07龙立荣 贺伟我国员工经济性薪酬心理账户的内隐结构华中科技大学.doc

我国员工经济性薪酬心理账户的内隐结构龙立荣，贺伟（华中科技大学 管理学院，湖北 武汉 430074）关键词：经济性薪酬；心理账户；薪酬偏好；员工激励1 问题的提出根据社会交换理论，组织需要员工完成组织目标，为资本创造利润；而员工则需要从工作中得到薪酬回报，包括经济性薪酬和非经济性薪酬。我国正处在改革开放的初期，人民的物质生活水平相对较低，社会保障体系也尚未健全，所以经济性薪酬不仅是我国企业吸引、激励和维系人才的最重要途径，也是企业各项成本支出中比重较大的部分。几十年来，尽管企业不断加大薪酬支出，但员工对薪酬的整体满意度却没有显著提升，造成了组织资源的极大浪费，已成为企业薪酬管理实践的全球性难题（Dulebohn & Werling, 2007）。因此，如何平衡两者的关系，保证在同等人力成本支出下提高经济性薪酬的激励效果一直是理论界探索的热点问题。激励的核心在于满足员工的需求，因为员工在需求和价值观上的不同，所以对企业提供的各种经济性薪酬存在认知偏差，影响了薪酬的激励效果。Williams, McDaniel, & Nguyen (2006)的元分析结果表明，薪酬水平与个人和组织产出的关系是以个体对薪酬的态度为中介的。事实上，行为人在家庭、组织与社会中的多重角色造就了其需求的复杂性与多维性，Schein (2003)在“复杂人”的假设基础上提出了个人发展的权变需求观，认为个体需求是行为人在生物社会生命周期、家庭生产周期、工作/职业周期三维度上的需求组合，员工的个人、工作与组织属性会对其需求产生多维综合影响。然而，按支付形式的传统经济性薪酬分类（工资、奖金与福利）不能体现薪酬的众多内在属性，如支付形式的货币性与非货币性、支付数量的稳定性与变动性以及支付范围的个体性与集体性（Gerhart & Milkovich, 1993），故无法与员工的实际需求相匹配，是造成经济性薪酬激励效果打折的主要原因。因此，实现企业薪酬支付形式和员工心理认知结构的最大限度匹配便成为提高经济性薪酬激励效果的核心途径。那么，员工对经济性薪酬的内隐认知结构究竟如何？芝加哥大学行为经济学家Thaler (1999)提出“心理账户”（mental accounting）的概念对解决上述问题具有借鉴意义。Thaler认为心理账户的本质就是人们在心理上对经济结果进行编码、分类和评估的过程，非替代性是心理账户与经济性账户的主要区别之一。就经济性薪酬而言，无论是工资与奖金，还是各种福利与津贴，其价值可以用货币直接衡量，对企业而言具有可替代性；但员工内心可能依照实际需求与偏好，将各种经济性薪酬按感知激励效用大小分别放在不同的心理账户，各账户反映了员工对经济性薪酬的需求与认知规律，对不同属性员工的激励效果存在差异，彼此之间无法相互替代。李爱梅、凌文辁、方俐洛和肖胜（2007）勾勒出中国人普通心理账户的收入、存储和开支三因子结构，收入类账户包括工作相关的常规收入、非常规的额外收入和经营收入。其中，涉及的7项企业经济性薪酬分划成两类，固定工资、奖金、节假日奖金、上浮工资4项归属到工作相关的常规收入中，而业务提成、分红或红利、福利3项则归属到经营收入中，与按支付形式的传统薪酬分类差异较大。该研究尽管对揭示中国人进行资金管理的内在心理认知机制具有重要理论意义，但并没有单独探索企业经济性薪酬的心理账户结构，并且很多经济性薪酬项目都没有包含在模型中。鉴于此，本研究将从员工内心需求与偏好的视角出发，以企业常用的经济性薪酬项目为研究对象，探索我国员工经济性薪酬心理账户的内隐结构，为组织薪酬激励的理论与实践提供启示。2 研究程序和方法以开放式问卷搜集到1060项经济性薪酬的初始词条；请三名人力资源管理的专家对项目进行筛选：删除不符合经济性薪酬定义和普及性不高（回忆频次小于10）的项目，剩余783项；3名专家采用德尔非法，合并相同意义的项目，最终得到24项经济性薪酬，见表1（序号按照回忆频次由高到低排列）。以Likert五级量表（非常不喜欢、不喜欢、一般、喜欢、非常喜欢）来测量被试对24项经济性薪酬的偏好水平，问卷中有各项薪酬的标准化定义。鉴于企业支付的人工成本固定，故问卷要求被试在总收入固定的前提下，根据偏好合理配置24项薪酬，即不能全部或有太多（过半）选择“5-非常喜欢”，否则视为废卷。参与正式调研的被试包括长三角、珠三角、中西部地区的企业员工，以及部分在职EMBA和MBA学员，企业涉及金融、电力、能源化工、地建工程和大型制造等多个行业。共发放810份问卷，回收796份，回收率为98.3%，有效问卷722份，有效率为90.7%。被试的人口统计学资料包括性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、职位层次、工作性质、企业性质和家庭经济负担八个方面，具体信息略。3 研究结果3.1 探索性因子分析对随机分半的364份数据进行探索性因子分析，采用主成分分析，正交极大方差旋转法抽取因子，经过多次探索，先后删除交叉负载值较高（大于0.4）的“10教育培训奖励”和“09带薪休假”两项后，剩余22项经济性薪酬的因子分析结果如表1所示。表1 22项经济性薪酬的探索性因子分析（n=364）因子薪酬项目因子载荷值F1F2F3F4F5社保类福利06法定医疗保险0.86204法定养老保险0.83019企业补充保险0.69707法定三险（失业、工伤、生育）0.68216医疗保健福利0.67905住房公积金0.578企业自主福利15餐饮福利0.81813节日礼金0.79318电话通讯福利0.74611住宿福利0.73612交通福利0.611绩效奖励22组织绩效红利0.78402年终奖0.76714专项奖励0.74324股票类奖励0.66517团队或部门绩效奖励0.606津贴与补助08劳动保护用品0.80523工龄补贴0.73520技能津贴0.63521特殊津贴0.582工资类收入01岗位固定工资0.87103个人绩效工资0.856特征根3.593.282.882.481.77解释的方差变异量（累计63.67%）16.33%14.91%13.10%11.29%8.03%内部一致性系数0.850.870.790.790.7522项经济性薪酬归为五类因子的结构清晰，内部一致性系数均大于0.7。根据各因子包含的薪酬项目，将F1命名为“社保类福利”；F2命名为“企业自主福利”；F3命名为“绩效奖励”；F4命名为“津贴与补助”；F5命名为“工资类收入”。3.2 验证性因子分析对剩余358份数据采用结构方程模型进行验证性因子分析，除待验证的五因子模型外，竞争模型还包括按支付形式的经济性薪酬三因子模型（工资、奖金、福利）和单一因子模型，各模型的拟合指数见表2所示。从表2可以看出，五因子模型的各项拟合指数均达到或接近拟合标准（侯杰泰，温忠麟，成子娟，2004），并且明显优于三因子模型和一因子模型，说明我国员工经济性薪酬心理账户的五因子结构得到了数据支持。表2 模型验证性因子分析的拟合指数(n=358)模型dc2c2/ dRMSEAGFINNFIIFICFISRMR虚模型2313584.5815.52一因子2092005.059.590.170.620.410.470.460.12三因子2061235.966.000.120.750.660.700.690.11五因子199649.713.260.080.880.870.900.900.073.3 经济性薪酬心理账户的信、效度检验3.3.1 描述性统计分析表3显示了员工对各经济性薪酬心理账户偏好水平的平均值、标准差、相关系数和内部一致性系数。全部722份数据的结果表明：各薪酬心理账户的内部一致性系数处于0.790.86之间，具有良好的信度；五类薪酬账户之间具有显著的正相关，但相关系数均未超过0.5，说明区分效度较好。表3 各经济性薪酬心理账户的描述性统计结果（N=722）MSD123451工资类收入3.670.97（0.79）2绩效奖励3.480.870.155*（0.81）3社保类福利3.820.760.078*0.277*（0.83）4企业自主福利3.230.970.076*0.413*0.399*（0.86）5津贴与补助3.230.910.0360.240*0.397*0.353*（0.79）注：*表示p0.01；*表示p0.05。3.3.2 区分效度检验参照Mathieu & Farr (1991)和Judge (1993)的方法进一步验证各账户间的区分效度：选取一系列预测变量对待检验变量进行回归分析，如果待检验变量分别对应不同的预测变量，则说明具有良好的区分效度。结合国外有关员工薪酬偏好的研究结论（Bymes, Miller, & Schafer, 1999; Halek, & Eisenhauer, 2001; Watson, & McNaughton, 2007）与我国特殊的经济文化环境，选取性别、职位层次和是否为国企员工作为预测人口学变量。采用层级回归分析将其他不相关人口学变量进行控制，结果见表4所示。结果显示，员工性别差异对“社保类福利”的偏好有显著影响（=0.124，p0.01），女性员工偏好较高；员工职位层次对“工资类收入”（=0.124，p0.05）和“社保类福利”的偏好均有显著正影响（=0.112，p0.05）；是否为国企员工对“工资类收入”的偏好有负影响（=-0.107，p0.01），对“企业自主福利”有正影响（=0.110，p0.05），说明国企员工对基本工资收入的偏好要低于非国企员工，对企业自主福利的偏好高于非国企员工。在控制变量中，工作性质会影响员工对“绩效奖励”的偏好，专业技术和管理人员的偏好要显著高于操作工人；而员工的受教育程度对“津贴补助”的偏好也有负向影响。可见，五类账户的偏好水平分别对应不同的预测人口学变量，说明具有良好的区分效度。表4 预测人口学变量与经济性薪酬心理账户的层级回归分析结果（N=722）变量工资类收入绩效奖励社保类福利企业自主福利津贴与补助第1步第2步第1步第2步第1步第2步第1步第2步第1步第2步控制变量年龄.072.059-.114*-.124*-.088-.085-.037-.011-.002.015婚姻状况-.008-.025-.063-.065.004-.009-.105-.094-.012-.005受教育程度.203*.221*.115*.075-.215*-.217*-.066-.093-.210*-.165*工作性质专业技术人员.038.010.181*.192*.059.057.100.138*.092.086市场人员.236*.206*.049.041.036.010.271*.288*.011.030管理人员.145*.060.193*.197*.015-.048.156*.216*.102.121主效应性别.050-.007.124*.064-.012职位层次.124*.027.112*-.070-.072是否为国企员工-.107*.094-.040.110*-.088R2.124*.146*.077*.085*.045*.066*.063*.080*.043*.052*R2.021*.008.021*.017*.009注：表中显示了标准化回归系数；婚姻状况的参照组是未婚，工作性质的参照组是操作工人，性别的参照组是男性；*表示p0.001；*表示p0.01；*表示p0.05。4 讨论与结论研究通过开放式问卷、探索性和验证性因子分析，探讨并证明了我国员工经济性薪酬心理账户的SPISA结构，具体包括工资类收入（Salary）、绩效奖励（Performance reward）、社保类福利（Insurance）、企业自主福利（Sponsored benefit）、津贴与补助（Allowance）5个账户。从描述性统计的结果分析，我国员工对“社保类福利”的整体偏好水平最高（M=3.82）、“工资类收入”次之（M=3.67）、“绩效奖励”第三（M=3.48），并且彼此之间的偏好差异显著：t(691) =3.24, p0.01; t(699) =4.28, p0.001。可见，随着改革开放的逐步深入，我国员工的收入水平也在逐步提高，基本满足了人们的正常生活需求，所以工资类收入不再是员工现阶段最关注的部分；相反，在我国社会保障体系尚未健全的社会背景下，以及住房、医疗和教育这“三座大山”的现实压力下，员工对法定社会保险和住房公积金等稳定、长期的投资性福利偏好最高，充分反应了我国员工现阶段最迫切的现实需求，符合转型时期我国特殊的经济状况。另外，“企业自主福利”和“津贴补助”是五类账户中员工偏好最低的（M=3.23），一方面原因在于这些福利补贴的数额较小（如餐饮补贴），或发放的频率较小、间隔期较大（如劳保用品），难以达到员工的心理阀值，影响了激励效果；另一方面原因在于许多企业把工龄、技能等津贴与岗位工资打包成基本工资的形式支付给员工，容易被员工所淡忘，从而弱化了激励效果。从回归分析的结果可知，企业性质是影响员工对不同薪酬账户偏好差异的重要属性，这与企业现行的薪酬政策有关：国有企业的人才吸引战略在于稳定性与高福利，所以国企员工对“企业自主福利”账户的偏好水平显著高于非国有企业的员工；相反，一般民营或外资企业大多采取“打包工资”的薪酬支付方式，将许多福利项目都变现成现金的形式一次性支付给员工，所以这类员工对“工资类收入”的偏好要高于国企员工。另外，性别、职位层次和工作性质等个体属性变量也会影响员工的薪酬偏好规律，具体而言：女性员工对“社保类福利”的偏好要高于男性，这与Watson & McNaughton(2007)的研究结论完全一致；研发与管理人员属于知识型员工，其工作任务通常具有长期性与挑战性，并且经常以项目团队的形式进行，所以对专项奖、团队或部门奖等“绩效奖励”的偏好要高于一线操作工人；另外，受岗位工资制的影响，员工的职位层次与“工资类收入”的数量与偏好都具有直接正相关，进而间接与“社保类福利”（以基本工资按比例计提）的偏好正相关。综上所述，我国员工经济性薪酬心理账户的SPISA结构具有良好的信度和区分效度，对进一步探索与解释企业薪酬激励失效的原因奠定了理论基础，相关研究结论对企业在相同成本支出下最大化薪酬激励的效果也具有重要指导意义。当然，今后将继续扩大研究样本，分别对不同企业性质、工作类型以及职位层次的员工进行对比研究，一方面验证经济性薪酬心理账户SPISA结构的稳定性，另一方面也为企业针对不同属性员工进行个性化的薪酬激励提供理论依据。参考文献Bymes, J. P., Miller, D. C., & Schafer, W. D. (1999). Gender Differences in Risk Taking: A Meta-Analysis. Psychological Bulletin, 125, 367-383.Dulebohn, J. H., & Werling, S. E. (2007). Compensation research past, present, and future. Human Resource Management Review, 2007, 17, 191-207.Gerhart, B., & Milkovich, G. T. (1993). Employee compensation: Research and practice, in Handbook of Industrial Psychology. Palo Alto, CA: Consulting Psychologists Press, 482-569.Hou, J. T., Wen, Z. L., Chen, Z. J. (2004). Structural equation model and its application. Bei Jing: Educational Science Press.侯杰泰, 温忠麟, 成子娟. (2004). 结构方程模型及应用. 北京: 教育科学出版社.Halek, M., & Eisenhauer, J. G. (2001). Demography of risk aversion. The Jouranl of Risk and Insurance, 68, 1-24.Judge, T. A. (1993). Validity of the Dimensions of the Pay Satisfaction Questionnaire: Evidence of Differential Prediction. Personnel Psychology, 46, 331-355.Li, A. M., Ling, W. Q., Fang, L. L., Xiao, S. (2007). The implicit structure of mental accounting among Chinese people. Acta Psychologica Sinica, 39, 706-714.李爱梅, 凌文辁, 方俐洛, 肖胜. (2007). 中国人心理账户的内隐结构. 心理学报, 39, 706-714. Mathieu, J. E., & Farr, J. L. (1991). Further evidence for the discriminant validity of measures of organizational commitment, job involvement, and job satisfaction. Journal of Applied Psychology, 76, 127-133.Schein E H. Career dynamics: matching individual and organizational needs (in Chinese). Beijing: SDX Joint Publishing Company, 2003 施恩. (2003). 职业的有效管理北京：生活读书新知三联书店.Thaler, R. (1999). Mental accounting matters. Journal of Behavior Decision Making, 12, 183-205.Williams, M. L., Mc Daniel, M. A., & Nguyen, N. Y. (2006). A meta-analysis of the antecedents and consequences of pay level satisfaction. Journal of Applie