計

本研究是在參考國外學(xué)者編制的量表的基礎(chǔ)上設(shè)計問卷[5]。問卷由四部分內(nèi)容組成——問卷說明、員工人口統(tǒng)計學(xué)因素調(diào)查,職業(yè)倦怠部分,情感承諾部分。其中包含了人口統(tǒng)計學(xué)社會性背景調(diào)查9個問題,職業(yè)倦怠量表的16個問題和情感承諾量表的6個問題[6]。

調(diào)查問卷的主體內(nèi)容采用Likert的5分計分制方法,為了進一步區(qū)分反饋的分?jǐn)?shù),增加了兩個分值,成為7分制。1分表示完全不符合,4分表示中立,7分表示完全符合,超過4分就表示有所符合,分?jǐn)?shù)越高,符合程度越高。

三、實證檢驗

本文主要以廣州經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)某中型外資制造業(yè)的一線員工作為調(diào)查對象,在500名員工中隨機抽取120人,發(fā)放問卷120份,回收104份問卷,回收率是86.7%。有效問卷102份。

通過對問卷資料的整理分析,從性別來看,被調(diào)查者當(dāng)中男性占39.6%,女性占60.4%。從婚姻狀況來看,未婚占54%,已婚無孩者占10%,已婚有孩者35%,離婚占1%。從學(xué)歷情況來看,初中學(xué)歷占55%,高中學(xué)歷占33%,技校10%,大專及以上人員占2%。從是否家庭經(jīng)濟主要來源來看,52%的人是家庭主要經(jīng)濟來源,36%的人是家庭次要經(jīng)濟來源,12%的人是只需養(yǎng)活自己。從籍貫來看,33.7%來自廣東省,66.3%來自廣東省外。從出生年代來看,2%的人生于60年代,14.9%的人生于70年代,43.6%的人生于80年代,39.6%的人生于1990～1994年之間。從工齡來看,32%的人在本企業(yè)工作時間不超過1年,43.6%的人的本企業(yè)工齡在1～3年之間,有7.9%的人本企業(yè)工齡在3～5年之間,13.9%在本企業(yè)工作超過5年。從收入范圍來看,19.8%的人月收入在2 000～2 500元,61.4%的人月收入在2 500～3 000元,16.8%在3 000～3 500元這個區(qū)間,僅有2%的人月入超過3 500元。

(一)樣本對比檢驗

本文對被調(diào)研人群的某些人口統(tǒng)計特征所導(dǎo)致的職業(yè)倦怠和情感承諾的狀況作了交叉和對比檢驗。

從性別來看,男性和女性雇員的情感承諾的程度有所不同,不管是均值還是中位值,女性雇員對該組織的情感承諾都要高于男性雇員,而與之相對應(yīng)的是,女性的職業(yè)倦怠程度則低于男性。如果排除答題的誤差因素,則這個結(jié)果驗證了性別導(dǎo)致對組織的承諾會有差異。至于其原因,則需要進一步分析,因為有可能是男性與女性的社會角色定位和個體期望值導(dǎo)致,也有可能是雖然都是在一線崗位,但是企業(yè)出于照顧女性員工,崗位職責(zé)的安排有差異等。

表1和表2綜合反映了不同的婚姻狀態(tài)下人們的職業(yè)倦怠和情感承諾程度。其中單身人士的情感承諾程度最低,但其職業(yè)倦怠則并非最高,這反映出這群人士對于目前的工作不置可否,如有較好的機會,他們會選擇新的機會。此外已婚有孩的人群的情感承諾處于第二位,而職業(yè)倦怠則是最低。根據(jù)過往經(jīng)驗和社會的普遍看法推斷,是已婚有孩人士傾向于穩(wěn)定,而且他們對于目前所從事的工作由于熟悉而感到滿意所致。

表1 情感承諾(婚姻狀況)

表2 職業(yè)倦怠(婚姻狀況)

從表3和表4可以看到收入大于3 500元的人群,他們的情感承諾程度最高而職業(yè)倦怠程度則最低。而從其反饋的基本資料來看,這2個受訪者均有下屬。可以做出解釋的是,他們的工作狀況是指揮他人工作而不需要自己去從事那些工作量大而有簡單重復(fù)的工作,而且收入也較高,因此他們的滿意度應(yīng)該是較高,對自己所從事的工作比較重視。而收入在3 000～3 500元這個區(qū)間的人則是情感承諾排最后,而職業(yè)倦怠的程度卻不是最高。根據(jù)作者對該企業(yè)的了解而推測,這群人所從事的工作大致是含有一定技能要求,所以收入也比其它同樣是一線員工的人群收入高,而由于他們在人力市場上的稀缺性,導(dǎo)致他們的轉(zhuǎn)換工作比較容易,另外他們的工作也相對沒有那么枯燥和辛苦,所以呈現(xiàn)我們調(diào)查的結(jié)果職業(yè)倦怠程度不高,情感承諾程度也不高。而收入在2 000～2 500元這個區(qū)間的被訪者職業(yè)倦怠程度最高,但他們的情感承諾也最高。

(二)假設(shè)檢驗

1.K-S檢驗

K-S檢驗是擬合優(yōu)度檢驗。用來研究樣本觀察值的分布與指定的理論分布是否吻和。它通過對資料數(shù)據(jù)的理論累計頻率分布同觀察的經(jīng)驗累計頻率分布之間的差異進行比較,判斷經(jīng)驗分布函數(shù)與理論分布函數(shù)的擬合程度,即樣本的觀察值是否來自指定分布的總體。本研究假設(shè)H0:Sn(x)=F0(x);H1:Sn(x)≠F0(x)。N為樣本量,Sn是經(jīng)驗分布函數(shù),F0是累計概率分布函數(shù)。在SPSS中的KS檢驗項中,設(shè)置“情感承諾”為檢驗變量,可以得出475個樣本的均值為4.161 4,標(biāo)準(zhǔn)差為1.227 18。頻率檢驗顯示,“情感承諾”分?jǐn)?shù)的偏度值(0.116)和峰度值(-0.076)均接近0,分布呈近似正態(tài)分布。再用SPSS做K-S檢驗,樣本量為102個,采用正態(tài)分布為理論分布。利用樣本均值和方差作為其參數(shù), K-S值檢驗的統(tǒng)計量Z值為0.925,其概率值0.360大于顯著值0.05,因此接受H0假設(shè),驗證變量“情感承諾”呈正態(tài)分布。

表3 情感承諾(收入狀況)

表4 職業(yè)倦怠(婚姻狀況)

2.方差檢驗

方差分析是通過對實驗進行設(shè)計,在有限的條件下,從實驗數(shù)據(jù)中提取信息,以推測哪些因素對待研究變量有顯著影響。因素間是否有交互作用。本文采用了單因素方差分析,考慮因素“職業(yè)倦怠”對情感承諾的影響。假設(shè)如下:

假設(shè)N個樣本均數(shù)都相同,即H0:u1=u2=…=un=u,且這些樣本有相同方差,則N個樣本來自同一總體。

單因素方差分析用于檢驗由單一因素影響的一個(或幾個相互獨立的)因變量的各因素分組的均值之間的差異是否有統(tǒng)計意義。

因為采用單因素方差分析的樣本數(shù)據(jù)需要符合三個假設(shè):(1)因變量的分布是正態(tài)分布;(2)樣本方差齊性;(3)因變量是整數(shù)。 第(1)點在上文已經(jīng)論證,第(3)點也符合,第(2)點將在下文檢驗。

通過levene方差齊性檢驗,表10顯示方差齊性檢驗的相伴概率值為0.166,大于0.05,不顯著,小概率事件發(fā)生的概率低,確認(rèn)原假設(shè)各組樣本總體方差無顯著差異,可使用方差分析。

表5單因素方差分析,以“情感承諾”為觀測變量,以“職業(yè)倦怠”為控制變量,使用LSD方法進行F統(tǒng)計量檢驗分析。結(jié)果顯示組間的差異顯著值為0.047,小于0.05,具有統(tǒng)計學(xué)意義,即表示“職業(yè)倦怠”的程度不同“情感承諾”會有顯著差異。

3.相關(guān)分析

相關(guān)分析是從數(shù)量的角度出發(fā),精確界定變量之間的關(guān)系,把變量間的關(guān)聯(lián)的緊密程度用數(shù)量方式予以反映,即使用相關(guān)系數(shù)反映。相關(guān)系數(shù)大,概率值小于顯著值,說明變量間的關(guān)聯(lián)程度高。

本研究通過相關(guān)檢驗,將人口統(tǒng)計學(xué)變量中的所有變量和“職業(yè)倦怠”變量在SPSS軟件中使用全部進入的方式來觀察其和情感承諾相關(guān)性,求得pearson(皮爾遜相關(guān)系數(shù))r值。表6為SPSS輸出的統(tǒng)計結(jié)果。

表5 情感承諾單因素方差分析

表6 相關(guān)檢驗

續(xù)表6 相關(guān)檢驗

注:* 表示顯著性值在0.05(雙尾檢驗)的水平為顯著,**表示顯著性值在0.01(雙尾檢驗)的水平為非常顯著。

從表6可以看到“情感承諾”變量和“職業(yè)倦怠”變量的相關(guān)性非常顯著,相關(guān)系數(shù)為-0.33(**),顯著性水平為0.00?！扒楦谐兄Z”變量和“婚姻”變量的相關(guān)性非常顯著,相關(guān)系數(shù)為0.26,顯著性水平為0.01(**)。而“情感承諾”和“是否有下屬”這個變量也達(dá)到顯著,0.029(*)。接下來會再通過線性回歸相關(guān)分析,找到進入模型的變量。另外,各自變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.7。經(jīng)演算,其容忍度(容忍度是指當(dāng)自變量無法被因變量解釋的殘差變異,1減去自變量之間相關(guān)系數(shù)的平方)大于0.1,可以判斷各變量間無多元共線性關(guān)系。

4.線性回歸分析

線性回歸分析師通過一組樣本數(shù)據(jù),確定變量間的數(shù)學(xué)關(guān)系。對這些關(guān)系式的可信程度進行統(tǒng)計檢驗。從影響某一特定的因變量的諸多自變量中找出對因變量影響顯著的變量。然后用所求的數(shù)學(xué)關(guān)系式,來預(yù)測因變量的取值。

本文采用線性回歸分析,自變量為“職業(yè)倦怠”和各人口統(tǒng)計學(xué)變量,因變量為“情感承諾”。假設(shè)線性回歸模型為:

Y=β0+∑βnXi+ε,

Y=(y1,y2…yn),

X=(x11, x12…x1p; x21, x22…x2p; xn1, xn2…xnp),

Β=(β0,β1,…βp), ε=(ε1,ε2…εn).

其中Y是因變量,β0是常數(shù)項,βn是自變量的系數(shù),ε是隨機誤差。

采用多元回歸分析,通過spss強迫進入變量法(emter), 將人口統(tǒng)計學(xué)變量和“職業(yè)倦怠”變量逐步代入,可以得到線性回歸模型的擬合情況。相關(guān)系數(shù)R為0.503,決定系數(shù)為0.253.即自變量對因變量的解釋度為25.3%。由表7分析結(jié)果可知,模型2的F值顯著性為0.028,小于0.05,模型有顯著的統(tǒng)計意義。

從表7檢驗結(jié)果可見,模型的常量B值為4.316,顯著性為0.041,“職業(yè)倦怠”的B值為-0.419,顯著性為0.015,均小于顯著值0.05,拒絕原假設(shè)H0的職業(yè)倦怠的B值為0,因此進入模型中。而人口統(tǒng)計學(xué)變量各項的t值的顯著值均大于0.05,顯示對情感承諾的影響沒有達(dá)到顯著,即其B值有可能為0,沒有進入模型中。另外,也驗證了本文的兩個研究變量職業(yè)倦怠和情感承諾之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系的預(yù)設(shè),即職業(yè)倦怠與情感承諾有線性關(guān)系。呈負(fù)相關(guān)狀態(tài);因此模型為一元線性方程,具體如下:情感承諾=4.316+(-0.419×職業(yè)倦怠)。

5.職業(yè)倦怠的影響因素分析

通過以上實證分析可以得出影響員工職業(yè)倦怠的主要因素包括:

(1)性別

從表6可以看出,性別和職業(yè)倦怠的Pearson 相關(guān)系數(shù)為-0.094,職業(yè)怠倦與性別之間有一定的負(fù)相關(guān)性,但不顯著。從性別來看,女性的職業(yè)倦怠程度一般低于男性,這主要是由于男性與女性的社會角色定位和個體期望值不同導(dǎo)致,女性比男性更適合于重復(fù)性的工作。

(2)是否家庭經(jīng)濟來源

從表6可以看出,家庭經(jīng)濟來源和職業(yè)倦怠的Pearson 相關(guān)系數(shù)為-0.170,職業(yè)怠倦與家庭經(jīng)濟來源之間有一定的負(fù)相關(guān)性,但不顯著。一般來講,如果員工是家庭的主要經(jīng)濟來源,則其職業(yè)倦怠要低一些,而如果員工不是家庭的主要經(jīng)濟來源,職業(yè)倦怠則要高一些。究其原因,主要是如果員工是家庭的主要經(jīng)濟來源,對職業(yè)倦怠的忍耐程度也要高一些。

(3)婚姻狀況

從表6可以看出,婚姻狀況和職業(yè)倦怠的Pearson 相關(guān)系數(shù)為-0.074,婚姻狀況與職業(yè)倦怠之間有一定的負(fù)相關(guān)性,但不顯著。從婚姻狀況來看,已婚有孩的員工的職業(yè)倦怠最低,而未婚、已婚無孩的員工要高一些。這主要是已婚有孩的員工一般傾向于穩(wěn)定,而且對于目前所從事的工作由于熟悉而感到滿意。

(4)籍貫

從表6可以看出,籍貫和職業(yè)倦怠的Pearson 相關(guān)系數(shù)為0.110,籍貫與職業(yè)倦怠之間有一定的正相關(guān)性,但不顯著。一般來講,籍貫為外地的員工職業(yè)倦怠要比籍貫為本地的員工要低一些,主要是因為籍貫為外地的員工的家庭條件要比籍貫為本地的員工要相對差一些,使得對職業(yè)怠倦的忍耐程度要高一些。

(5)是否有下屬

從表6可以看出,是否有下屬和職業(yè)倦怠的Pearson 相關(guān)系數(shù)為0.261,是否有下屬與職業(yè)倦怠之間有一定的正相關(guān)性,而且是顯著相關(guān)。這就說明有下屬的員工一般從事管理性工作,職業(yè)滿足感要強一些,職業(yè)倦怠相對就要少一些。

(6)學(xué)歷

從表6可以看出,學(xué)歷和職業(yè)倦怠的Pearson 相關(guān)系數(shù)為-0.111,學(xué)歷與職業(yè)倦怠之間有一定的負(fù)相關(guān)性,但不顯著。從學(xué)歷情況來看,技校、大專及以上學(xué)歷的員工職業(yè)怠倦要低一些,而初中、高中學(xué)歷的員工要高一些。這主要是因為學(xué)歷高的員工一般從事管理性工作,職業(yè)滿足感要強一些。

(7)出生年代

從表6可以看出,出生年代和職業(yè)倦怠的Pearson 相關(guān)系數(shù)為-0.036,出生年代與職業(yè)倦怠之間有一定的負(fù)相關(guān)性,但不顯著。從出生年代來看,生于60年代、70年代的員工的職業(yè)怠倦程度要低一些,而生于80年代、90年代的員工的職業(yè)怠倦程度要高一些,這主要是因為年齡大的生產(chǎn)工人更能吃苦耐勞。

(8)工齡

從表6可以看出,出生年代和職業(yè)倦怠的Pearson 相關(guān)系數(shù)為0.147,出生年代與職業(yè)倦怠之間有一定的正相關(guān)性,但不顯著。從工齡來看,工齡越長的員工職業(yè)倦怠越高,這主要因為工齡長的員工對重復(fù)性工作沒有什么新鮮感,工作時間越長越容易產(chǎn)生職業(yè)倦怠。

表7 職業(yè)倦怠相關(guān)度表

(9)收入

從表6可以看出,出生年代和職業(yè)倦怠的Pearson 相關(guān)系數(shù)為-0.106,出生年代與職業(yè)倦怠之間有一定的負(fù)相關(guān)性,但不顯著。收入比較高的員工容易產(chǎn)生職業(yè)倦怠,這主要是收入高的員工加班也多,工作時間長導(dǎo)致容易產(chǎn)生職業(yè)倦怠。

四、結(jié)論與對策

兩個研究變量職業(yè)倦怠和情感承諾之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,P值0.028小于0.05。因此,驗證了之前的預(yù)設(shè),即職業(yè)倦怠與情感承諾有線性關(guān)系。呈負(fù)相關(guān)狀態(tài);而人口統(tǒng)計學(xué)變量對情感承諾的影響不顯著。

首先,調(diào)研結(jié)果驗證了前面的假設(shè),即職業(yè)倦怠會影響到情感承諾,而且是負(fù)相關(guān),因此,企業(yè)管理人員,無論是人力資源部還是員工的直屬部門都有責(zé)任,對員工的情緒和心理,技能狀態(tài)有所體察和幫助員工去改善其倦怠的狀態(tài)。企業(yè)可以通過加強溝通,使員工了解企業(yè)的投入和對員工的關(guān)懷。

其次,提供心理輔導(dǎo)類的服務(wù),使員工可以將自己的壓抑的情緒得到釋放。這是在心理上的關(guān)懷動作。而從物質(zhì)和精神上,企業(yè)要關(guān)注到員工的職業(yè)發(fā)展,當(dāng)員工的工作遇到瓶頸時,及時給予輔導(dǎo)。員工上崗前要有充分的系統(tǒng)性的崗前培訓(xùn),而在崗位上工作一段時間后,企業(yè)最好能提供多技能,跨部門跨崗位的培訓(xùn),這樣能使員工對工作保持新鮮感和動力,對企業(yè)也有好處,因為員工對其他崗位和其他部門有所了解后能促進部門間,員工間的彼此理解和合作。而多技能工也是一線員工職業(yè)發(fā)展的一個通道。

最后,本次調(diào)查顯示,52.9%的員工是家庭的主要經(jīng)濟來源,而61.4%的人群月入在1 500～2 000元之間,這種收入狀況必然會導(dǎo)致這些家庭主要經(jīng)濟來源的獲得者有著極大的經(jīng)濟和精神壓力。面對今天的物價水平,企業(yè)有責(zé)任提高員工的收入,使其和家庭成員能獲得最低保障,這也是企業(yè)換取員工人心成本的前提。當(dāng)然,企業(yè)面臨著沉重的成本壓力,不可能對每個員工都很大手筆,因此,在薪酬福利的保障性和激勵性的設(shè)計方面更要下功夫。

在當(dāng)今社會,員工流動是不以企業(yè)的意志為轉(zhuǎn)移,而且會帶來很多損失的現(xiàn)象。企業(yè)要留住有用的人和關(guān)鍵人才,并用好人,需要窮盡各種方法。企業(yè)的付出要“好鋼用在刀刃上”,而不是一廂情愿,或者強制性的,高高在上的,覺得是企業(yè)的給予,員工就得接受并感恩。但是,從作者的人力資源實踐中發(fā)現(xiàn),情況有時不是這樣的,企業(yè)付出了不少,而員工并不感激或者“感冒”。所以企業(yè)要注重體察員工的差異性需求,并針對性地滿足,追求職業(yè)發(fā)展的人要為其制訂系統(tǒng)的職業(yè)發(fā)展方向和途徑;需要激勵的人要及時認(rèn)可;重視金錢的人要注意其薪酬的市場競爭力等等。這是一個多元化,信息化,人們個人意識也越來越強烈的年代,企業(yè)要與時俱進,改變管理思路和方法,和員工同舟共濟或者共謀發(fā)展。

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[責(zé)任編輯:陳宇涵]

10.3969/j.issn.1672-5956.2017.01.006

2016-06-30

譚洪益,1981年生,男,江西萍鄉(xiāng)人,廣東培正學(xué)院講師,研究方向為財務(wù)管理、資本市場,(電子信箱)thy06042013@163.com。

C913.2;F279.23

A

1672-5956(2017)01-0038-09