企业管理论文哪里有？笔者认为平衡制度首先应该是企业和员工所拥有的共享信念，具有自我实现和自我维系系统，可以有效地识别作为参与人的组织个体及员工个体将注意力放在工作与家庭之间的和谐、平衡关系，并促使他们采取实际行动来帮助员工平等地参与工作-家庭活动，在两个平台中同时获得同样的心理满足感和幸福感。
绪论
0.4 创新点
（1）在研究内容和理论架构方面，将离职倾向的影响要素亲属责任变量进行了细化，同时加入了个人重心作为调节变量。目前国内外在亲属责任对离职倾向影响的研究方面仅有初步结论，本研究深入探索了亲属责任中父母责任、配偶责任和子女责任三个维度对离职倾向的研究，进一步细化了亲属责任对离职倾向的影响要素。具备双重角色的企业员工对于不同角色的倾向不同，其对工作家庭的偏向性也不同。本研究加入了个人重心这一调节变量，尝试研究个人重心的不同对离职倾向的影响，以及其在亲属责任和离职倾向之间的调节作用，丰富了工作家庭冲突下企业员工不同选择对离职倾向影响的研究结论。
（2）在实证分析应用的数据上，选用了现成的成熟数据源。本研究基于 2015年和 2017 年中国综合社会调查（Chinese General Social Survey，CGSS）的数据，该数据库系统、全面地收集了社会、社区、家庭、个人多个层次的数据，调查方式规范，从中析出研究所需指标和数据，在大样本的数据背景下，相对而言信度和效度更高，也更有广泛的借鉴意义。
3.研究设计与方法
3.1 研究模型与变量界定
3.1.1 研究模型
在具备了研究变量综述和相关的理论基础后，建立了三个变量间的研究模型。其中亲属责任为自变量，其中包括配偶责任、父母责任以及子女责任两个细分变量；离职倾向为因变量；个人重心为调节变量，主要分为家庭偏向型和工作偏向型两种重心。
本文首先要验证的是自变量亲属责任对离职倾向的影响，以及进一步探索亲属责任的细分变量和离职倾向之间的关系。其次将个人重心作为单独的变量，尝试探索个人重心对离职倾向的影响，据此基于两种不同偏向来交叉验证亲属责任对离职倾向影响的逻辑关系。最后将个人重心作为调节变量，探讨其是否在自变量亲属责任与因变量离职倾向之间产生显著的调节作用，并研究其中调节的效应。
结合各变量的定义及理论模型，本研究对于离职倾向、亲属责任以及个人重心做如下界定：
员工离职倾向是指员工在特定组织工作一段时间后，组织已经失去了对员工的吸引力，经过一番考虑，员工选择离开组织的意图。
亲属责任指的是雇员对于直系亲属的责任的承担程度。在过往研究中对于亲属责任大多指的是与员工个人共同居住的直系亲属们，但随着社会的发展，在目前这个时代与员工共同居住的已经不包括兄弟姐妹或叔舅姑姨等旁系，同时随着社会观念的改变，每个人需要承担的责任也大多针对父母配偶和子女。因此本文将亲属责任划分为父母责任、配偶责任以及子女责任三个维度来研究。
个人重心是指企业员工在工作和家庭之间有冲突的情况下，更倾向于选择家庭还是选择工作。
4.实证分析
4.1 数据来源
本文使用了中国综合社会调查（CGSS）2015及2017年度调查数据中的已婚的企业员工样本，通过清理无效数据，共1034个有效样本。在问卷中对于亲属责任变量，主要截取A部分（核心模块）、C部分（EASS模块）的部分题项进行测量，对于离职倾向和个人重心则采用D部分（ISSP模块）的部分题项进行测量（详见附录）。
为了验证本文所截取题项的信息量是否可以有效地提取出来，进一步解释本文所选取的量表和需要测量的变量结果适用性，本文通过效度分析的方式进行验证，为后续的数据分析提供有效性前提。
一般而言检验问卷效度通常会采用因子分析中的主成分分析法，通过因子载荷的大小判断有效性，在做因子载荷操作前需要先进行Bartlett球形检验和KMO检验。其中Bartlett球形检验是为了检测相关系数矩阵是否为单位矩阵，若Bartlett球形检验统计结果较大，且p<0.01，则零假设不成立，相关系数矩阵非单位矩阵，可以进行因子分析；反之则零假设成立，无法做因子分析。KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)值是用来比较因素之间简单相关和偏相关的系数，取值范围在0-1之间。当KMO>0.9时，表示该量表非常符合做因子分析的条件；当0.8<KMO<0.9时，适合做因子分析；当0.7<KMO<0.8时，一般适合做因子分析；当0.6<KMO<0.7时，不太适合做因子分析；当KMO<0.5时，完全不适合做因子分析。
4.2 数据组合的信度与效度分析
4.2.1 信度分析
为了验证从 CGSS 社会调查问卷中所截取的问项对于本文所探索的各变量测量是否可信，本文通过信度分析的方式进行验证，根据最终结果来反映所选取量表的可靠性和一致性。
对信度的检验一般采用内在信度的测量方式，通过判断 Cronbach’s α 值来衡量其一致性。当 α>0.9 时，量表具有高度一致性，非常可信；当 0.8<α≤0.9 时，量表的一致性良好，信度处于可信范围；当 0.7<α≤0.8 时，量表信度偏低，但一致性处于勉强可接受范围；当 α<0.7 时，量表的一致性过低，较为不可信，需要修改调整。
从表4-1中看出，自变量的三个维度基于可靠性分析的Crobach's Alpha值以及基于标准化项的Cronbach's Alpha值均大于0.8，量表具有一致性，较为可信。测量自变量亲属责任共9个题项，从“可靠性统计”的计量结果中更可以得到自变量亲属责任Crobach's Alpha值为0.851，而基于标准化项的Cronbach's Alpha值为0.821，处于可信范围内，故分析的数据具有内在一致性，可靠性较强。测量调节变量个人重心共3个题项，从“可靠性统计”的计量结果中更可以得到调节变量个人重心的Crobach's Alpha值为0.761，而基于标准化项的Cronbach's Alpha值为0.853，处于可信范围内，故分析的数据具有内在一致性，可靠性较强。测量因变量离职倾向共3个题项，从“可靠性统计”的计量结果中更可以得到因变量离职倾向的Crobach's Alpha值为0.829，而基于标准化项的Cronbach's Alpha值为0.833，处于可信范围内，故分析的数据具有内在一致性，可靠性较强。
5. 结果分析与讨论
5.1 研究结论
结合实证分析对所提假设的探索，可以有效地验证部分假设。主要结论为：亲属责任对离职倾向有显著负影响；配偶责任对离职倾向有显著负影响；父母责任对离职倾向有显著负影响；工作偏向型员工离职倾向越高；家庭偏向型员工离职倾向越低，同时验证了个人重心在亲属责任和离职倾向之间的调节效应（见表 5-1）。
根据表 4-8，亲属责任对离职倾向存在显著负影响，也就是说企业员工对于亲属所担负的责任越重，则其越不容易离职，反之亦然。该结论与大多数学者对于该变量对离职倾向的影响结论是一致的，这揭示了目前的工作环境下，企业员工家庭及其工作并不是两个互不干涉的领域，彼此之间有重要影响。在这种影响中，本研究发现亲属责任中的配偶责任与父母责任对离职倾向的负向影响程度更高，该结论说明了对于目前的企业员工，个人对于本应承担责任的亲属在家庭方面的责任分担能力对自身对工作以及家庭平衡的重要程度是很高的，为了家庭稳定，员工会主动规避风险，这种规避的结果就是影响员工离职，责任越重，越怕承担风险，就越不愿意离职。本研究同时发现，子女责任对离职倾向的影响不显著，但与配偶责任和父母责任具有相关性。因此本文猜想，在目前最普遍的“1+2+4 型”家庭结构（夫妻双方均为独生子女且仅生 1 个小孩，因此整个家庭包括 1 个小孩，2 个大人，4 个老人的家庭）中，配偶和父母都会在一定程度上替企业员工分担部分子女带来的责任压力。同时由于对子女的养育是较为复杂的事情，企业员工一方面会期待通过离职得到更高的收入来对子女进行投入，另一方面又会规避离职所带来的风险，所以子女责任对企业员工的离职倾向影响相互抵消，并不显著。
参考文献（略）
