《好孩子家居公司员工忠诚度影响因素的实证探析案例（11000字论文）》

好孩子家居公司员工忠诚度影响因素的实证分析案例目录TOC\o"1-3"\h\u24827引言 引言2020年新冠疫情的爆发，对我国的经济发展造成了严重影响，时至今日，在当今疫情常态化的大环境下，一些行业也面临着严峻挑战。儿童用品业是我国的国民经济战略性支柱产业，它担负着推动消费和经济结构转型的重任。此次疫情对我国儿童用品业造成严重的负面影响，儿童用品产业发展面临人才流失严重的危机。其中，儿童用品企业的人才流失现象较为突出。由于许多中小型儿童用品企业都采用末位淘汰的晋升方式，对员工的考核维度较为单一，在薪酬设计上，以绩效工资为主，津贴为辅，激励效用有限(张雨华,王文明,李宇航,2022)。在员工培养上，只注重员工的专业化培养不注重员工的长期发展，导致员工在接受企业培养后跳槽的现象频发，也凸显了儿童用品企业在人力资源管理上存在的问题，即员工忠诚度较低，组织内部管理体制不完善。由此可见，儿童用品企业的员工忠诚度低已成为制约企业发展的重要因素，研究儿童用品企业员工的忠诚度，对于改进企业人力资源管理，构建和谐劳资关系具有重要意义(刘梦洁,陈思源,杨泽,2021)。因此，研究将以好孩子家居公司为例，通过实证研究的方式探索儿童用品企业员工忠诚度的影响因素，并提出可行有效的建议，以解决当下企业面临的员工忠诚困境。一、好孩子家居公司基本情况概述好孩子家居公司是我国儿童用品行业的代表性企业，深耕儿童用品领域多年，好孩子家居在曾经在2018-2020年三年连续获得我国“国家儿童用品企业荣誉金奖”、“国家优质纳税企业”以及入围了华润排行榜排出的“全球优质儿童用品企业500强”。好孩子家居的发展是我国儿童用品企业改革创新的缩影，因此能够在很大程度上代表着我国儿童用品企业的发展状况。本文对于好孩子家居公司的员工忠诚度影响因素以问卷调查的方式展开，问卷发放以线上线下两种方式同时展开，一方面通过好孩子家居公司管理部门对员工进行发放，另一方面通过问卷星的形式在线上发放问卷，以确保回收足够的样本，对员工忠诚度进行更为完整的测量。二、好孩子家居公司员工忠诚度影响因素问卷调查（一）问卷内容设计调查问卷的设计是顺利进行实证研究的基础，本研究设计问卷的目的是对好孩子家居公司的员工忠诚度现状及影响因素有全面深刻的了解，并对好孩子家居公司及儿童用品企业未来的发展提出可行的建议，针对研究目的，本研究的问卷设计共包含三个方面。第一方面是样本的个人特征，共设置6道题目，分别为好孩子家居公司员工的性别、年龄、婚姻状况、学历水平、工作年限，在获取员工个人特征的同时，拟探究个人特征与员工忠诚度之间的关系。第二方面为好孩子家居公司员工忠诚度水平的测量，问卷借鉴了Allen、Meyer提出的忠诚度测量模型[9](黄心悦,周明慧,吴嘉悦,赵雅雯,2021)，将员工忠诚度划分为情感忠诚、规范忠诚、持续忠诚三个维度，并在不同维度下设置3个问题，采用李克特五点式量表设计，员工对忠诚度的认知为非常不同意、比较不同意、不确定、比较同意、非常同意五个等级。同时测量忠诚度的总体水平及不同维度的好孩子家居公司忠诚度水平，并探究影响因素对于不同维度忠诚度的影响差异大小(孙鑫磊,钱晨曦,朱雨)。第三方面为好孩子家居公司员工忠诚度影响因素的测量，在总结员工忠诚度影响因素研究文献后，问卷借鉴了许静涵,马韵诗,罗明辉,何思颖（2008）员工忠诚度影响因素模型[10]，将影响因素划分为个人感知、企业管理、社会环境共三个维度，在每个维度下设置四个问题，其中个人感知主要强调员工在企业内的自主感受和评价，分别从员工人际关系、个人价值观、个人目标、个人兴趣四个角度进行测量，企业管理则从薪酬体系、绩效考核、晋升培训、企业领导四个角度进行衡量，社会环境则从行业发展、人才市场、房价、落户四个角度进行衡量，采用李克特五点式量表设计，以便后续计分测量不同因素对于忠诚度的影响水平(高洋洋,潘青松,白雪,2021)。1.问卷发放与回收在形成调查问卷后，以线上线下两种方式对问卷进行发放，在发放有效期内共回收问卷257份，在剔除回答时间过短、回答不完整、回答无效样本后共回收有效问卷224份。2.问卷数据描述性统计对问卷进行描述性统计，是明确样分布，判断好孩子家居公司员工特征的重要标准，在获取数据后，研究采用spss22.0软件对问卷结果进行描述性统计，得到的结果如下。表2-1问卷回答数描述性统计表统计量1、性别2、年龄3、学历4、工作年限5、在本公司的工作年限6、婚姻状况N有效224224224224224224缺失000000平均值1.371.922.382.832.401.18标准偏差0.4840.7850.9300.9881.1080.388范围123331表2-2好孩子家居公司员工回答情况描述性统计表计数列N%1、您的性别是？男14162.9%女8337.1%2、您的年龄是？21~30岁7935.3%31~40岁8537.9%41岁及以上6026.8%3、您的学历是？高中/中专及以下4821.4%大专6428.6%本科9040.2%研究生及以上229.8%4、您的工作年限是？1年及以下188.0%2~5年7734.4%6~10年5424.1%10年以上7533.5%5、您在本公司的工作年限为1年及以内6026.8%2~5年6428.6%6~10年5022.3%10年以上5022.3%6、您的婚姻状况是？已婚18381.7%未婚4118.3%发放问卷回收数据后，为对样本数据及好孩子家居公司员工特征形成基本了解，需对样本进行描述性统计，使用spss22.0软件进行描述统计后，得到结果如表2-1。从表2-1的频率图可知，在剔除无效样本后，共有224份样本完整回答问卷，且样本回答都在合理范围内，未超出有效范围，进一步验证了样本质量。通过表2-2，可了解好孩子家居公司员工样本的基本特征。从性别来看，本次问卷男性响应人数为141人，女性为83人，男性较多，这与好孩子家居公司儿童用品业务类型有一定关联。从年龄来看，21岁~30岁及31岁~40岁的样本在总样本中占比相近，31岁~40岁群体在样本中数量最多，41岁以上样本占比较少，这一定程度上反映了好孩子家居公司员工的年龄结构(毛文静,郝涵梅,鲁晓,2020)。从学历来看，本科生学历在样本中占比最高，达到40%，这与近年来的社会发展密切相关，高中学历与大专学历在样本中占比较为接近，都在20%左右，研究生及以上学历占比最少，仅为9.8%，这也与好孩子家居公司员工的职业规划与选择有关。在工作年限方面，问卷分为了两个问题，来测量样本的总工作年限及在好孩子家居公司的工作年限，其中总工作年限在10年以上及2~5年的样本占比最多，而在好孩子家居公司工作年限样本占比比较均衡，在好孩子家居公司工作年限小于1年及在2~5年内的样本占比大于工作5~10年及10年以上的样本占比，这一定程度上反映了好孩子家居公司的人力资源流动状况，从已婚状况来看，好孩子家居公司的已婚人士较多，占比达到了81.7%，未婚人士占比仅为18.3%，说明好孩子家居公司员工大多已构建了稳定的婚姻家庭关系(宋天佑,唐慧娟,谢向,2022)。（二）好孩子家居公司忠诚度调查结果与数据分析通过发放问卷获取足够样本数后，本研究将采用spss22.0软件对问卷进行信效度检验，并对员工忠诚度及其影响因素进行差异统计分析。1.信效度检验通过对好孩子家居公司员工忠诚度影响因素问卷进行信效度检验，以确定问卷的可靠性和有效性，对于后续数据分析的展开具有重要意义。（1）信度检验表2-3问卷整体信度检验图可靠性统计克隆巴赫系数基于标准化项目的克隆巴赫系数项数0.8700.85427通过对问卷整体信度检验可得表2-3的检验结果，结果显示问卷的克隆巴赫系数为0.870，大于临界值0.8，说明问卷整体可靠程度较高。表2-4影响因素信度检验图可靠性统计克隆巴赫系数基于标准化项目的克隆巴赫系数项数0.9630.96412为进一步验证问卷可信度，笔者对忠诚度测量量表及影响因素量表分别进行了信度检测，表2-4为影响因素量表信度检验结果图，其中克隆巴赫系数为0.963，大于临界值0.8，证明影响因素量表可信度较高，且量表设置较为合理。表2-5忠诚度信度检验图可靠性统计克隆巴赫系数基于标准化项目的克隆巴赫系数项数.827.8279通过对员工忠诚度测量量表进行信度检验，得到结果如表2-5,，通过表2-5结果可知，忠诚度信度检验克隆巴赫系数为0.827，大于可信度临界值0.8，证明员工忠诚度量表信度比较理想，设计合理(刘嘉怡,邓紫琳,王雪)。（2）效度检验为验证问卷有效性，研究采用spss22.0软件对忠诚度量表和影响因素量表分别进行了检验，好孩子家居公司员工忠诚度影响因素量表进行KMO检验和bartlett球形度检验结果如下图：表2-6影响因素量表效度检验图KMO取样适切性量数0.949Bartlett的球形度检验上次读取的卡方2675.065自由度66显著性.000**注：**表示估计结果在0.05的水平上显著由表2-6可得，效度检验KMO值为0.880，大于临界值0.5，bartlett球形度检验显著性为0.000，小于临界值0.05，说明影响因素量表整体有效。对好孩子家居公司员工忠诚度测量量表进行KMO检验和bartlett球形度检验结果如下图：表2-7忠诚度效度检验图KMO取样适切性量数.742Bartlett的球形度检验上次读取的卡方1160.981自由度36显著性.000***注：***表示估计结果在0.01的水平上显著由表2-7可得，效度KMO值检验为0.742，大于临界值0.5，bartlett球形度检验显著性为0.000，小于临界值0.01，适合进行因子分析，因此对于员工忠诚度测量采用EFA探索性因子分析方法进行检验。表2-8因子分析总方差解释图组件初始特征值提取载荷平方和旋转载荷平方和总计方差百分比累积%总计方差百分比累积%总计方差百分比累积%13.90943.43843.4383.90943.43843.4382.61029.00329.00321.86920.76764.2051.86920.76764.2052.28025.33254.33431.17613.06277.2671.17613.06277.2672.06422.93377.2674.6487.20384.4695.4805.32989.7986.3744.15593.9547.2462.73396.6878.1922.13598.8229.1061.178100.000提取方法：主成份分析(陈凯旋,周雨莹,黄紫萱,蒋天宇)。利用spss22.0软件进行好孩子家居公司EFA探索性因子分析，得到总方差解释表2-8。根据表2-8结果显示，按照因子提取中的主成分法默认的特征值大于1的提取原则，共获取3个公因子，且其累计方差贡献率达到77.215%>60%，说明3个公因子保留了原始数据的大部分信息(钟晨瑶,孔明哲,华伟,2021)。图2-1因子分析碎石图从碎石图2-1可见，前三个特征值的曲线较为陡峭，从第四个特征值开始曲线逐渐变缓，再次证明提取三个公因子是有效的(方雨欣,熊思淇,2022)。对提取的3个主因子建立因子载荷矩阵，因子载荷矩阵体现了原始变量与各因子之间的相关程度。为了更为准确地解释命名各个主因子，采用方差最大法对因子载荷矩阵实施正交旋转(白晨曦,翟雨菲,郝梦)。表2-9因子分析旋转矩阵表因子题项1231、我常为自己是组织的一员感到自豪.9342、我常对我的朋友说我所在的公司是很棒的组织.8773、我很高兴自己选择了好孩子家具公司而不是其他的公司.8564、我很关心好孩子家居公司公司的未来发展.8735、为了留在好孩子家居公司公司，我可以做任何类型的工作.8596、留在公司对我来说有更多的收益.7527、即使别的公司更好，我认为我也有义务继续为本公司工作.8488、在好孩子家居公司工作，我应当保持忠诚.7949、我愿意投入更多的努力来帮公司实现目标.789提取方法：主成份分析。旋转方法：Kaiser标准化最大方差法。a.旋转在5次迭代后已收敛。从表2-9旋转矩阵载荷表可得，不同维度下的题项，均在各自量表上具有较高的载荷，因子载荷均大于0.6，说明维度划分具有区分性，同一维度下的题项具有一致性，对维度进行命名，因子1为情感忠诚，因子2为持续忠诚，因子3为规范忠诚，好孩子家居公司员工忠诚度测量量表的效度较好(蒋春华,康明艳,赵晨璐,黄子轩,2023)。对问卷整体进行KMO检验和bartlett球形度检验结果如下图：表2-10问卷效度检验图KMO取样适切性量数。.880Bartlett的球形度检验上次读取的卡方4502.789自由度351显著性.000**注：**表示估计结果在0.01的水平上显著对问卷所有题项进行效度检验，得到KMO值为0.880大于临界值0.8，bartlett球形度检验显著性为0.000，小于临界值0.05，进一步佐证问卷整体有效。2.好孩子家居公司员工忠诚度现状结合提取到的三个因子对员工忠诚度现状进行测量，得到的结果如下：表2-11忠诚度现状表因素均值项目均值情感忠诚3.72我常对朋友说所在的好孩子家具公司是很棒的组织3.75我常为自己是组织的一员感到自豪3.81我很高兴自己选择了这家好孩子家具公司而不是其他好孩子家具公司3.61规范忠诚2.57我愿意投入更多的努力来帮好孩子家具公司实现目标2.68在好孩子家具公司工作，我应当保持忠诚2.54即使别的好孩子家具公司更好，我认为我也有义务继续为本好孩子家具公司工作2.48持续忠诚3.14我很关心好孩子家具公司的未来发展3.1为了留在好孩子家具公司，我可以做任何类型的工作3留在好孩子家具公司对我来说有更多的收益3.31表2-12影响因素现状表因素均值项目均值个人感知4.13好孩子家具公司提供给我的岗位与我的兴趣相符4.28我与其他同事在工作中相处融洽4.12我的价值观与我所在的好孩子家具公司价值观十分契合4.11通过在好孩子家具公司工作，我能够实现我的个人目标4.01企业管理4.08我认为好孩子家具公司的薪酬分配体系十分合理4.12我认为好孩子家具公司的绩效考核是公平的3.99在好孩子家具公司工作，我有较多的晋升和培训机会4.12在工作中，我与上级沟通融洽4.08社会环境4.06我认为好孩子家具公司所在行业发展前景良好4.27好孩子家具公司所在区域人才竞争激烈，入职压力大3.96好孩子家具公司所在地房价便宜，可以满足我的安家需求3.97好孩子家具公司所在地落户政策宽松，有利于长期发展4.06从表2-11可知，好孩子家居公司员工在忠诚度各维度得分都未超过4分，其中规范忠诚较低，在3分以下，这说明好孩子家居公司员工忠诚度水平总体不高，其中情感忠诚得分最高，规范忠诚得分最低(柳晨晨,陈紫菡,卢欣,2023)。好孩子家居公司员工忠诚的情感忠诚处于三维度中的最高水平，结合题项得分进行综合判断，可以认为好孩子家居公司员工对于公司投入了较多的情感，在工作中的自我认同感较高，题项2的均值高于其他均值，说明好孩子家居公司员工对于企业的实力和形象较为认可，能产生较高的自我归属感(朱雨薇,吕晨旭,孟雪)。规范忠诚相较于其他维度均值得分最低，说明好孩子家居公司员工对于企业的责任感以及对好孩子家居企业的规章制度的认同感较低，题项3的均值得分与其他两个题项相比得分最低，结合好孩子家居公司员工情感忠诚高的特点可以认为，即使当下好孩子家居公司员工对于企业具有较高的认同感和归属感，但是当员工面临更好的机会或无法认同组织观点时，仍然会直接选择离职，这也是当下好孩子家居公司面临的人力资源管理的突出困境(孙嘉悦,郑思琪,谭明,2022)。好孩子家居公司员工持续忠诚得分为3.14，其中题项3的均值与其他两项相比最高，达到3.31，说明好孩子家居公司员工对在公司持续工作所带来的收益和回报较为认同。在构建稳定的婚姻关系后，需要考虑住房以及生子教育问题，因此企业的经济回报对于维系员工的规范忠诚更为重要。从表2-12可知，好孩子家居公司员工在影响因素各维度得分均超过4分，但各影响因素与忠诚度之间关系，还需通过回归分析进行检验。通过各影响因素下的题项得分可知，在个人感知影响因素下的四个题项中，岗位兴趣得分最高，为4.12分，说明好孩子家居公司员工对于当前岗位分配较为满意，岗位目标得分最低，为4.01分，说明当下好孩子家具儿童用品员工岗位对于员工的目标实现激励作用不明显。在企业管理因素维度下，绩效考核得分为3.99，在四个题项当中得分最低，说明好孩子家居公司员工对于当下的绩效考核制度公平性满意度较低，仍需改进。在社会环境因素维度下，竞争环境题项得分为3.96分，得分在四个题项中最低，说明好孩子家居公司员工对于周围竞争环境的感知并不明显，当地房价政策题项得分为3.97分，说明当下好孩子家居公司员工在购房上仍存在压力，这与好孩子家居公司的年龄婚姻构成有关(黄心悦,周明慧,吴嘉悦,赵雅雯)。综上所述，当下好孩子家居公司面临员工忠诚度总体水平不高，规范忠诚低的问题，这也导致了好孩子家具儿童用品员工的频繁流失和跳槽，不利于人力资源的长期发展，因此探究好孩子家居公司员工忠诚度影响因素对于好孩子家居公司发展变得更为重要。三、好孩子家居公司员工忠诚度影响因素实证分析为进一步探究各影响因素与忠诚度之间的关系，研究将对影响因素与忠诚度以及忠诚度不同维度之间使用spss22.0软件进行一元回归分析。（一）模型建立通过文献阅读与问卷发放与回收工作，将员工忠诚度的影响因素划分为三个维度，即个人感知、企业管理、社会环境，对各维度问卷得分取均值，将三个因素作为自变量，将好孩子家居员工忠诚度测量得分取均值后作为因变量，将员工的个人特征作为控制变量，分析不同影响因素对于忠诚度不同维度的影响，对于理解影响因素对于员工忠诚度的作用机制，也具有重要意义，因此将好孩子家居员工忠诚度不同维度得分取均值作为因变量，将三个影响因素作为自变量，进行相关分析(孙鑫磊,钱晨曦,朱雨,2021)。研究将忠诚度得分取和后求平均值，作为因变量Y1,将三个影响因素得分取平均值，记为自变量X1、X2、X3，此外将忠诚度不同维度得分取均值作为因变量Y2、Y3、Y4，将影响因素得分取均值作为自变量X1、X2、X3。采用一元线性回归模型(许静涵,马韵诗,罗明辉,何思颖)：y=α+βxi（1）式中，α为误差项，β为回归系数，对设定的影响因素分别进行一元线性回归分析，得到的回归分析结果如下。（二）个人感知与忠诚度的回归分析将个人感知因素作为自变量，将忠诚度作为因变量，通过将个人感知与忠诚度得分均值代入一元线性回归方程，探究二者作用关系，得到的结果如下。表3-1个人感知模型摘要表模型RR平方调整后的R平方标准估算的错误Durbin-Watson(U)1.163a0.0270.022.709662.076a.预测变量：（常量），个人感知b.因变量：忠诚度表3-2个人感知ANOVA表模型平方和自由度均方F显著性1回归3.08213.0826.1200.014b残差112.307223.504总计115.389224a.因变量：忠诚度b.预测变量：（常量），个人感知表3-3个人感知系数表模型非标准化系数标准系数t显著性共线性统计B标准错误贝塔容许VIF1常量2.646.20213.129.000个人感知.118.048.1632.474.0141.0001.000a.因变量：忠诚度从表3-1模型摘要表可得，个人感知与忠诚度之间进行回归分析，R²为0.027,德宾沃森系数为2.076，说明自变量对因变量有显著影响，二者自相关不严重。从表3-2ANOVA表可知，个人感知与忠诚度之间显著性水平为0.014，小于临界值0.05，说明二者之间呈相关关系(高洋洋,潘青松,白雪,2022)。从表3-3系数表可知，回归常量为2.646，回归系数为0.118，说明个人感知与忠诚度之间呈正相关关系，可以认为个人感知会对好孩子家居员工忠诚度造成正向显著影响。个人感知与情感忠诚之间已通过相关性检验，为进一步探究二者之间的相互关系，因此将个人感知作为自变量，情感忠诚作为因变量，好孩子家居员工个人特征作为控制变量，采用一元线性回归方法进行分析，得到结果如下：表3-4情感忠诚模型摘要表模型RR平方调整后的R平方标准估算的错误Durbin-Watson(U)1.194a.038.0331.092642.202a.预测变量：（常量），个人特性b.因变量：情感忠诚表3-5情感忠诚ANOVA表模型平方和自由度均方F显著性1回归10.414110.4148.723.003b残差266.2322231.194总计276.646224因变量：情感忠诚b.预测变量：（常量），个人特性表3-6情感忠诚系数表模型非标准化系数标准系数t显著性共线性统计B标准错误贝塔容许VIF1（常量）2.816.3109.076.000个人特性.217.073.1942.953.0031.0001.000a.因变量：情感忠诚通过表3-4模型摘要表可知，个人感知与情感忠诚之间进行回归分析，R²为0.038，德宾沃森指数为2.202，大于临界值2，说明自变量与因变量之间自相关不严重，通过表3-5ANOVA表可知，好孩子家居公司员工个人感知与员工情感忠诚之间显著性为0.003，在95%置信区间内，小于临界值0.05，因此二者具有显著相关关系，通过表3-6情感忠诚系数表可知，自变量与因变量之间回归常量为2.816，回归系数为0.217，说明有正向相关关系(毛文静,郝涵梅,鲁晓,2022)。（三）企业管理与忠诚度的回归分析使用spss22.0软件，通过将企业管理与忠诚度得分代入一元线性回归方程，探究二者作用关系，得到的结果如下。表3-7企业管理模型摘要表模型RR平方调整后的R平方标准估算的错误Durbin-Watson(U)1.178a.032.027.707862.056预测变量：（常量），企业管理因变量：忠诚度表3-8企业管理ANOVA表模型平方和自由度均方F显著性1回归3.65313.6537.290.007b残差111.737223.501总计115.389224因变量：忠诚度预测变量：（常量），企业管理表3-9企业管理系数表模型非标准化系数标准系数t显著性共线性统计B标准错误贝塔容许VIF1（常量）2.583.20812.423.000企业管理.135.050.1782.700.0071.0001.000因变量：忠诚度从表3-7模型摘要可得，企业管理与忠诚度之间进行回归分析，R²为0.032,德宾沃森系数为2.056，说明自变量对因变量有显著影响，二者自相关不严重。从表3-8ANOVA表可知，企业管理与忠诚度之间显著性水平为0.007，小于临界值0.05，说明二者之间呈相关关系(钟晨瑶,孔明哲,华伟)。从表3-9系数表可知，回归常量为2.583，回归系数为0.135，说明企业管理与员工忠诚度之间呈正相关关系，可以认为企业管理会对员工忠诚度造成正向显著影响。由于企业管理与情感忠诚已通过相关性检验，因此将情感忠诚作为因变量，企业管理作为自变量，代入一元线性回归方程，得到的结果如下。表3-10情感忠诚模型摘要表模型RR平方调整后的R平方标准估算的错误Durbin-Watson(U)1.225a.051.0461.085302.185a.预测变量：（常量），企业管理b.因变量：情感忠诚表3-11情感忠诚ANOVA表模型平方和自由度均方F显著性1回归13.978113.97811.867.001b残差262.6682231.178总计276.646224a.因变量：情感忠诚b.预测变量：（常量），企业管理表3-12情感忠诚系数表模型非标准化系数标准系数t显著性共线性统计B标准错误贝塔容许VIF1（常量）2.637.3198.271.000企业管理.264.077.2253.445.0011.0001.000因变量：情感忠诚通过表3-10模型摘要可知，企业管理因素与员工情感忠诚代入自变量和因变量建立回归方程，R²为0.051，德宾沃森指数为2.185，通过表3-11ANOVA可知，企业管理与情感忠诚之间显著性为0.001，在95％置信区间内＜临界值0.05，说明二者有显著相关关系，通过表3-12系数表可知，回归常量为2.637，回归系数为0.264，说明好孩子家居企业管理因素会对员工的情感忠诚造成显著正相关影响(方雨欣,熊思淇,2022)。（四）社会环境与忠诚度的回归分析使用spss22.0软件，通过将社会环境因素得分与忠诚度得分代入一元线性回归方程，探究二者作用关系，得到的结果如下。表3-13社会环境模型摘要表模型RR平方调整后的R平方标准估算的错误Durbin-Watson(U)1.187a.035.031.706692.034a.预测变量：（常量），社会环境b.因变量：忠诚度表3-14社会环境ANOVA表模型平方和自由度均方F显著性1回归4.02214.0228.054.005b残差111.367223.499总计115.389224a.因变量：忠诚度b.预测变量：（常量），社会环境表3-15社会环境系数表模型非标准化系数标准系数t显著性共线性统计B标准错误贝塔容许VIF1（常量）2.544.21212.015.000社会环境.145.051.1872.838.0051.0001.000因变量：忠诚度从表3-13模型摘要图可得，社会环境与忠诚度代入一元线性回归方程进行回归分析，R²为0.035,德宾沃森系数为2.034，说明自变量对因变量有显著影响，二者自相关不严重。从表3-14ANOVA表可知，社会环境与好孩子家居公司忠诚度之间显著性水平为0.005，小于临界值0.05，说明二者之间呈相关关系。从表3-15系数表可知，回归常量为2.544，回归系数为0.145，说明社会环境与好孩子家居公司员工忠诚度之间呈正相关关系，可以认为社会环境因素会对员工忠诚度造成正向显著影响。由于社会环境因素与情感忠诚已通过相关性检验，因此将情感忠诚作为因变量，将社会环境因素自变量探究影响关系，代入一元线性回归方程，得到的结果如下。表3-16情感忠诚模型摘要表模型RR平方调整后的R平方标准估算的错误Durbin-Watson(U)1.212a.045.0411.088422.178a.预测变量：（常量），社会环境b.因变量：情感忠诚表3-17情感忠诚ANOVA表模型平方和自由度均方F显著性1回归12.469112.46910.525.001b残差264.1772231.185总计276.646224a.因变量：情感忠诚b.预测变量：（常量），社会环境表3-18情感忠诚系数表模型非标准化系数标准系数t显著性共线性统计B标准错误贝塔容许VIF1（常量）2.675.3268.203.000社会环境.255.079.2123.244.0011.0001.000因变量：情感忠诚均值通过3-16模型摘要表可知，将社会环境因素和情感忠诚度代入自变量和因变量建立回归方程，R²为0.045，德宾沃森系数为2.178。通过3-17ANOVA表可知，社会环境与情感忠诚之间显著性得分为0.001，在95%置信区间内，小于临界值0.05，二者呈正相关关系，通过3-18系数表可知，回归常数为2.675，回归系数为0.255，大于0，说明社会环境与情感忠诚之间呈正相关的影响关系(白晨曦,翟雨菲,郝梦)。综上所述，对比三个影响因素与好孩子家居员工忠诚度之间的影响关系，三个影响因素都对员工忠诚度呈正相关影响。通过比较回归系数，可以得到社会环境（0.145）＞企业管理（0.135）大于个人感知（0.118），说明在好孩子家居公司中，社会环境即企业所在地的落户政策、房价水平、行业发展、竞争压力会对员工的忠诚度水平影响程度较高，社会环境因素直接影响到员工的生涯规划和生活成本高低，进而间接影响了好孩子家居公司员工和企业之间的稳定关系，造成忠诚度的变化。此外，个人感知因素、企业因素、社会环境因素三者都会对员工忠诚的情感忠诚造成显著影响，通过对比回归系数可知，企业管理（0.264）＞社会环境（0.255）＞个人感知（0.217），企业管理对于情感忠诚的影响最为显著。情感忠诚是指员工对于企业的情感投入，构建好孩子家居公司员工对企业的情感忠诚，需要员工和企业之间的良性双向互动，并且通过员工和好孩子家具企业的双向承诺(蒋春华,康明艳,赵晨璐,黄子轩,2021)，以形成稳定的心理契约，这一过程中，企业的薪酬体系，绩效考核等都会影响员工的目标实现程度，从而影响好孩子家居公司员工对于企业的评价以及情感投入。因此企业管理因素对于情感忠诚的影响最为显著。四、结论及建议（一）结论通过上文对收集到的数据进行的实证研究发现，好孩子家居公司中男性占比较多，男女性别对于员工忠诚度的影响虽不显著，但女性忠诚度得分仍略高于男性，说明女性更倾向于和好孩子家居企业建立一个长期的稳定关系，并保持自身对企业的投入。不同年龄群体中，31岁~40岁群体的忠诚度得分高于21岁~30岁和40岁及以上的群体忠诚度得分(高洋洋,潘青松,白雪)。这与不同年龄群体所面临的职业规划和选择密切相关，相较于年轻群体和稍年长群体，31岁~40岁的群体处于职业发展的黄金时期，在积累一定资源后可以在好孩子家居企业内寻求向更高层级发展，这种自我目标实现的推动也促进了员工的忠诚度提升。通过对忠诚度影响因素的实证分析结果发现，个人感知、企业管理、社会环境三个因素都会对员工忠诚度造成显著的正向影响，其中社会环境因素对于员工忠诚度的影响最为显著，从马斯洛需求层次理论出发进行分析，社会环境当中，房价和落户政策以及行业评价影响了员工的安全需求和尊重需求，从而影响了好孩子家居公司员工对于企业的认同，造成了在忠诚度上的显著影响。（二）建议1.改进绩效考核制度通过将影响因素与忠诚度的不同维度进行相关和回归分析显示，企业管理因素对于员工的情感忠诚影响最为显著，在企业管理因素下，笔者设置了薪酬分配、绩效考核、晋升培训、上下级沟通等多个题项，描述性统计结果显示，在绩效考核公平性题项上得分最低，因此，想要优化企业管理以提升员工忠诚度，需从优化绩效考核制度出发，并结合实际提出可行对策(宋天佑,唐慧娟,谢向,2021)。好孩子家居公司应当建立更为全面的绩效考核指标体系，确保绩效考核指标是公平、全面的，才能更好的帮助员工进行自我确认和提升，并且在确立绩效考核指标时，适度纳入员工的意见，通过增强员工参与感的方式加强员工和企业之间的连接，以提升员工忠诚度。作为压力容器儿童用品企业，好孩子家居公司在注重生产结果的同时，也应当对员工的个人贡献做出更为全面的评价，仅采取末位淘汰制会抑制员工对企业的长期忠诚，因此，对于完成绩效存在困难的员工，可采纳绩效面谈的形式给予反馈，在沟通中解决员工存在的问题，帮助员工提升绩效完成度。2.构建有效的沟通体系在设计调查问卷过程中，笔者在个人感知和企业管理因素两个方面都设置了与沟通有关的题项，研究结果表明，个人感知和好孩子家具企业管理因素都会影响员工的情感忠诚，从而影响公司员工的总体忠诚(蒋春华,康明艳,赵晨璐,黄子轩)。因此，好孩子家居企业内部沟通作为构成个人感知和企业管理的重要组成部分具有重要的意义，在好孩子家居企业内部构建良性有效的沟通体系，不仅有助于改善员工的个人感知，提升员工对于企业环境的评价，也有助于企业内部信息的传递，提升企业运行效率。好孩子家居公司应采取直线沟通形式，不应过多强调科层差异，对于有创新想法的员工要给予重视，积极的听取员工的建议，一方面不仅有利于激励员工创新，提升公司儿童用品的整体创新水平，另一方面可以维系不同层级之间良好的沟通关系，促进内部的整合与管理的优化。3.完善福利保障措施在问卷的设计过程中，在社会环境因素表设置的题项有两项为测量员工对企业所在地房价和落户政策的感知，描述性统计结果显示，好孩子家居公司员工对于当地房价的满意度较低，得分为3.97，结合实证分析的结果发现，员工对社会环境的评价对于忠诚度有着十分显著的影响。由于企业是社会的重要组成部分，并且和社会其他系统处于深刻的互动中，因此，企业完善福利保障措施能够更好的帮助员工抵御社会环境当中存在的风险，满足员工的安全需求。笔者通过和好孩子家居公司管理人员交流得知，当下，好孩子家居公司的福利主要为节日福利，例如三八节、妇女节，还包括员工的工龄福利，以及绩效考核达标员工的升职加薪福利等，因此可以认为，好孩子家居公司的福利更多依托于节假日和员工的个人表现，在福利的多样性上存在不足，好孩子家居公司可以通过增设福利项目的方式完善福利措施，对于员工重点关注的住房问题，可以通过增设住房补贴的方式缓解员工的住房压力，在缓解员工住房压力的同时，能够促进员工对企业的长期投入。另外还可采取企业团建、医疗补贴的形式，灵活的满足不同年龄段的员工的福利需求，通过建立能够满足多样需求的福利体系，提升员工的忠诚度。参考文献[1]张雨华,王文明,李宇航.好孩子家居员工忠诚度研究[D].吉林财经大学,2022.[2]刘梦洁,陈思源,杨泽.公司员工忠诚度分析—以好孩子家居为例[J].中小企业管理与科技,2021,(06):124-125.[3]黄心悦,周明慧,吴嘉悦,赵雅雯.好孩子家居管理探析[J].中小企业管理与科技,2021,(05):9-11.[4]孙鑫磊,钱晨曦,朱雨.好孩子家居发展驱动因素分析[J].市场,2021,(08):7-12.[5]许静涵,马韵诗,罗明辉,何思颖.好孩子家居员工忠诚度与企业绩效关系研究[D].西南交通大学,2021.[6]高洋洋,潘青松,白雪.好孩子家居员工忠诚度分析[J].合作经济与科技,2020,(12):132-133.[7]毛文静,郝涵梅,鲁晓.核心能力视角的好孩子家居员工忠诚度研究[D].大连理工大学,2020.[8]宋天佑,唐慧娟,谢向.好孩子家居员工忠诚度评价研究[D].东华理工大学,2019.[9]刘嘉怡,邓紫琳,王雪.好孩子家居员工忠诚度研究[D].石河