«Организационная лояльность: модель реализации ожиданий работника от своей организации ...»

Помимо опросника OCS-93, в соответствии с выдвинутыми гипотезами, в исследование были включены: разработанная нами анкета отношения к организации (Приложение 9) и опросник удовлетворенности работой, который использовался на предыдущем этапе исследования (Приложение 7). В анкету были включены три графические шкалы отношения к организации в соответствии с трехкомпонентной моделью лояльности (шкала привязанности к организации – эмоциональная составляющая, шкала выгоды от работы в организации – продолженная (расчетная) составляющая и шкала обязательств по отношению к организации – нормативная составляющая); вопрос о времени, затрачиваемом на организацию; вопрос о намерении уйти из организации;

вопросы о степени заботы организации о своих сотрудниках, о справедливости организации по отношению к своим сотрудникам и о степени удовлетворенности членов семьи сотрудника его работой.

Были получены следующие результаты.

Надежность по внутренней согласованности Для определения возможности использования опросника был проведен анализ надежности по внутренней согласованности. С этой целью были рассчитаны следующие показатели:

Коэффициент альфа Кронбаха;

Коэффициент надежности методом расщепления;

Коэффициент корреляции между частями теста;

Средняя корреляция между вопросами;

Разброс коэффициентов корреляции между вопросами и итоговым Среднее значение корреляции между вопросами и итоговым Значения показателей для аффективной (АЛ), продолженной (ПЛ) и нормативной (НЛ) шкал приведены в Приложении 11 (таблица П11.1).

Полученные цифры позволяют нам утверждать, что наихудшими показателями надежности обладает шкала продолженной лояльности.

Шкалы с такими значениями коэффициентов использовать не рекомендуется (Анастази, 1982; Allen, Meyer, 1996). Коэффициент Кронбаха для продолженной шкалы оказался существенно ниже приводимого авторами, однако, даже несколько выше полученного Е. Доценко. Это позволяет нам предполагать, что несогласованность шкалы связана не с неточным переводом, а с особенностями восприятия вопросов шкалы российскими респондентами. Так, например, не связаны между собой вопросы "Мне кажется, что у меня слишком мало вариантов трудоустройства, чтобы рассматривать возможность ухода из этой организации" и "Мне было бы трудно уйти из этой организации прямо сейчас, даже если бы я этого хотел". Это подтверждается и большим разбросом коэффициентов корреляции между вопросами и итоговым значением.

Наилучшими показателями с точки зрения надежности обладает шкала нормативной лояльности. Значение коэффициента Кронбаха даже превышает приводимые как автором методики, так и Е. Доценко.

На границе допустимого находятся значения коэффициентов для шкалы аффективной лояльности, при этом они ниже приводимых другими исследователями. Это может быть связано как с особенностями перевода, так и с особенностями выборки.

Несмотря на то, что авторы концепции считают, что компоненты модели нельзя смешивать (например, Allen, Meyer, 2000; Meyer и др., 2002), мы проверили согласованность опросника в целом. Оказалось, что коэффициентов для шкал по отдельности и составляет 0.84. Коэффициент корреляции между частями теста составил 0.86. Причем, части теста составлялись случайным образом и включали в себя равное количество вопросов из разных шкал.

Таким образом, с точки зрения внутренней согласованности, применять шкалу продолженной лояльности не рекомендуется. Данный конструкт требует дополнительных исследований в российских условиях.

Аффективную и нормативную шкалы можно считать согласованными.

Лучшие показатели согласованности получил опросник в целом.

Факторный анализ не позволил выделить устойчивую факторную структуру. Учитывая результаты анализа согласованности шкалы в целом, можно предположить, что опросник измеряет не три отдельных компонента, а один конструкт.

Анализ связей субшкал опросника OCS-93 между собой Коэффициенты корреляции шкал опросника между собой приведены в Приложении 11 (таблица П11.2). Оказалось, что все шкалы статистически значимо связаны между собой. При этом значение коэффициента корреляции между аффективной и нормативной шкалами сопоставимо со значением, приводимым автором. Корреляции продолженной шкалы с аффективной и нормативной опровергают выдвинутую гипотезу.

Сохраняется только тенденция – продолженная шкала связана с нормативной сильнее, чем с аффективной. Также были получены высокие коэффициенты корреляции аффективной (0.83), продолженной (0.77) и нормативной (0.89) шкал с общей шкалой опросника. Полученные результаты подтверждают предположение об одномерности измеряемого конструкта.

Связь субшкал опросника OCS-93 с контрольными переменными Результаты корреляционного анализа субшкал опросника OCS-93 и контрольных переменных, измеренных в метрической шкале приведены в Приложении 11 (таблица П11.3). Удовлетворенность работой статистически значимо связана со всеми шкалами опросника и общей шкалой. Максимальная связь наблюдается с нормативной лояльностью и общей шкалой, минимальная - с продолженной шкалой. Аналогично располагаются коэффициенты корреляции для оценки заботы организации о своих сотрудниках. Похожая картина наблюдается для оценки справедливости организации по отношению к своим сотрудникам, за исключением статистически значимой связи с продолженной шкалой.

Такие результаты говорят о сложности дифференциации шкал. Меньшая сила связей, по сравнению с приводимыми автором значениями, может объясняться нивелированием шкал (повышение коэффициента для продолженной шкалы, снижение для нормативной и аффективной).

Все шкалы опросника и общая шкала статистически значимо связаны со всеми самооценками (привязанности, выгод и обязательств), а также с оценкой удовлетворенности членов семьи работой сотрудника.

Максимальная сила связи наблюдается у аффективной шкалы и самооценки привязанности к организации. Это говорит о том, что аффективная шкала действительно измеряет эмоциональную составляющую. Аналогичный вывод можно сделать и относительно общей шкалы. Результаты также говорят о плохой дифференцируемости шкал.

Для параметров, измеренных в порядковой шкале, применялся анализ ранговой корреляции Спирмена. Результаты анализа показали, что самооценка затрат времени статистически значимо не связана ни с одной субшкалой OCS-93. Таким образом, наша гипотеза о дополнительных временных затратах не подтвердилась. Это может объясняться тем, что переработка сверх положенного времени является лишь общепринятой формой демонстрации лояльности, однако не говорит об отношении сотрудника к организации. С нашей точки зрения, мы, таким образом, получили дополнительный аргумент в пользу рассмотрения именно установочной модели лояльности в противовес поведенческой. Можно демонстрировать модели лояльного поведения, не будучи действительно лояльным. В то же время действительно лояльный сотрудник будет заботиться об организации, даже если его поведение иногда будет не вписываться в общепринятые представления о лояльном поведении.

Намерение покинуть организацию отрицательно связано со всеми субшкалами OCS. Значения коэффициентов корреляции и уровней значимости приведены в Приложении 11 (таблица П11.4). Значения коэффициентов корреляции близки к приводимым автором методики.

Также обнаружена статистически значимая отрицательная связь общей шкалы с намерением покинуть организацию. Это косвенно подтверждает, что субшкалы и методика в целом измеряют организационную лояльность.

Намерение сменить род занятий отрицательно связано с аффективной и нормативной лояльностью, а также общей шкалой. Значения коэффициентов корреляции и уровней значимости приведены в Приложении 11 (таблица П11.5). Учитывая меньшую величину коэффициентов корреляции по сравнению с намерением оставить организацию, можно говорить о том, что опросник OCS-93 измеряет именно организационную лояльность, а не лояльность к профессии.

Таким образом, мы можем говорить о том, что субшкалы опросника OCS-93 имеют отношение к измерению организационной лояльности, однако четко выделить ее компоненты в соответствии с трехкомпонентной моделью нам не удалось.

Анализ связей пунктов субшкал опросника OCS-93 и Для проверки возможности использования опросника OCS-93 для измерения отношения к организации был проведен корреляционный анализ между пунктами субшкал опросника и соответствующими самооценками. Результаты корреляционного анализа приведены в Приложении 11 (таблицы П11.6, П11.7 и П11.8).

В целом можно сказать, что шкала аффективной лояльности измеряет привязанность к организации (за исключением вопроса 7); шкала продолженной лояльности справляется со своей задачей лишь частично – вопросы 2, 11 и 14 не связаны с восприятием выгоды (это может объясняться наличием еще одного параметра, второй части шкалы продолженной лояльности – отсутствие возможных альтернатив или страх не найти работу – самооценку по которому мы не измеряли). В то же время вопрос 5 в большей степени относится к шкалам привязанности и обязательств.

Шкала нормативной лояльности в целом соответствует своему предназначению, т.к. все вопросы статистически значимо коррелируют с самооценкой обязательств.

Однако необходимо отметить, что почти все вопросы опросника имеют статистически значимые связи не только с самооценкой по своей шкале, но дифференцировать компоненты модели в таком варианте опросника.

Следовательно, мы можем утверждать, что вопросы OCS-93 в целом направлены на измерение лояльности, включая такие ее компоненты как привязанность, выгода и обязательства, однако дифференцировать компоненты модели субшкалы опросника не в состоянии.

Таким образом, опросник OCS-93 для измерения организационной лояльности можно применять ограниченно: шкалу продолженной лояльности предпочтительно не использовать из-за ее низкой согласованности. Также нужно учитывать плохую дифференцируемость шкал, которая говорит о несоответствии в таком виде опросника трехкомпонентной модели лояльности. Необходимо проведение дополнительных исследований для адаптации опросника к российским условиям. В связи с этим нами было принято решение об исключении опросника OCS-93 из дальнейшего рассмотрения.

На основании изложенного мы можем утверждать, что в качестве основного инструмента измерения организационной лояльности в нашем исследовании должна использоваться методика OCQ.

1. Наиболее адекватной предлагаемой концепции организационной лояльности, а также наиболее надежной и валидной методикой в организационной лояльности (OCQ) по модели Портера. Именно она и была выбрана в качестве инструмента измерения организационной лояльности в настоящем исследовании. В связи с достаточной прозрачностью методики рекомендован анонимный способ ее применения.

2. Опросник Мейера-Аллен для измерения организационной лояльности можно применять ограниченно: шкалу продолженной лояльности предпочтительно не использовать из-за ее низкой согласованности.

Также нужно учитывать плохую дифференцируемость шкал, которая говорит о несоответствии в таком виде опросника трехкомпонентной модели лояльности. Необходимо проведение дополнительных исследований для адаптации опросника к российским условиям.

ГЛАВА 4. РЕЗУЛЬТАТЫ ИССЛЕДОВАНИЯ ОРГАНИЗАЦИОННОЙ

ЛОЯЛЬНОСТИ В СООТВЕТСТВИИ С МОДЕЛЬЮ РЕАЛИЗАЦИИ

ОЖИДАНИЙ

В этой главе представлено описание предложенной нами модели развития лояльности, а также результаты исследования модели, количественного анализа, анализа значимых различий, а также корреляционного и регрессионного анализа.

4.1. Модель развития организационной лояльности Мы подходим к процессу развития лояльности, рассматривая его с точки зрения развития систем. В теории развития систем давно используется так называемая S-образная кривая: любая система проходит несколько этапов своего развития (см. рис. 4.1) (Саламатов, 1996; Альтшуллер, 1979; Петров, 2002).

Рис. 4.1. Кривая развития системы (P – параметр системы, t – время) Первый этап – этап медленного развития (становления), второй этап – этап интенсивного роста. На третьем этапе происходит стабилизация, четвертый этап – стадия "умирания".

Аналогичная схема применяется при описании развития не технических систем, например, жизненного цикла товара (Котлер, 2003) или организации (Базаров, Еремин, 2002; Емельянов, Поварницына, 2002).

Применим, с нашей точки зрения, описанный закон и к системе отношений человека и организации. В качестве параметра P будем рассматривать лояльность работника по отношению к организации.

До поступления на работу в организацию потенциальный работник сначала не владеет информацией об организации или владеет в минимальном объеме (некая нулевая точка). В процессе формирования решения о поступлении на работу он накапливает знания об организации, условиях работы, предполагаемой компенсации и т. п. На основе этих знаний с учетом его предыдущего опыта, его картины мира, при участии воображения формируется идеальная картина ожиданий от организации.

Лояльность потенциального работника, которую можно также назвать потенциальной или предварительной, к организации растет (предположительно по S-образной кривой). На стадии стабилизации он «входит» в организацию. С момента входа эта лояльность начинает снижаться за счет расхождений между идеальной картиной ожиданий и восприятием им реальной картины организационной жизни. В идеальном случае расхождений не будет, тогда снижения потенциальной лояльности не произойдет.

Мы, в данном случае, говорим о восприятии организационной жизни в соответствии с принципом субъективности, выдвинутом Куртом Левиным (например, Левин, 2000, c.186). Согласно этому принципу, люди реагируют на их восприятие действительности, а не на действительность непосредственно.

Мы предполагаем, что снижение потенциальной лояльности после входа в организацию будет происходить вне зависимости от того, считает ли расхождения приводят к возникновению когнитивного диссонанса.

Работнику нужно или признать, что его ожидания не соответствуют действительности, либо изменить картину действительности. Возникает напряжение, которое ведет к снижению лояльности. Таким образом, снижение уровня потенциальной лояльности не зависит от знака расхождения ожиданий и оценки действительности.

С момента входа в организацию у сотрудника начинает формироваться лояльность, основанная на реальном опыте пребывания в организации.

Такую лояльность можно назвать воспринятой лояльностью. Она также должна развиваться по S-образной кривой. В основе воспринятой лояльности, с нашей точки зрения, лежит субъективная оценка сотрудником возможностей, перспектив реализации ожиданий. Таким возможностей реализации ожиданий в организации будет связано с уровнем его лояльности. Однако на развитие воспринятой лояльности влияют и другие факторы, такие, как инвестиции в организацию, групповые эффекты и т. д. Поэтому, даже если сотрудник воспринимает возможности реализации ожиданий как незначительные, воспринятая лояльность может расти, но медленнее.

Итоговая (суммарная) лояльность складывается из потенциальной и воспринятой лояльности. Таким образом, результирующая кривая развития лояльности может быть построена на основе двух кривых: потенциальной лояльности и воспринятой лояльности. Уровень потенциальной лояльности создает своеобразное "опорное напряжение" для развития лояльности. Величина этой "опоры" связана с реализацией ожиданий, т.е.

насколько соответствует организационная действительность ожиданиям.

В идеальном случае (рис. 4.2) потенциальная лояльность развивается до момента входа в организацию, а затем остается постоянной. Воспринятая лояльность развивается с момента входа в организацию. Итоговая лояльность представляет собой сумму потенциальной и воспринятой лояльности. В этом случае, итоговая лояльность неравномерно, но постоянно растет.

Рис. 4.2. Идеальная картина развития лояльности.

Так как идеальное совпадение картины ожиданий и восприятия действительности – ситуация маловероятная, в реальности происходит снижение уровня потенциальной лояльности после входа в организацию. В зависимости от степени расхождений между картиной ожиданий и восприятием действительности потенциальная лояльность снижается до некоторого уровня, а затем стабилизируется (рис. 4.3). Таким образом, итоговая лояльность сначала снижается, затем начинает развиваться в соответствии с ростом воспринятой лояльности.

Рис. 4.3. Развитие лояльности в случае неполного соответствия картины ожиданий восприятию действительности.

В случае если напряжение, возникшее в результате когнитивного диссонанса, снималось, например, за счет отсрочки реализации ожиданий ("сейчас нет, а потом, когда условия станут лучше, все будет"), но самой реализации не происходит в течение длительного времени, потенциальная лояльность не будет стабилизироваться, а будет снижаться и дальше. В этом случае не будет и восприятия возможностей реализации, поэтому воспринятая лояльность будет развиваться только за счет других механизмов, таких как персональные инвестиции и т. п. Следовательно, при равенстве влияния других механизмов, она будет развиваться слабее.

Таким образом, дальнейшее развитие итоговой лояльности может идти по убывающей (рис. 4.4).

В целом, такая модель согласуется с моделью развития организационной лояльности Beck и Wilson (Beck, Wilson, 1995), и позволяет объяснить снижение лояльности с ростом стажа у австралийских полицейских (Beck, Wilson, 2000).

исследователей, обнаруживавших нелинейные связи лояльности со стажем работы (Meyer, Allen, 1988; Meyer, Bobocel, Allen, 1991; Ostroff, Kozlowski, 1992; Vandenberg, Self, 1993; Lee и др., 1992; Van Maanen, 1975).

Рис. 4.4. Развитие лояльности в неблагоприятных условиях.

Мы заложили в модель принцип реализации ожиданий еще и потому, что он, во-первых, дает возможность диагностировать причины нелояльности сотрудников, во-вторых, позволяет разработать комплекс мер, корректирующих реализацию ожиданий и, соответственно, лояльность (Wotruba, Tyagi, 1991).

4.2. Результаты исследования модели реализации карьерных В соответствии с основными гипотезами исследования и концепцией реализации карьерных ориентаций были сформулированы вторичные гипотезы для данного этапа исследования.

организационной лояльностью, т. е. коэффициенты корреляции между организационной лояльностью, измеренной с помощью опросника OCQ, и показателями личных карьерных ориентаций и личным индексом карьеры статистически значимо не отличаются Таким образом, мы предполагаем, что как лояльными, так и нелояльными могут быть люди с одинаковыми карьерными ориентациями.

В соответствии с моделью важно не то, какие у человека карьерные ориентации, а каковы возможности их реализации, и, соответственно, как они реализуются в конкретной организации.

- Уровень организационной лояльности связан с восприятием уровня реализации карьерных ориентаций в конкретной организации, т.е.

коэффициент корреляции между организационной лояльностью, измеренной с помощью опросника OCQ, и показателем реализации карьерных ориентаций (РКО) статистически значимо отличается В соответствии с этой гипотезой превышение уровня возможностей над уровнем личных карьерных ориентаций предполагает более высокую лояльность; в то же время, превышение личного уровня карьерных ориентаций над возможностями их реализации предполагает более низкую лояльность. Существуют и другие варианты:

- более высокий по сравнению с личным уровнем карьерных ориентаций уровень возможностей реализации карьеры не связан с лояльностью; более низкий – предполагает более низкую лояльность;

- более низкий по сравнению с личным уровнем карьерных ориентаций уровень возможности реализации карьеры не связан с лояльностью;

более высокий – предполагает более высокую лояльность.

Для проверки этих гипотез были рассчитаны дополнительные показатели РКО1 и РКО2:

где: РКО – показатель реализации карьерных ориентаций (см.

формулу 2.5). В соответствии с этими вариантами были сформулированы следующие гипотезы:

организационной лояльностью, измеренной с помощью организационной лояльностью, измеренной с помощью Также мы предполагаем, что в соответствии с моделью на уровень организационной лояльности будет влиять и оценка возможностей реализации карьерных ориентаций сама по себе.

- Уровень организационной лояльности связан с субъективной оценкой возможности реализации карьерных ориентаций в текущий момент времени в конкретной организации.

Также была сформулирована гипотеза для контрольной переменной:

- Общая удовлетворенность работой сотрудников коммерческих медицинских организаций статистически значимо связана с их организационной лояльностью.

Основными задачами данного этапа исследования, таким образом, стали:

- проверка наличия связей организационной лояльности с показателями модели реализации карьерных ориентаций;

- определение прогностической способности показателей модели реализации карьерных ориентаций.

В соответствии с задачами для проверки выдвинутых гипотез было проведено исследование, в котором приняли участие 42 сотрудника двух коммерческих стоматологических клиник в Москве и Санкт-Петербурге.

Описание выборки приведено в параграфе 2.2.2. Участникам исследования были предложены: опросник «Якоря карьеры» Э. Шейна, опросник «Организационные якоря карьеры», опросник организационной лояльности (OCQ) и опросник общей удовлетворенности работой.

Приложении 18 (таблицы П18.1-П18.3).

организационной лояльности (OCQ), личного индекса карьеры (ЛИК) и возможности реализации карьеры (ВРК) был проведен анализ надежности измерительных инструментов по внутренней согласованности. Все шкалы показали высокую внутреннюю согласованность (для OCQ =0,87, для ЛИК =0.79, для ВРК =0.82). Таким образом, применение данных измерительных инструментов в нашем исследовании было признано корректным.

Был проведен анализ значимости различий по всем переменным для клиник Москвы и Санкт-Петербурга с помощью t-критерия Стъюдента и U-критерия Манна-Уитни. Статистически значимых различий между сотрудниками клиник Москвы и Санкт-Петербурга по личным карьерным ориентациям, по оценкам возможности реализации карьерных ориентаций и по показателям общей удовлетворенности и реализации карьерных ориентаций не обнаружено. Обнаружены статистически значимые различия по показателю организационной лояльности (t=2.25, p=0.03;

U=91.5, p=0.02). Учитывая, что клиники принадлежат одной фирме и в них используются одинаковые принципы управления, а также отсутствие различий в карьерных ориентациях и оценках возможности их реализации, можно сказать, что различия в уровне организационной лояльности альтернативами. Действительно, клиника в Москве существует более короткий срок, чем клиника в Санкт-Петербурге. С другой стороны, рынок стоматологических услуг в Москве значительно шире, чем в СанктПетербурге, и спрос на квалифицированный медицинский персонал выше, следовательно, у сотрудников московской клиники больше возможных альтернативных вариантов трудоустройства. Такой вывод в целом согласуется с предложенной моделью.

Для проверки гипотез был проведен корреляционный анализ показателя организационной лояльности по опроснику OCQ с показателями личных карьерных ориентаций, личным индексом карьеры (ЛИК), показателями возможности реализации карьеры (ВРК) и реализации карьерных ориентаций (РКО, РКО1 и РКО2). В связи с тем, что в анализе присутствовали переменные, распределенные заведомо не по нормальному закону (РКО1 и РКО2), рассчитывался коэффициент корреляции Спирмена. Корреляционная плеяда изображена на рис. 4.5.

Рис. 4.5. Корреляционная плеяда организационной лояльности по опроснику OCQ.

Статистически значимых связей между лояльностью и показателями личных карьерных ориентаций не обнаружено. Не обнаружена статистически значимая связь между лояльностью и личным индексом карьеры (ЛИК) – показателем, определяющим ориентацию человека на карьеру в целом. Мы можем констатировать, что коэффициенты корреляции Спирмена между этими переменными статистически значимо не отличаются от нуля. Таким образом, вторичная гипотеза данного этапа об отсутствии связей между показателями личных карьерных ориентаций и организационной лояльностью принимается. Это означает, что люди, обладающие различными карьерными ориентациями, могут быть как лояльными, так и нелояльными. Соответственно лояльность не связана с установками человека относительно его личной карьеры, а, согласно Э. Шейну (Schein, 1996), не связана с самооценкой талантов и способностей, а также с содержанием базовых ценностей, смыслом мотивов и потребностей в их приложении к карьере.

Обнаружена статистически значимая связь организационной лояльности с общей удовлетворенностью работой. Это позволяет нам распространить утверждение о связи между этими конструктами (например, Brown, Gaylor, 2001; Walumbwa и др., 2004; Bateman, Strasser, 1984) и на сотрудников российских коммерческих стоматологических клиник.

Обнаружена статистически значимая связь между организационной лояльностью и показателем реализации карьерных ориентаций. Таким образом, гипотеза о связи этих переменных принимается. Это подтверждает принцип реализации, заложенный в модель: отсутствие реализации ведет к снижению лояльности, восприятие возможностей реализации ведет к ее увеличению. Также это говорит о значении не только реализации имеющегося уровня карьерных ожиданий, но и восприятия возможности такой реализации в принципе. Об этом свидетельствуют и статистически значимые связи организационной лояльности и показателей РКО1 и РКО2. При этом, наличие статистически значимой связи уровня организационной лояльности с показателем РКО позволяет говорить о том, что при формировании организационной лояльности имеет значение превышение уровня восприятия возможностей над уровнем личных карьерных ориентаций. Статистически значимая связь показателя РКО2 с организационной лояльностью позволяет говорить о значении в процессе формирования лояльности восприятия сотрудником собственных карьерных ориентаций как нереализованных, что ведет, согласно модели, к снижению лояльности.

Обнаружена статистически значимая связь между организационной лояльностью и показателем возможности реализации карьерных ориентаций (ВРК). Таким образом, мы принимаем гипотезу о связи между этими переменными. Наличие этой связи говорит о том, что важным для формирования лояльности является не только реализация карьерных ориентаций, но и восприятие возможности такой реализации, что подтверждает предыдущий вывод.

Для оценки взаимосвязей показателей модели реализации карьерных ориентаций был проведен корреляционный анализ для личного индекса карьеры, показателя возможностей реализации карьеры и показателя реализации карьерных ориентаций. Корреляционная плеяда приведена на рис. 4.6.

Обнаружена сильная статистически значимая связь показателя возможности реализации карьеры и показателя реализации карьерных ориентаций. Это говорит о большем удельном весе оценки возможностей реализации в показателе реализации по сравнению с личным индексом карьеры. В целом связь обусловлена интегральным характером показателя реализации карьерных ориентаций. Это подтверждает наличие статистически значимой связи показателя реализации карьерных ориентаций с личным индексом карьеры.

Статистически значимая связь между показателем возможности реализации карьеры и личным индексом карьеры позволяет утверждать, что субъективная оценка возможностей реализации карьерных ориентаций отражает и значимость этих карьерных ориентаций для сотрудника.

Рис. 4.6. Корреляционная плеяда показателей модели реализации карьерных ориентаций.

Таким образом, можно предположить, что показатель возможности реализации карьеры может быть более информативен с точки зрения оценки организационной лояльности в соответствии с предложенной моделью.

Так как предлагаемая модель предполагает влияние реализации карьерных ориентаций на уровень организационной лояльности, было прогностической способности модели. Проверка нормальности распределения показателей организационной лояльности (ОЛ), возможности реализации карьерных ориентаций (ВРК), реализации карьерных ориентаций (РКО) и личного индекса карьеры показала, что распределение переменных статистически значимо не отличается от нормального, т.е. гипотеза о нормальности принимается. Результаты проверки приведены в Приложении 18 (таблица П18.4).

Регрессионный анализ позволил нам определить долю дисперсии зависимой переменной (организационная лояльность), объясняемую каждой из независимых переменных.

Так возможность реализации карьерных ориентаций (ВРК) способна