Психологическая диагностика лояльности персонала

À

Вопросы психологии

УДК 159.9.072.59

В.И. Доминяк

ПСИХОЛОГИЧЕСКАЯ ДИАГНОСТИКА ЛОЯЛЬНОСТИ ПЕРСОНАЛА

В связи с неоднозначной трактовкой понятия «лояльность персонала» и смежных с ним понятий (организационная лояльность, организационная приверженность, преданность, верность и т. п.), а также в связи с различными подходами к рассмотрению самого конструкта (поведенческий подход, установочный подход и т. д.) вопрос о психологической диагностике лояльности остается актуальным и однозначно неразрешенным. Не углубляясь в терминологические дискуссии и не затрагивая экспертную оценку и психосемантические методики, рассмотрим некоторые самооценочные методики диагностики лояльности персонала в рамках подхода к лояльности как к социально-психологической установке.

Одной из наиболее распространенных самооценочных методик является Опросник организационной лояльности (Organizational Commitment Questionnaire — OCQ) Л. Портера и его коллег [15]. В русскоязычном варианте существует несколько версий этой методики.

Известен перевод М.И. Магуры [4], один из вариантов перевода приведен в книге К.В. Хар-ского [7]. В связи с недостаточностью данных о валидности и надежности этих вариантов в 2003 году мы предложили собственный перевод опросника. За прошедшие семь лет по нашему варианту методики были накоплены данные. В таблице приведены средние, стандартные отклонения и коэффициенты надежности по внутренней согласованности (альфа Кронба-ха), полученные Mowday, Steers и Porter (MSP) на американской выборке (1979) и нами (ВД) на российской выборке в период с 2003 по 2010 год.

Л. Портер и его коллеги приводят следующие данные по внутренней согласованности методики OCQ: коэффициент альфа от 0,82 до 0,93; среднее 0,90; корреляции пунктов опросника с итоговым показателем от 0,36 до 0,72 и средней корреляцией 0,64; факторный анализ с помощью варимакс-вращения свидетельствует в пользу однофакторной структуры [14]. Для

Данные OCQ, полученные на американской и российской выборках

Показатель N Среднее Стандартное отклонение Альфа Кронбаха

MSP ВД MSP ВД MSP ВД MSP ВД

Сводные данные - 730 - 4,5 - 0,9 0,90* 0,88

Медицинские работники 382 349 5,1 4,6 1,18 0,86 0,88 0,89

Студенты факультетов менеджмента 59 66 6,1 4,4 0,64 0,78 - 0,82

Ученые и инженеры 119 40 4,4 4,0 0,98 0,94 0,84 0,70

Сервис (фотоуслуги) - 80 - 4,7 - 0,81 - 0,87

* По данным J.P. Meyer и др., 2002 (N = 3438) [14]. 122

Вопросы психологии

переведенного варианта коэффициент альфа от 0,70 до 0,89; среднее 0,88; корреляции пунктов опросника с итоговым показателем от 0,45 до 0,73 и средней корреляцией 0,61; факторный анализ с помощью варимакс-вращения также свидетельствует в пользу однофакторной структуры. Таким образом, переведенный вариант опросника обладает в целом высокой внутренней согласованностью.

Для оценки дискриминантной валидности устанавливались связи с общей удовлетворенностью работой как наиболее тесно связанным с лояльностью конструктом [15]. Так, коэффициенты корреляции OCQ с оценкой общей удовлетворенности работой оказались довольно высокими (r = 0,60, p < 0,01, n = 23; r = 0,62, p < 0,001, n = 236) и соответствующими данным, приводимым исследователями, использовавшими англоязычный вариант методики. Так, например, корреляции с общей удовлетворенностью работой составляют 0,63 [10]; 0,52—0,60 [11]; 0,52 [16]. Полученные результаты свидетельствуют в пользу приемлемого уровня дис-криминантной валидности.

Еще одна распространенная методика — Шкала организационной лояльности (Organizational Commitment Scale — OCS-93) принадлежит Дж. Мейеру и Н. Аллен [13]. Она основана на трехкомпонентной модели организационной лояльности [12]. В соответствии с моделью авторы выделяют три подхода к лояльности, позволяющие объяснить природу связи между работником и организацией, снижающей вероятность добровольного ухода сотрудника из организации: эмоциональную привязанность к организации; осознание затрат, связанных с уходом из организации, и ощущение обязательств перед организацией. Для обозначения компонентов модели авторы использовали термины «аффективная лояльность», «продолженная лояльность» и «нормативная лояльность». Таким образом, субшкала аффективной (эмоциональной) лояльности (Affective Commitment Scale—ACS) измеряет степень идентификации, вовлеченности и эмоциональной привязанности работника к организации; субшкала продолженной лояльности (Continuous Commitment Scale — CCS) — степень осознания работником того, как затраты, ассоциирующиеся с уходом из организации, связывают его с организацией;

субшкала нормативной лояльности (Normative Commitment Scale — NCS) — степень ощущения работником обязательств перед организацией. При этом утверждается, что аффективная, продолженная и нормативная лояльность — это именно компоненты организационной лояльности, а не отдельные ее типы, и они могут рассматриваться в терминах профиля лояльности. Соответственно измерения каждого компонента являются независимыми и относительно не связаны друг с другом [9, 14].

Как уже упоминалось, в 2003 году нами был предложен собственный перевод методики на русский язык. Опросник был опробован на выборке, состоящей из 277 работников промышленности Санкт-Петербурга. Несмотря на недостаточную репрезентативность выборки, мы считаем полученные данные важными. Анализ надежности по внутренней согласованности показал, что согласованной можно считать только шкалу нормативной лояльности (альфа Кронбаха = 0,80 {0,73}). Удовлетворительный показатель получен для шкалы аффективной лояльности (альфа Кронбаха = 0,72 {0,85}) и неудовлетворительный — по шкале продолженной лояльности (альфа Кронбаха = 0,55 {0,79}). В фигурных скобках даны значения коэффициента Кронбаха, приведенные авторами методики [8]. Коэффициент Кронбаха для продолженной шкалы оказался существенно ниже приводимого авторами, однако даже несколько выше полученного Е.В. Доценко, использовавшим собственный перевод опросника [3]. Это позволяет нам предполагать, что несогласованность шкалы связана не с неточным переводом, а с особенностями восприятия вопросов шкалы российскими респондентами. Таким образом, шкала продолженной лояльности требует доработки и, возможно, разделения на субшкалы, связанные с возможными потерями и оценкой альтернатив; в существующем виде использовать ее не рекомендуется.

Несмотря на то что, по мнению авторов концепции, компоненты модели нельзя смешивать (например, N.J. Allen, J.P. Meyer, 2000 [9]; J.P. Meyer и др., 2002 [14]), мы проверили согласованность опросника в целом. Выяснилось, что значение коэффициента Кронбаха для всей шкалы превышает значения коэффициентов для шкал по отдельности и равно

^Научно-технические ведомости СПбГПУ 2' 2010. Гуманитарные и общественные науки

0,84. Коэффициент корреляции между частями теста был равен 0,86. Причем части теста составлялись случайным образом и включали в себя одинаковое количество вопросов из разных шкал. Факторный анализ в целом позволил выделить три фактора, относящиеся к модели, однако максимально нагруженным остается нормативный фактор, в то время как аффективный и продолженный выделяются не столь явно (три и два утверждения соответственно) и их собственные значения существенно ниже. Все шкалы опросника статистически значимо связаны между собой. Авторы методики приводят следующие значения коэффицентов корреляции: аффективная шкала связана с нормативной (0,63) и практически не связана с продолженной (0,05). Нормативная шкала имеет слабую связь с продолженной (0,18) [14]. Оказалось, что значение коэффициента корреляции между аффективной и нормативной шкалами (0,65; р < 0,001) сопоставимо со значением, приводимым авторами. Корреляции продолженной шкалы с аффективной (0,45; р < 0,001) и нормативной (0,55; р < 0,001) противоречат авторской концепции. Сохраняется только тенденция — продолженная шкала связана с нормативной сильнее, чем с аффективной. Также были обнаружены взаимосвязи аффективной (г = 0,70; р < 0,001), продолженной (г = 0,44; р < 0.01) и нормативной лояльности (г = 0,56; р < 0,001) с OCQ, что частично противоречит данным, приводимым авторами (для аффективной шкалы коэффициенты корреляции от 0,71 до 0,89; для продолженной — от —0,11 до 0,23; для нормативной — от 0,34 до 0,54) [8, 14]. Таким образом, в предложенном варианте возникают определенные сложности с выделением трехкомпонентной структуры, особенно с определением продолженной лояльности.

Для измерения лояльности используется также методика, разработанная Л.Г. Почебут и О.В. Королевой [5, 6] с применением шкалы Л. Терстоуна. Ранее такой опыт приводил к весьма противоречивым результатам. Оценка внутренней согласованности методики, проведенная нами, также показала неудовлетворительные результаты [2]. Мы решили повторить исследование методики в 2010 году. В нем приняли участие 54 человека (случайная выборка) из различных организаций и сфер деятельности.

Коэффициент внутренней согласованности Кронбаха оказался равен 0,38, что явно недостаточно для принятия решения о согласованности опросника. Надежность методом частей теста 0,49, корреляции вопросов с итоговым значением распределились от 0,05 до 0,50, средняя корреляция 0,30; средняя корреляция между пунктами опросника 0,03. Обнаруженные взаимосвязи итогового показателя лояльности с OCQ (г = -0,46; р < 0,001) и аффективной лояльностью (г = -0,51; р < 0,01) позволяют утверждать, что методика измеряет не лояльность, а скорее нелояльность. Учитывая, что статистически значимые связи с продолженной и нормативной лояльностью по OCS-93 не обнаружены, а обнаруженные связи сильные, можно предположить, что методика измеряет другой конструкт. Мы предположили, что этим конструктом может быть отношение работников к различным организационным процессам вообще (а не к конкретной организации). Факторный анализ позволил выделить четыре фактора: собственные интересы в организации, отношение организации к работникам, процесс руководства, условия труда и политика организации. Обнаружены взаимосвязи OCQ с фактором «собственные интересы» (г = -0,28; р < 0,05), фактором «отношение к работникам» (г = -0,43; р < 0,01) и фактором «условия труда и политика» (г = -0,36; р < 0,01). Статистически значимых взаимосвязей с фактором «процесс руководства» не обнаружено. Взаимосвязи факторов с показателями трехкомпонентной модели лояльности были обнаружены только для аффективной лояльности с факторами «отношение к работникам» (г = -0,38; р < 0,05) и «условия труда и политика» (г = -0,38; р < 0,05). Таким образом, можно утверждать, что методика, разработанная Л.Г. Почебут и О.В. Королевой, измеряет не лояльность, а отношение работника к различным организационным процессам. Это отношение в ряде случаев является коррелятом лояльности.

Рассмотрим методику, используемую для измерения лояльности, разработанную Е.С. Вы-говской [1] на основании интерпретации смысла пословиц. В нашем исследовании методики «Пословицы» приняли участие 70 респондентов (случайная выборка). Надежность по внутренней согласованности (альфа Кронбаха) составила

I

Вопросы психологии

0.76, надежность методом частей теста — 0,59, корреляции пунктов опросника с итоговым показателем — от 0,02 до 0,74, средняя корреляция — 0,41. Результаты позволяют, с одной стороны, констатировать приемлемый уровень внутренней согласованности, с другой — предположить возможность исключения ряда утверждений в связи с существенным разбросом значений корреляций утверждений с итоговым значением. Была обнаружена взаимосвязь показателя лояльности по методике «Пословицы» с OCQ (г = 0,60; р < 0,001), аффективной лояльностью (г = 0,55; р < 0,001) и нормативной лояльностью (г = 0,42; р < 0,001). В то же время статистически значимых связей показателя лояльности по данной методике с продолженной лояльностью и с показателем лояльности по методике Л.Г. Почебут и О.В. Королевой, а также с выделенными факторами отношения к организационным процессам не обнаружено. Факторный анализ позволил выделить два устойчивых фактора: фактор лояльности (позитивного или оптимистичного отношения) и фактор нелояльности (негативного или пессимистичного отношения).

Путем исключения утверждений с низкими и плохо дифференцирующими факторными нагрузками мы получили сокращенный вариант методики, включающий 28 пословиц и содержащий соответственно субшкалы лояльности (7 пословиц — 9, 10, 13, 16, 25, 26, 37) и нелояльности (21 пословица — 5, 6, 8, 11, 12, 14, 15, 17-19, 20, 22, 29, 31, 36, 38, 40-44). Для шкалы лояльности коэффициент альфа Кронбаха составил 0,71, надежность методом частей теста — 0,68, средняя корреляция между пунктами — 0,27; для шкалы нелояльности — соответственно 0,92; 0,90 и 0,36. Согласованность шкалы в целом 0,86, надежность методом частей теста 0,85. Показатель OCQ оказался связанным со шкалой лояльности (г = 0,40; р < 0,001), шкалой нелояльности (г = —0,54; р < 0,001) и итоговым показателем лояльности, определяемым как разница между субшкалами (г = 0,59; р < 0,001). Показатель аффективной лояльности по Дж. Мейеру и Н. Аллен оказался связан со

шкалой лояльности (г = 0,62; р < 0,001), шкалой нелояльности (г = 0,43; р < 0,01) и итоговым показателем (г = 0,63; р < 0,001), так же как показатель нормативной лояльности — соответственно г = 0,47, р < 0,001; г = —0,32, р < 0,05; г = 0,48, р < 0,001. Продолженная лояльность оказалась связанной с субшкалой лояльности (г = 0,49; р < 0,01) и итоговым показателем (г = 0,41; р < 0,01). Статистически значимой связи между продолженной лояльностью и субшкалой нелояльности не установлено. Статистически значимых взаимосвязей выделенных субшкал и итогового показателя с показателем лояльности по методике Л.Г. Почебут и О.В. Королевой и с выделенными факторами также не обнаружено. Таким образом, нам удалось сократить методику «Пословицы» без существенной потери надежности до 28 утверждений, что значительно облегчает процедуру заполнения. Учитывая больший вес и объем фактора нелояльности, можно утверждать, что методика Е.С. Выговской «Пословицы» измеряет скорее нелояльность, чем лояльность. При этом нелояльность представляет собой нижнюю часть континуума организационной лояльности [2].

Таким образом, из четырех рассмотренных методик наибольший интерес вызывают методики OCQ и «Пословицы», которые обладают высокими показателями внутренней согласованности. Перевод методики OCS-93 Дж. Мейера и Н. Аллен требует доработки и дополнительных исследований. Вызывает вопросы и интерпретация продолженной лояльности, а также разделение аффективной и нормативной лояльности. Методика Л.Г. Почебут и О.В. Королевой может оказаться полезной для изучения отношения работников к различным аспектам организационной политики. Вопрос о том, что же методики измеряют, будет оставаться открытым до тех пор, пока исследователи не придут к единому пониманию конструкта лояльности вообще и лояльности персонала в частности, выводя из рабочих определений все предпосылки и последствия и оставляя только аспекты, связанные с самим конструктом.

4

Научно-технические ведомости СПбГПУ 2' 2G1G. Гуманитарные и общественные науки

СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ

1. Выговская, Е.С. Взаимосвязь личностных черт сотрудника и уровня лояльности к организации [Текст]: дипломная работа / Е.С. Выговская. - СПб.: Изд-во СПбГУ, 2005. - 84 с.

2. Доминяк, В.И. Организационная лояльность: модель реализации ожиданий работника от своей организации [Текст]: дис. ... канд. психол. наук. СПб.: Изд-во СПбГУ, 2006. - 281 с.

3. Доценко, Е.В. Измерение приверженности персонала компании с помощью опросной методики [Текст] / Е.В. Доценко; Ин-т практической психологии ИМАТОН. - Мат. IV Всерос. науч.-практ. конф. «Психология бизнеса: управление персоналом в государственных организациях и коммерческих структурах». Ч. 2. - СПб.: ГП «ИМАТОН», 2001.

4. Магура, М.И. Современные персонал-технологии [Текст] / М.И. Магура, М.Б. Курбатова // Управление персоналом. - 2001. - № 6. - С. 45-50.

5. Почебут, Л.Г. Организационная социальная психология [Текст]: учеб. пособие / Л.Г. Почебут, В.А. Чикер. - СПб.: Речь, 2000. - 298 с.

6. Почебут, Л.Г. Оценка лояльности сотрудника к организации [Текст]: практикум по психологии менеджмента и профессиональной деятельности / Л.Г. Почебут; под ред. Г.С. Никифорова, М.А. Дмитриевой, В.М. Снеткова. - СПб.: Речь, 2001. - С. 283-287.

7. Харский, К.В. Благонадежность и лояльность персонала [Текст] / К.В. Харский. - СПб.: Питер, 2003. - 496 с.

8. Allen, N.J. Affective, Continuance and Normative Commitment to the Organization: аn Examination of Construct Validity [Text] / N.J. Allen, J.P. Meyer // J. of Vocational Behavior. - 1996. - Vol. 49. - С. 252-276.

9. Allen N.J. Construct Validation in Organizational Behavior Research: The Case of Organizational

Commitment [Text] I N.J. Allen, J.P. Meyer II Problems and Solutions in human assessment. — Norwell, MA: Kluwer Academic Publishers, 2000 (материалы предоставлены автором).

10. Bateman, T.S. A longitudinal analysis of the antecedents of organizational commitment [Text] I T.S. Bateman, S. Strasser II Academy of Management J. — 1984. — Vol. 27. - С. 95-112.

11. Chan, D. Method Effects of Positive Affectivity, Negative Affectivity, and Impression Management in Self-Reports of Work Attitudes [Text] I D. Chan II Human Performance. - 2001. - Vol. 14. - С. 77-96.

12. Meyer, J.P. A three-component conceptualization of organizational commitment [Text] I J.P. Meyer, N.J. Allen II Human Resource Management Review. -1991. - Vol. 1. - С. 61-89.

13. Meyer, J.P. Commitment to Organizations and Occupations: Extension and Test of a Three-Component Conceptualization [Text] I J.P. Meyer, N.J. Allen, C.A. Smith II J. of Applied Psychology. - 1993. -Vol. 78. - С. 538-551.

14. Meyer, J.P. Affective, Continuance, and Normative Commitment to the Organization: A Meta-analysis of Antecedents, Correlates and Consequences [Text] I J.P. Meyer, D.J. Stanley, L. Herscovitch, L. Topol-nytsky II J. of Vocational Behavior. - 2002. - Vol. 61. -C. 20-52.

15. Mowday, R.T. Employee-organization linkages [Text] I R.T. Mowday, L.W. Porter, R.M. Steers. - N. Y.: Academic Press, 1982. - С. 219-229.

16. Walumbwa, F.O. The role of collective ef cacy in the relations between transformational leadership and work outcomes [Text] I F.O. Walumbwa, P. Wang, J.J. Lawler, K. Shi II J. of Occupational and Organizational Psychology. - 2004. - Vol. 77. - P. 515-530.

УДК 159.9

В.В. Казанков, О.В. Гуменюк

ПРИНЯТИЕ РЕШЕНИЯ КАК СИСТЕМНОЕ ОСНОВАНИЕ ПСИХОЛОГИЧЕСКОЙ УСТОЙЧИВОСТИ

В данной статье предпринята попытка рассмотреть процесс принятия решения субъектом деятельности как системное коммуникативно-интеллектуальное основание психологической устойчивости.

Под психологической устойчивостью мы понимаем способность субъекта деятельности сохранять свою работоспособность в границах нормы устойчивости независимо от воздействующих факторов среды. Норма устойчивости - это