○崔海鈺 王 晶

（1、中國農(nóng)業(yè)大學(xué)研究生院 北京 100083；2、華中科技大學(xué)武昌分校 湖北 武漢 430064）

相比大型企業(yè)，我國中小企業(yè)的員工福利狀況更讓人擔(dān)憂。目前，關(guān)于提高中小企業(yè)員工福利水平的呼聲日益高漲，但是，找到并了解影響中小企業(yè)員工福利水平的主要因素卻是提高福利水平的前提。本文以對京、蘇、鄂、皖四地中小企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)為依據(jù)，結(jié)合SPSS軟件，對中小企業(yè)員工福利水平與其影響因素之間做回歸分析，為如何提高我國中小企業(yè)員工福利水平提供參考。

一、研究假設(shè)

1、中小企業(yè)員工福利水平與人口學(xué)變量

本文的人口學(xué)變量涉及性別、年齡、受教育程度3個變量。從對已有研究的回顧中發(fā)現(xiàn)，員工的工作待遇一般會不同程度地受到人口學(xué)變量的影響，而員工福利水平也屬于工作待遇范疇。因此，本文提出首個假設(shè)：

H1：中小企業(yè)員工福利水平在人口學(xué)變量上存在顯著差異。

H1a：中小企業(yè)員工福利水平在員工性別上存在顯著差異。

H1b：中小企業(yè)員工福利水平在員工年齡上存在顯著差異。

H1c：中小企業(yè)員工福利水平在員工的受教育程度上存在顯著差異。

2、中小企業(yè)員工福利水平與企業(yè)規(guī)模及所在地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平

不同地區(qū)和不同規(guī)模的中小企業(yè)，其員工的福利水平可能是有差異的。地區(qū)經(jīng)濟越發(fā)達(dá)、企業(yè)規(guī)模越大，經(jīng)營者的福利意識可能越強，企業(yè)受社會監(jiān)督的可能性越大，再加上有較強大的財力，中小企業(yè)就更有可能為其員工提供較好的員工福利。因此，提出以下假設(shè)：

H2：中小企業(yè)員工福利水平與企業(yè)規(guī)模存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

H3：中小企業(yè)員工福利水平與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

3、中小企業(yè)員工福利水平與非福利收入水平

中小企業(yè)員工的福利和非福利收入同屬工作待遇范疇，可能存在正相關(guān)關(guān)系。因為如果中小企業(yè)員工的非福利收入水平越高，說明其工作能力越強或地位較高，而這往往也是能決定員工相對福利水平的重要因素。因此，提出第四個假設(shè)：

H4：中小企業(yè)員工福利水平與非福利收入水平存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

4、中小企業(yè)員工福利水平與企業(yè)性質(zhì)

本文把中小企業(yè)的性質(zhì)分為國有中小企業(yè)和非國有中小企業(yè)兩類。一般認(rèn)為，國企改革之后，我國現(xiàn)存的國有中小企業(yè)在市場競爭中占有優(yōu)勢，經(jīng)營業(yè)績較好、福利意識較高、福利傳統(tǒng)根深蒂固，相比非國有中小企業(yè)而言往往帶有“高福利”色彩。因此，本文提出最后一個假設(shè)：

H5：中小企業(yè)員工福利水平因企業(yè)性質(zhì)的不同而存在顯著差異。

二、變量選取

本文以員工福利水平Y(jié)為因變量，并用員工享受的福利項目數(shù)來衡量員工福利水平。由于本文把員工福利劃分為20種福利項目（包括養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、工傷保險、失業(yè)保險、生育保險、法定住房公積金、交通補貼、通信補貼、膳食補貼、防暑降溫補貼、體檢補貼、帶薪假期、人壽保險、意外保險、補充醫(yī)療保險、補充養(yǎng)老保險、補充住房補貼、文體咨詢、機會性福利和其他），所以因變量Y的變化范圍為0≤Y≤20，Y越接近于20，福利水平越高。

自變量的選取如下：受教育年限X1，即員工所受正規(guī)教育的年數(shù)（不包括學(xué)前教育），其變化范圍為0≤X1；企業(yè)規(guī)模X2，用員工總數(shù)（為了便于調(diào)查研究，本文簡單以500人為界，將員工總數(shù)不多于500人的企業(yè)視為中小企業(yè)）表示，其變化范圍為0＜X2≤500；年度非福利總收入X3，代表了員工的非福利收入水平，單位為萬元人民幣，變化范圍為0＜X3；企業(yè)性質(zhì)X4，為虛擬變量，國有企業(yè)為1，其他為0；性別X5，為虛擬變量，男性員工為1，其他為0；工作地X6，即員工的工作所在地，為虛擬變量，經(jīng)濟發(fā)達(dá)省份（以人均GDP為經(jīng)濟發(fā)展水平的判定依據(jù)。根據(jù)四地統(tǒng)計局的統(tǒng)計公報，2010年度北京、江蘇的人均GDP為70251、52000RMB，湖北、安徽的人均GDP為 27615RMB、20611RMB）北京、江蘇為 1，其他（湖北、安徽）為 0；年齡 X7，即員工實際年齡（周歲），變化范圍16≤X7。

三、問卷設(shè)計與數(shù)據(jù)收集

關(guān)于問卷設(shè)計，本文首先以文獻(xiàn)資料和研究需要為基礎(chǔ)設(shè)計出初步的調(diào)查問卷。然后在小范圍內(nèi)預(yù)調(diào)查，參考被調(diào)查者的意見和建議并不斷修改，得出最終的調(diào)查問卷。調(diào)查問卷主要分為三部分：一是被調(diào)查者的背景資料。這部分包括被調(diào)查者的性別、年齡、工作地、受教育年限、企業(yè)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模和行業(yè)類別；二是員工福利水平。這部分包括所列20種福利項目的享受情況、年度非福利總收入、福利占總收入比例、法定福利占總福利比例和福利保險個人繳費占總繳費的比例；三是員工福利態(tài)度。這部分包括員工最滿意的和最不滿意的福利安排、目前福利的激勵效果、激勵作用最大的福利項目及意見或建議。

關(guān)于調(diào)查及樣本，具體情況如下：正式調(diào)查的時間為2010年7月至10月；調(diào)查區(qū)域為北京的主城區(qū)和順義區(qū)，江蘇省的南京、蘇州和徐州，湖北省的武漢、荊州和荊門，安徽省的合肥、淮北和宿州；以這些調(diào)查區(qū)域中的322家中小企業(yè)員工為調(diào)查對象。共發(fā)放問卷805份，回收有效問卷681份，有效回收率為84.60%。

四、構(gòu)建回歸模型

本文以Y為因變量，以X1—X7為自變量，建立如下回歸模型：Y=C+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7。

接著運用多元線性逐步回歸法，采用社會科學(xué)統(tǒng)計軟件（SPSS），對問卷調(diào)查所取得的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。SPSS軟件中的Stepwise逐步回歸法的主要思路：在全部自變量中按其對因變量的作用大小、顯著程度大小或者說貢獻(xiàn)大小，由大到小逐個引入回歸方程，而那些對因變量作用不顯著的變量則不會被引入回歸方程，最終形成最優(yōu)的回歸方程。

1、變量篩選

SPSS16.0軟件默認(rèn)的標(biāo)準(zhǔn)是：F統(tǒng)計量的概率小于或等于0.05就可以進(jìn)入回歸方程，如果F統(tǒng)計量的概率大于或等于0.1 就剔除該變量。變量篩選的結(jié)果：X1、X2、X3、X4、X5和 X6依次進(jìn)入回歸模型，X7年齡被剔除。

2、擬合優(yōu)度檢驗

對于多元線性回歸模型，一般都采用調(diào)整后的決定系數(shù)來判斷模型的擬合優(yōu)度。根據(jù)SPSS的運行結(jié)果，調(diào)整后的決定系數(shù)為0.610，說明其擬合程度尚可接受。

3、方程顯著性檢驗

由SPSS軟件的運行結(jié)果得知，模型的F值為178.041，置信度水平（Sig.）為0.000，遠(yuǎn)小于常用置信度水平0.05，這表明因變量與自變量之間存在很強的線性關(guān)系，認(rèn)為該回歸方程顯著，模型有效。

4、參數(shù)顯著性檢驗

如表1，模型中常數(shù)項和六個自變量的置信度水平（Sig.）依次 為 0.002、0.000、0.000、0.000、0.000、0.002、0.009，都遠(yuǎn)小于0.05，可以認(rèn)為常數(shù)項和這六個自變量非常顯著，變數(shù)系數(shù)均不為零。

表1 回歸分析結(jié)果

5、被排除變量的檢驗

在運用SPSS進(jìn)行回歸分析時發(fā)現(xiàn)，當(dāng)模型引入年齡變量X7時，模型的置信度水平（Sig.）遠(yuǎn)大于0.05，可以認(rèn)為此變量不顯著，變量的參數(shù)為零。因此，在利用stepwise方法為回歸模型選取自變量時，X7被系統(tǒng)剔除，無需在模型中再對其進(jìn)行分析。

6、共線性檢驗

依據(jù)檢驗標(biāo)準(zhǔn)，對于多元線性回歸模型，若多個維度的特種根（Eigenvalue）等于0，則可能存在共線性問題；若某個維度的條件指數(shù)（Condition Index）大于30，則可能存在共線性問題；若某自變量容忍度（Tolerance）小于0.1，則存在共線性問題；容忍度（VIF）的倒數(shù)越大，共線性問題越嚴(yán)重。根據(jù)表2和表1中的分析結(jié)果，本模型不存在共線性問題。

表2 共線性檢驗

7、回歸模型

由表1中的未標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)可知，C=-0.916、β1=0.541、β2=0.005、β3=0.105、β4=1.06、β5=-0.575、β6=0.536、β7=0，回歸模型為：Y=-0.916+0.541X1+0.005X2+0.105X3+1.06X4-0.575X5+0.536X6。

其中，Y代表員工福利水平，X1為受教育年限，X2為企業(yè)規(guī)模，X3為年度非福利總收入，X4為企業(yè)性質(zhì)，X5是性別，X6為工作地。

五、結(jié)論

第一，我國中小企業(yè)員工的受教育年限越長，福利水平越高，即假設(shè)1中的“中小企業(yè)員工福利水平在受教育程度上存在顯著差異”成立。根據(jù)β1=0.541可知，我國中小企業(yè)員工的受教育年限每增加兩年，福利水平提高約一個等級。第二，我國中小企業(yè)的規(guī)模越大、所在區(qū)域經(jīng)濟越發(fā)達(dá)，員工福利水平越高，即假設(shè)2和假設(shè)3成立。根據(jù)β2=0.005、β6=0.536可知，中小企業(yè)的規(guī)模每增加約200人，其員工的福利水平提高一個等級；位于經(jīng)濟發(fā)達(dá)區(qū)域的中小企業(yè)，其員工福利水平明顯高于經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)地區(qū)的中小企業(yè)。第三，我國中小企業(yè)員工的非福利總收入水平越高，福利水平越高，即假設(shè)4成立。根據(jù)β3=0.105可知，我國中小企業(yè)員工年度非福利總收入每提高10萬元，福利水平提高約一個等級。第四，本文支持假設(shè)5，認(rèn)為“中小企業(yè)員工福利水平因企業(yè)性質(zhì)的不同而存在顯著差異”。根據(jù)β4=1.06可知，在其他因素相同的情況下，國有中小企業(yè)的員工福利水平要高于非國有企業(yè)員工一個等級。第五，本文的研究支持假設(shè)1中的“中小企業(yè)員工福利水平在性別上存在顯著差異”，由β5=-0.575可知，在其他自變量相同的情況下，我國中小企業(yè)女性員工比男性員工的福利水平高出不到一個等級。另外，年齡變量在變量篩選時已被剔除，β7=0，即假設(shè)1中的“中小企業(yè)員工福利水平在年齡上存在顯著差異”不成立。

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