【承德露露公司員工忠誠(chéng)度影響因素的實(shí)證分析案例（11000字論文）】

承德露露公司員工忠誠(chéng)度影響因素的實(shí)證分析案例目錄TOC\o"1-3"\h\u24827引言 引言2020年新冠疫情的爆發(fā)，對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成了嚴(yán)重影響，時(shí)至今日，在當(dāng)今疫情常態(tài)化的大環(huán)境下，一些行業(yè)也面臨著嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。植物蛋白飲料業(yè)是我國(guó)的國(guó)民經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)，它擔(dān)負(fù)著推動(dòng)消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的重任。此次疫情對(duì)我國(guó)植物蛋白飲料業(yè)造成嚴(yán)重的負(fù)面影響，植物蛋白飲料產(chǎn)業(yè)發(fā)展面臨人才流失嚴(yán)重的危機(jī)。其中，植物蛋白飲料企業(yè)的人才流失現(xiàn)象較為突出。由于許多中小型植物蛋白飲料企業(yè)都采用末位淘汰的晉升方式，對(duì)員工的考核維度較為單一，在薪酬設(shè)計(jì)上，以績(jī)效工資為主，津貼為輔，激勵(lì)效用有限(楊曉潔,張瑞,2022)。在員工培養(yǎng)上，只注重員工的專(zhuān)業(yè)化培養(yǎng)不注重員工的長(zhǎng)期發(fā)展，導(dǎo)致員工在接受企業(yè)培養(yǎng)后跳槽的現(xiàn)象頻發(fā)，也凸顯了植物蛋白飲料企業(yè)在人力資源管理上存在的問(wèn)題，即員工忠誠(chéng)度較低，組織內(nèi)部管理體制不完善。由此可見(jiàn)，植物蛋白飲料企業(yè)的員工忠誠(chéng)度低已成為制約企業(yè)發(fā)展的重要因素，研究植物蛋白飲料企業(yè)員工的忠誠(chéng)度，對(duì)于改進(jìn)企業(yè)人力資源管理，構(gòu)建和諧勞資關(guān)系具有重要意義(陳夢(mèng)婷,劉陽(yáng)洋,王雨,2021)。因此，研究將以承德露露公司為例，通過(guò)實(shí)證研究的方式探索植物蛋白飲料企業(yè)員工忠誠(chéng)度的影響因素，并提出可行有效的建議，以解決當(dāng)下企業(yè)面臨的員工忠誠(chéng)困境。一、承德露露公司基本情況概述承德露露公司是我國(guó)植物蛋白飲料行業(yè)的代表性企業(yè)，深耕植物蛋白飲料領(lǐng)域多年，承德露露在曾經(jīng)在2018-2020年三年連續(xù)獲得我國(guó)“國(guó)家植物蛋白飲料企業(yè)榮譽(yù)金獎(jiǎng)”、“國(guó)家優(yōu)質(zhì)納稅企業(yè)”以及入圍了華潤(rùn)排行榜排出的“全球優(yōu)質(zhì)植物蛋白飲料企業(yè)500強(qiáng)”。承德露露的發(fā)展是我國(guó)植物蛋白飲料企業(yè)改革創(chuàng)新的縮影，因此能夠在很大程度上代表著我國(guó)植物蛋白飲料企業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r。本文對(duì)于承德露露公司的員工忠誠(chéng)度影響因素以問(wèn)卷調(diào)查的方式展開(kāi)，問(wèn)卷發(fā)放以線(xiàn)上線(xiàn)下兩種方式同時(shí)展開(kāi)，一方面通過(guò)承德露露公司管理部門(mén)對(duì)員工進(jìn)行發(fā)放，另一方面通過(guò)問(wèn)卷星的形式在線(xiàn)上發(fā)放問(wèn)卷，以確?；厥兆銐虻臉颖?，對(duì)員工忠誠(chéng)度進(jìn)行更為完整的測(cè)量。二、承德露露公司員工忠誠(chéng)度影響因素問(wèn)卷調(diào)查（一）問(wèn)卷內(nèi)容設(shè)計(jì)調(diào)查問(wèn)卷的設(shè)計(jì)是順利進(jìn)行實(shí)證研究的基礎(chǔ)，本研究設(shè)計(jì)問(wèn)卷的目的是對(duì)承德露露公司的員工忠誠(chéng)度現(xiàn)狀及影響因素有全面深刻的了解，并對(duì)承德露露公司及植物蛋白飲料企業(yè)未來(lái)的發(fā)展提出可行的建議，針對(duì)研究目的，本研究的問(wèn)卷設(shè)計(jì)共包含三個(gè)方面。第一方面是樣本的個(gè)人特征，共設(shè)置6道題目，分別為承德露露公司員工的性別、年齡、婚姻狀況、學(xué)歷水平、工作年限，在獲取員工個(gè)人特征的同時(shí)，擬探究個(gè)人特征與員工忠誠(chéng)度之間的關(guān)系。第二方面為承德露露公司員工忠誠(chéng)度水平的測(cè)量，問(wèn)卷借鑒了Allen、Meyer提出的忠誠(chéng)度測(cè)量模型[9](趙明星,孫佳琪,2021)，將員工忠誠(chéng)度劃分為情感忠誠(chéng)、規(guī)范忠誠(chéng)、持續(xù)忠誠(chéng)三個(gè)維度，并在不同維度下設(shè)置3個(gè)問(wèn)題，采用李克特五點(diǎn)式量表設(shè)計(jì)，員工對(duì)忠誠(chéng)度的認(rèn)知為非常不同意、比較不同意、不確定、比較同意、非常同意五個(gè)等級(jí)。同時(shí)測(cè)量忠誠(chéng)度的總體水平及不同維度的承德露露公司忠誠(chéng)度水平，并探究影響因素對(duì)于不同維度忠誠(chéng)度的影響差異大小(周文靜,吳紫菡,林欣然)。第三方面為承德露露公司員工忠誠(chéng)度影響因素的測(cè)量，在總結(jié)員工忠誠(chéng)度影響因素研究文獻(xiàn)后，問(wèn)卷借鑒了鄭天宇,黃思涵（2008）員工忠誠(chéng)度影響因素模型[10]，將影響因素劃分為個(gè)人感知、企業(yè)管理、社會(huì)環(huán)境共三個(gè)維度，在每個(gè)維度下設(shè)置四個(gè)問(wèn)題，其中個(gè)人感知主要強(qiáng)調(diào)員工在企業(yè)內(nèi)的自主感受和評(píng)價(jià)，分別從員工人際關(guān)系、個(gè)人價(jià)值觀(guān)、個(gè)人目標(biāo)、個(gè)人興趣四個(gè)角度進(jìn)行測(cè)量，企業(yè)管理則從薪酬體系、績(jī)效考核、晉升培訓(xùn)、企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)四個(gè)角度進(jìn)行衡量，社會(huì)環(huán)境則從行業(yè)發(fā)展、人才市場(chǎng)、房?jī)r(jià)、落戶(hù)四個(gè)角度進(jìn)行衡量，采用李克特五點(diǎn)式量表設(shè)計(jì)，以便后續(xù)計(jì)分測(cè)量不同因素對(duì)于忠誠(chéng)度的影響水平(朱凱文,曾紫薇,謝嘉,2021)。1.問(wèn)卷發(fā)放與回收在形成調(diào)查問(wèn)卷后，以線(xiàn)上線(xiàn)下兩種方式對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行發(fā)放，在發(fā)放有效期內(nèi)共回收問(wèn)卷257份，在剔除回答時(shí)間過(guò)短、回答不完整、回答無(wú)效樣本后共回收有效問(wèn)卷224份。2.問(wèn)卷數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，是明確樣分布，判斷承德露露公司員工特征的重要標(biāo)準(zhǔn)，在獲取數(shù)據(jù)后，研究采用spss22.0軟件對(duì)問(wèn)卷結(jié)果進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，得到的結(jié)果如下。表2-1問(wèn)卷回答數(shù)描述性統(tǒng)計(jì)表統(tǒng)計(jì)量1、性別2、年齡3、學(xué)歷4、工作年限5、在本公司的工作年限6、婚姻狀況N有效224224224224224224缺失000000平均值1.371.922.382.832.401.18標(biāo)準(zhǔn)偏差0.4840.7850.9300.9881.1080.388范圍123331表2-2承德露露公司員工回答情況描述性統(tǒng)計(jì)表計(jì)數(shù)列N%1、您的性別是？男14162.9%女8337.1%2、您的年齡是？21~30歲7935.3%31~40歲8537.9%41歲及以上6026.8%3、您的學(xué)歷是？高中/中專(zhuān)及以下4821.4%大專(zhuān)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為1年及以?xún)?nèi)6026.8%2~5年6428.6%6~10年5022.3%10年以上5022.3%6、您的婚姻狀況是？已婚18381.7%未婚4118.3%發(fā)放問(wèn)卷回收數(shù)據(jù)后，為對(duì)樣本數(shù)據(jù)及承德露露公司員工特征形成基本了解，需對(duì)樣本進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，使用spss22.0軟件進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)后，得到結(jié)果如表2-1。從表2-1的頻率圖可知，在剔除無(wú)效樣本后，共有224份樣本完整回答問(wèn)卷，且樣本回答都在合理范圍內(nèi)，未超出有效范圍，進(jìn)一步驗(yàn)證了樣本質(zhì)量。通過(guò)表2-2，可了解承德露露公司員工樣本的基本特征。從性別來(lái)看，本次問(wèn)卷男性響應(yīng)人數(shù)為141人，女性為83人，男性較多，這與承德露露公司植物蛋白飲料業(yè)務(wù)類(lèi)型有一定關(guān)聯(lián)。從年齡來(lái)看，21歲~30歲及31歲~40歲的樣本在總樣本中占比相近，31歲~40歲群體在樣本中數(shù)量最多，41歲以上樣本占比較少，這一定程度上反映了承德露露公司員工的年齡結(jié)構(gòu)(彭毅君,唐晨曦,2020)。從學(xué)歷來(lái)看，本科生學(xué)歷在樣本中占比最高，達(dá)到40%，這與近年來(lái)的社會(huì)發(fā)展密切相關(guān)，高中學(xué)歷與大專(zhuān)學(xué)歷在樣本中占比較為接近，都在20%左右，研究生及以上學(xué)歷占比最少，僅為9.8%，這也與承德露露公司員工的職業(yè)規(guī)劃與選擇有關(guān)。在工作年限方面，問(wèn)卷分為了兩個(gè)問(wèn)題，來(lái)測(cè)量樣本的總工作年限及在承德露露公司的工作年限，其中總工作年限在10年以上及2~5年的樣本占比最多，而在承德露露公司工作年限樣本占比比較均衡，在承德露露公司工作年限小于1年及在2~5年內(nèi)的樣本占比大于工作5~10年及10年以上的樣本占比，這一定程度上反映了承德露露公司的人力資源流動(dòng)狀況，從已婚狀況來(lái)看，承德露露公司的已婚人士較多，占比達(dá)到了81.7%，未婚人士占比僅為18.3%，說(shuō)明承德露露公司員工大多已構(gòu)建了穩(wěn)定的婚姻家庭關(guān)系(胡宇航,潘詩(shī)涵,江俊,2022)。（二）承德露露公司忠誠(chéng)度調(diào)查結(jié)果與數(shù)據(jù)分析通過(guò)發(fā)放問(wèn)卷獲取足夠樣本數(shù)后，本研究將采用spss22.0軟件對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行信效度檢驗(yàn)，并對(duì)員工忠誠(chéng)度及其影響因素進(jìn)行差異統(tǒng)計(jì)分析。1.信效度檢驗(yàn)通過(guò)對(duì)承德露露公司員工忠誠(chéng)度影響因素問(wèn)卷進(jìn)行信效度檢驗(yàn)，以確定問(wèn)卷的可靠性和有效性，對(duì)于后續(xù)數(shù)據(jù)分析的展開(kāi)具有重要意義。（1）信度檢驗(yàn)表2-3問(wèn)卷整體信度檢驗(yàn)圖可靠性統(tǒng)計(jì)克隆巴赫系數(shù)基于標(biāo)準(zhǔn)化項(xiàng)目的克隆巴赫系數(shù)項(xiàng)數(shù)0.8700.85427通過(guò)對(duì)問(wèn)卷整體信度檢驗(yàn)可得表2-3的檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果顯示問(wèn)卷的克隆巴赫系數(shù)為0.870，大于臨界值0.8，說(shuō)明問(wèn)卷整體可靠程度較高。表2-4影響因素信度檢驗(yàn)圖可靠性統(tǒng)計(jì)克隆巴赫系數(shù)基于標(biāo)準(zhǔn)化項(xiàng)目的克隆巴赫系數(shù)項(xiàng)數(shù)0.9630.96412為進(jìn)一步驗(yàn)證問(wèn)卷可信度，筆者對(duì)忠誠(chéng)度測(cè)量量表及影響因素量表分別進(jìn)行了信度檢測(cè)，表2-4為影響因素量表信度檢驗(yàn)結(jié)果圖，其中克隆巴赫系數(shù)為0.963，大于臨界值0.8，證明影響因素量表可信度較高，且量表設(shè)置較為合理。表2-5忠誠(chéng)度信度檢驗(yàn)圖可靠性統(tǒng)計(jì)克隆巴赫系數(shù)基于標(biāo)準(zhǔn)化項(xiàng)目的克隆巴赫系數(shù)項(xiàng)數(shù).827.8279通過(guò)對(duì)員工忠誠(chéng)度測(cè)量量表進(jìn)行信度檢驗(yàn)，得到結(jié)果如表2-5,，通過(guò)表2-5結(jié)果可知，忠誠(chéng)度信度檢驗(yàn)克隆巴赫系數(shù)為0.827，大于可信度臨界值0.8，證明員工忠誠(chéng)度量表信度比較理想，設(shè)計(jì)合理(鄧雅婷,鐘霖軒)。（2）效度檢驗(yàn)為驗(yàn)證問(wèn)卷有效性，研究采用spss22.0軟件對(duì)忠誠(chéng)度量表和影響因素量表分別進(jìn)行了檢驗(yàn)，承德露露公司員工忠誠(chéng)度影響因素量表進(jìn)行KMO檢驗(yàn)和bartlett球形度檢驗(yàn)結(jié)果如下圖：表2-6影響因素量表效度檢驗(yàn)圖KMO取樣適切性量數(shù)0.949Bartlett的球形度檢驗(yàn)上次讀取的卡方2675.065自由度66顯著性.000**注：**表示估計(jì)結(jié)果在0.05的水平上顯著由表2-6可得，效度檢驗(yàn)KMO值為0.880，大于臨界值0.5，bartlett球形度檢驗(yàn)顯著性為0.000，小于臨界值0.05，說(shuō)明影響因素量表整體有效。對(duì)承德露露公司員工忠誠(chéng)度測(cè)量量表進(jìn)行KMO檢驗(yàn)和bartlett球形度檢驗(yàn)結(jié)果如下圖：表2-7忠誠(chéng)度效度檢驗(yàn)圖KMO取樣適切性量數(shù).742Bartlett的球形度檢驗(yàn)上次讀取的卡方1160.981自由度36顯著性.000***注：***表示估計(jì)結(jié)果在0.01的水平上顯著由表2-7可得，效度KMO值檢驗(yàn)為0.742，大于臨界值0.5，bartlett球形度檢驗(yàn)顯著性為0.000，小于臨界值0.01，適合進(jìn)行因子分析，因此對(duì)于員工忠誠(chéng)度測(cè)量采用EFA探索性因子分析方法進(jìn)行檢驗(yàn)。表2-8因子分析總方差解釋圖組件初始特征值提取載荷平方和旋轉(zhuǎn)載荷平方和總計(jì)方差百分比累積%總計(jì)方差百分比累積%總計(jì)方差百分比累積%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(宋雨瑩,方天宇,姚偉楠)。利用spss22.0軟件進(jìn)行承德露露公司EFA探索性因子分析，得到總方差解釋表2-8。根據(jù)表2-8結(jié)果顯示，按照因子提取中的主成分法默認(rèn)的特征值大于1的提取原則，共獲取3個(gè)公因子，且其累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到77.215%>60%，說(shuō)明3個(gè)公因子保留了原始數(shù)據(jù)的大部分信息(蔣若蘭,崔桂花,葉斌,2021)。圖2-1因子分析碎石圖從碎石圖2-1可見(jiàn)，前三個(gè)特征值的曲線(xiàn)較為陡峭，從第四個(gè)特征值開(kāi)始曲線(xiàn)逐漸變緩，再次證明提取三個(gè)公因子是有效的(盧夢(mèng)婷,何明媛,姜浩,2022)。對(duì)提取的3個(gè)主因子建立因子載荷矩陣，因子載荷矩陣體現(xiàn)了原始變量與各因子之間的相關(guān)程度。為了更為準(zhǔn)確地解釋命名各個(gè)主因子，采用方差最大法對(duì)因子載荷矩陣實(shí)施正交旋轉(zhuǎn)(蕭秋瑤,崔澤民,易璇)。表2-9因子分析旋轉(zhuǎn)矩陣表因子題項(xiàng)1231、我常為自己是組織的一員感到自豪.9342、我常對(duì)我的朋友說(shuō)我所在的公司是很棒的組織.8773、我很高興自己選擇了露露飲料公司而不是其他的公司.8564、我很關(guān)心承德露露公司公司的未來(lái)發(fā)展.8735、為了留在承德露露公司公司，我可以做任何類(lèi)型的工作.8596、留在公司對(duì)我來(lái)說(shuō)有更多的收益.7527、即使別的公司更好，我認(rèn)為我也有義務(wù)繼續(xù)為本公司工作.8488、在承德露露公司工作，我應(yīng)當(dāng)保持忠誠(chéng).7949、我愿意投入更多的努力來(lái)幫公司實(shí)現(xiàn)目標(biāo).789提取方法：主成份分析。旋轉(zhuǎn)方法：Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化最大方差法。a.旋轉(zhuǎn)在5次迭代后已收斂。從表2-9旋轉(zhuǎn)矩陣載荷表可得，不同維度下的題項(xiàng)，均在各自量表上具有較高的載荷，因子載荷均大于0.6，說(shuō)明維度劃分具有區(qū)分性，同一維度下的題項(xiàng)具有一致性，對(duì)維度進(jìn)行命名，因子1為情感忠誠(chéng)，因子2為持續(xù)忠誠(chéng)，因子3為規(guī)范忠誠(chéng)，承德露露公司員工忠誠(chéng)度測(cè)量量表的效度較好(康華山,金恩雅,2023)。對(duì)問(wèn)卷整體進(jìn)行KMO檢驗(yàn)和bartlett球形度檢驗(yàn)結(jié)果如下圖：表2-10問(wèn)卷效度檢驗(yàn)圖KMO取樣適切性量數(shù)。.880Bartlett的球形度檢驗(yàn)上次讀取的卡方4502.789自由度351顯著性.000**注：**表示估計(jì)結(jié)果在0.01的水平上顯著對(duì)問(wèn)卷所有題項(xiàng)進(jìn)行效度檢驗(yàn)，得到KMO值為0.880大于臨界值0.8，bartlett球形度檢驗(yàn)顯著性為0.000，小于臨界值0.05，進(jìn)一步佐證問(wèn)卷整體有效。2.承德露露公司員工忠誠(chéng)度現(xiàn)狀結(jié)合提取到的三個(gè)因子對(duì)員工忠誠(chéng)度現(xiàn)狀進(jìn)行測(cè)量，得到的結(jié)果如下：表2-11忠誠(chéng)度現(xiàn)狀表因素均值項(xiàng)目均值情感忠誠(chéng)3.72我常對(duì)朋友說(shuō)所在的露露飲料公司是很棒的組織3.75我常為自己是組織的一員感到自豪3.81我很高興自己選擇了這家露露飲料公司而不是其他露露飲料公司3.61規(guī)范忠誠(chéng)2.57我愿意投入更多的努力來(lái)幫露露飲料公司實(shí)現(xiàn)目標(biāo)2.68在露露飲料公司工作，我應(yīng)當(dāng)保持忠誠(chéng)2.54即使別的露露飲料公司更好，我認(rèn)為我也有義務(wù)繼續(xù)為本露露飲料公司工作2.48持續(xù)忠誠(chéng)3.14我很關(guān)心露露飲料公司的未來(lái)發(fā)展3.1為了留在露露飲料公司，我可以做任何類(lèi)型的工作3留在露露飲料公司對(duì)我來(lái)說(shuō)有更多的收益3.31表2-12影響因素現(xiàn)狀表因素均值項(xiàng)目均值個(gè)人感知4.13露露飲料公司提供給我的崗位與我的興趣相符4.28我與其他同事在工作中相處融洽4.12我的價(jià)值觀(guān)與我所在的露露飲料公司價(jià)值觀(guān)十分契合4.11通過(guò)在露露飲料公司工作，我能夠?qū)崿F(xiàn)我的個(gè)人目標(biāo)4.01企業(yè)管理4.08我認(rèn)為露露飲料公司的薪酬分配體系十分合理4.12我認(rèn)為露露飲料公司的績(jī)效考核是公平的3.99在露露飲料公司工作，我有較多的晉升和培訓(xùn)機(jī)會(huì)4.12在工作中，我與上級(jí)溝通融洽4.08社會(huì)環(huán)境4.06我認(rèn)為露露飲料公司所在行業(yè)發(fā)展前景良好4.27露露飲料公司所在區(qū)域人才競(jìng)爭(zhēng)激烈，入職壓力大3.96露露飲料公司所在地房?jī)r(jià)便宜，可以滿(mǎn)足我的安家需求3.97露露飲料公司所在地落戶(hù)政策寬松，有利于長(zhǎng)期發(fā)展4.06從表2-11可知，承德露露公司員工在忠誠(chéng)度各維度得分都未超過(guò)4分，其中規(guī)范忠誠(chéng)較低，在3分以下，這說(shuō)明承德露露公司員工忠誠(chéng)度水平總體不高，其中情感忠誠(chéng)得分最高，規(guī)范忠誠(chéng)得分最低(溫馨涵,袁家樂(lè),卓麗,2023)。承德露露公司員工忠誠(chéng)的情感忠誠(chéng)處于三維度中的最高水平，結(jié)合題項(xiàng)得分進(jìn)行綜合判斷，可以認(rèn)為承德露露公司員工對(duì)于公司投入了較多的情感，在工作中的自我認(rèn)同感較高，題項(xiàng)2的均值高于其他均值，說(shuō)明承德露露公司員工對(duì)于企業(yè)的實(shí)力和形象較為認(rèn)可，能產(chǎn)生較高的自我歸屬感(萬(wàn)心怡,章小飛,鮑宇)。規(guī)范忠誠(chéng)相較于其他維度均值得分最低，說(shuō)明承德露露公司員工對(duì)于企業(yè)的責(zé)任感以及對(duì)承德露露企業(yè)的規(guī)章制度的認(rèn)同感較低，題項(xiàng)3的均值得分與其他兩個(gè)題項(xiàng)相比得分最低，結(jié)合承德露露公司員工情感忠誠(chéng)高的特點(diǎn)可以認(rèn)為，即使當(dāng)下承德露露公司員工對(duì)于企業(yè)具有較高的認(rèn)同感和歸屬感，但是當(dāng)員工面臨更好的機(jī)會(huì)或無(wú)法認(rèn)同組織觀(guān)點(diǎn)時(shí)，仍然會(huì)直接選擇離職，這也是當(dāng)下承德露露公司面臨的人力資源管理的突出困境(余舒婷,洪宜萍,2022)。承德露露公司員工持續(xù)忠誠(chéng)得分為3.14，其中題項(xiàng)3的均值與其他兩項(xiàng)相比最高，達(dá)到3.31，說(shuō)明承德露露公司員工對(duì)在公司持續(xù)工作所帶來(lái)的收益和回報(bào)較為認(rèn)同。在構(gòu)建穩(wěn)定的婚姻關(guān)系后，需要考慮住房以及生子教育問(wèn)題，因此企業(yè)的經(jīng)濟(jì)回報(bào)對(duì)于維系員工的規(guī)范忠誠(chéng)更為重要。從表2-12可知，承德露露公司員工在影響因素各維度得分均超過(guò)4分，但各影響因素與忠誠(chéng)度之間關(guān)系，還需通過(guò)回歸分析進(jìn)行檢驗(yàn)。通過(guò)各影響因素下的題項(xiàng)得分可知，在個(gè)人感知影響因素下的四個(gè)題項(xiàng)中，崗位興趣得分最高，為4.12分，說(shuō)明承德露露公司員工對(duì)于當(dāng)前崗位分配較為滿(mǎn)意，崗位目標(biāo)得分最低，為4.01分，說(shuō)明當(dāng)下露露飲料植物蛋白飲料員工崗位對(duì)于員工的目標(biāo)實(shí)現(xiàn)激勵(lì)作用不明顯。在企業(yè)管理因素維度下，績(jī)效考核得分為3.99，在四個(gè)題項(xiàng)當(dāng)中得分最低，說(shuō)明承德露露公司員工對(duì)于當(dāng)下的績(jī)效考核制度公平性滿(mǎn)意度較低，仍需改進(jìn)。在社會(huì)環(huán)境因素維度下，競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境題項(xiàng)得分為3.96分，得分在四個(gè)題項(xiàng)中最低，說(shuō)明承德露露公司員工對(duì)于周?chē)?jìng)爭(zhēng)環(huán)境的感知并不明顯，當(dāng)?shù)胤績(jī)r(jià)政策題項(xiàng)得分為3.97分，說(shuō)明當(dāng)下承德露露公司員工在購(gòu)房上仍存在壓力，這與承德露露公司的年齡婚姻構(gòu)成有關(guān)(趙明星,孫佳琪)。綜上所述，當(dāng)下承德露露公司面臨員工忠誠(chéng)度總體水平不高，規(guī)范忠誠(chéng)低的問(wèn)題，這也導(dǎo)致了露露飲料植物蛋白飲料員工的頻繁流失和跳槽，不利于人力資源的長(zhǎng)期發(fā)展，因此探究承德露露公司員工忠誠(chéng)度影響因素對(duì)于承德露露公司發(fā)展變得更為重要。三、承德露露公司員工忠誠(chéng)度影響因素實(shí)證分析為進(jìn)一步探究各影響因素與忠誠(chéng)度之間的關(guān)系，研究將對(duì)影響因素與忠誠(chéng)度以及忠誠(chéng)度不同維度之間使用spss22.0軟件進(jìn)行一元回歸分析。（一）模型建立通過(guò)文獻(xiàn)閱讀與問(wèn)卷發(fā)放與回收工作，將員工忠誠(chéng)度的影響因素劃分為三個(gè)維度，即個(gè)人感知、企業(yè)管理、社會(huì)環(huán)境，對(duì)各維度問(wèn)卷得分取均值，將三個(gè)因素作為自變量，將承德露露員工忠誠(chéng)度測(cè)量得分取均值后作為因變量，將員工的個(gè)人特征作為控制變量，分析不同影響因素對(duì)于忠誠(chéng)度不同維度的影響，對(duì)于理解影響因素對(duì)于員工忠誠(chéng)度的作用機(jī)制，也具有重要意義，因此將承德露露員工忠誠(chéng)度不同維度得分取均值作為因變量，將三個(gè)影響因素作為自變量，進(jìn)行相關(guān)分析(周文靜,吳紫菡,林欣然,2021)。研究將忠誠(chéng)度得分取和后求平均值，作為因變量Y1,將三個(gè)影響因素得分取平均值，記為自變量X1、X2、X3，此外將忠誠(chéng)度不同維度得分取均值作為因變量Y2、Y3、Y4，將影響因素得分取均值作為自變量X1、X2、X3。采用一元線(xiàn)性回歸模型(鄭天宇,黃思涵)：y=α+βxi（1）式中，α為誤差項(xiàng)，β為回歸系數(shù)，對(duì)設(shè)定的影響因素分別進(jìn)行一元線(xiàn)性回歸分析，得到的回歸分析結(jié)果如下。（二）個(gè)人感知與忠誠(chéng)度的回歸分析將個(gè)人感知因素作為自變量，將忠誠(chéng)度作為因變量，通過(guò)將個(gè)人感知與忠誠(chéng)度得分均值代入一元線(xiàn)性回歸方程，探究二者作用關(guān)系，得到的結(jié)果如下。表3-1個(gè)人感知模型摘要表模型RR平方調(diào)整后的R平方標(biāo)準(zhǔn)估算的錯(cuò)誤Durbin-Watson(U)1.163a0.0270.022.709662.076a.預(yù)測(cè)變量：（常量），個(gè)人感知b.因變量：忠誠(chéng)度表3-2個(gè)人感知ANOVA表模型平方和自由度均方F顯著性1回歸3.08213.0826.1200.014b殘差112.307223.504總計(jì)115.389224a.因變量：忠誠(chéng)度b.預(yù)測(cè)變量：（常量），個(gè)人感知表3-3個(gè)人感知系數(shù)表模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)t顯著性共線(xiàn)性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤貝塔容許VIF1常量2.646.20213.129.000個(gè)人感知.118.048.1632.474.0141.0001.000a.因變量：忠誠(chéng)度從表3-1模型摘要表可得，個(gè)人感知與忠誠(chéng)度之間進(jìn)行回歸分析，R2為0.027,德賓沃森系數(shù)為2.076，說(shuō)明自變量對(duì)因變量有顯著影響，二者自相關(guān)不嚴(yán)重。從表3-2ANOVA表可知，個(gè)人感知與忠誠(chéng)度之間顯著性水平為0.014，小于臨界值0.05，說(shuō)明二者之間呈相關(guān)關(guān)系(朱凱文,曾紫薇,謝嘉,2022)。從表3-3系數(shù)表可知，回歸常量為2.646，回歸系數(shù)為0.118，說(shuō)明個(gè)人感知與忠誠(chéng)度之間呈正相關(guān)關(guān)系，可以認(rèn)為個(gè)人感知會(huì)對(duì)承德露露員工忠誠(chéng)度造成正向顯著影響。個(gè)人感知與情感忠誠(chéng)之間已通過(guò)相關(guān)性檢驗(yàn)，為進(jìn)一步探究二者之間的相互關(guān)系，因此將個(gè)人感知作為自變量，情感忠誠(chéng)作為因變量，承德露露員工個(gè)人特征作為控制變量，采用一元線(xiàn)性回歸方法進(jìn)行分析，得到結(jié)果如下：表3-4情感忠誠(chéng)模型摘要表模型RR平方調(diào)整后的R平方標(biāo)準(zhǔn)估算的錯(cuò)誤Durbin-Watson(U)1.194a.038.0331.092642.202a.預(yù)測(cè)變量：（常量），個(gè)人特性b.因變量：情感忠誠(chéng)表3-5情感忠誠(chéng)ANOVA表模型平方和自由度均方F顯著性1回歸10.414110.4148.723.003b殘差266.2322231.194總計(jì)276.646224因變量：情感忠誠(chéng)b.預(yù)測(cè)變量：（常量），個(gè)人特性表3-6情感忠誠(chéng)系數(shù)表模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)t顯著性共線(xiàn)性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤貝塔容許VIF1（常量）2.816.3109.076.000個(gè)人特性.217.073.1942.953.0031.0001.000a.因變量：情感忠誠(chéng)通過(guò)表3-4模型摘要表可知，個(gè)人感知與情感忠誠(chéng)之間進(jìn)行回歸分析，R2為0.038，德賓沃森指數(shù)為2.202，大于臨界值2，說(shuō)明自變量與因變量之間自相關(guān)不嚴(yán)重，通過(guò)表3-5ANOVA表可知，承德露露公司員工個(gè)人感知與員工情感忠誠(chéng)之間顯著性為0.003，在95%置信區(qū)間內(nèi)，小于臨界值0.05，因此二者具有顯著相關(guān)關(guān)系，通過(guò)表3-6情感忠誠(chéng)系數(shù)表可知，自變量與因變量之間回歸常量為2.816，回歸系數(shù)為0.217，說(shuō)明有正向相關(guān)關(guān)系(彭毅君,唐晨曦,2022)。（三）企業(yè)管理與忠誠(chéng)度的回歸分析使用spss22.0軟件，通過(guò)將企業(yè)管理與忠誠(chéng)度得分代入一元線(xiàn)性回歸方程，探究二者作用關(guān)系，得到的結(jié)果如下。表3-7企業(yè)管理模型摘要表模型RR平方調(diào)整后的R平方標(biāo)準(zhǔn)估算的錯(cuò)誤Durbin-Watson(U)1.178a.032.027.707862.056預(yù)測(cè)變量：（常量），企業(yè)管理因變量：忠誠(chéng)度表3-8企業(yè)管理ANOVA表模型平方和自由度均方F顯著性1回歸3.65313.6537.290.007b殘差111.737223.501總計(jì)115.389224因變量：忠誠(chéng)度預(yù)測(cè)變量：（常量），企業(yè)管理表3-9企業(yè)管理系數(shù)表模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)t顯著性共線(xiàn)性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤貝塔容許VIF1（常量）2.583.20812.423.000企業(yè)管理.135.050.1782.700.0071.0001.000因變量：忠誠(chéng)度從表3-7模型摘要可得，企業(yè)管理與忠誠(chéng)度之間進(jìn)行回歸分析，R2為0.032,德賓沃森系數(shù)為2.056，說(shuō)明自變量對(duì)因變量有顯著影響，二者自相關(guān)不嚴(yán)重。從表3-8ANOVA表可知，企業(yè)管理與忠誠(chéng)度之間顯著性水平為0.007，小于臨界值0.05，說(shuō)明二者之間呈相關(guān)關(guān)系(蔣若蘭,崔桂花,葉斌)。從表3-9系數(shù)表可知，回歸常量為2.583，回歸系數(shù)為0.135，說(shuō)明企業(yè)管理與員工忠誠(chéng)度之間呈正相關(guān)關(guān)系，可以認(rèn)為企業(yè)管理會(huì)對(duì)員工忠誠(chéng)度造成正向顯著影響。由于企業(yè)管理與情感忠誠(chéng)已通過(guò)相關(guān)性檢驗(yàn)，因此將情感忠誠(chéng)作為因變量，企業(yè)管理作為自變量，代入一元線(xiàn)性回歸方程，得到的結(jié)果如下。表3-10情感忠誠(chéng)模型摘要表模型RR平方調(diào)整后的R平方標(biāo)準(zhǔn)估算的錯(cuò)誤Durbin-Watson(U)1.225a.051.0461.085302.185a.預(yù)測(cè)變量：（常量），企業(yè)管理b.因變量：情感忠誠(chéng)表3-11情感忠誠(chéng)ANOVA表模型平方和自由度均方F顯著性1回歸13.978113.97811.867.001b殘差262.6682231.178總計(jì)276.646224a.因變量：情感忠誠(chéng)b.預(yù)測(cè)變量：（常量），企業(yè)管理表3-12情感忠誠(chéng)系數(shù)表模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)t顯著性共線(xiàn)性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤貝塔容許VIF1（常量）2.637.3198.271.000企業(yè)管理.264.077.2253.445.0011.0001.000因變量：情感忠誠(chéng)通過(guò)表3-10模型摘要可知，企業(yè)管理因素與員工情感忠誠(chéng)代入自變量和因變量建立回歸方程，R2為0.051，德賓沃森指數(shù)為2.185，通過(guò)表3-11ANOVA可知，企業(yè)管理與情感忠誠(chéng)之間顯著性為0.001，在95％置信區(qū)間內(nèi)＜臨界值0.05，說(shuō)明二者有顯著相關(guān)關(guān)系，通過(guò)表3-12系數(shù)表可知，回歸常量為2.637，回歸系數(shù)為0.264，說(shuō)明承德露露企業(yè)管理因素會(huì)對(duì)員工的情感忠誠(chéng)造成顯著正相關(guān)影響(盧夢(mèng)婷,何明媛,姜浩,2022)。（四）社會(huì)環(huán)境與忠誠(chéng)度的回歸分析使用spss22.0軟件，通過(guò)將社會(huì)環(huán)境因素得分與忠誠(chéng)度得分代入一元線(xiàn)性回歸方程，探究二者作用關(guān)系，得到的結(jié)果如下。表3-13社會(huì)環(huán)境模型摘要表模型RR平方調(diào)整后的R平方標(biāo)準(zhǔn)估算的錯(cuò)誤Durbin-Watson(U)1.187a.035.031.706692.034a.預(yù)測(cè)變量：（常量），社會(huì)環(huán)境b.因變量：忠誠(chéng)度表3-14社會(huì)環(huán)境ANOVA表模型平方和自由度均方F顯著性1回歸4.02214.0228.054.005b殘差111.367223.499總計(jì)115.389224a.因變量：忠誠(chéng)度b.預(yù)測(cè)變量：（常量），社會(huì)環(huán)境表3-15社會(huì)環(huán)境系數(shù)表模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)t顯著性共線(xiàn)性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤貝塔容許VIF1（常量）2.544.21212.015.000社會(huì)環(huán)境.145.051.1872.838.0051.0001.000因變量：忠誠(chéng)度從表3-13模型摘要圖可得，社會(huì)環(huán)境與忠誠(chéng)度代入一元線(xiàn)性回歸方程進(jìn)行回歸分析，R2為0.035,德賓沃森系數(shù)為2.034，說(shuō)明自變量對(duì)因變量有顯著影響，二者自相關(guān)不嚴(yán)重。從表3-14ANOVA表可知，社會(huì)環(huán)境與承德露露公司忠誠(chéng)度之間顯著性水平為0.005，小于臨界值0.05，說(shuō)明二者之間呈相關(guān)關(guān)系。從表3-15系數(shù)表可知，回歸常量為2.544，回歸系數(shù)為0.145，說(shuō)明社會(huì)環(huán)境與承德露露公司員工忠誠(chéng)度之間呈正相關(guān)關(guān)系，可以認(rèn)為社會(huì)環(huán)境因素會(huì)對(duì)員工忠誠(chéng)度造成正向顯著影響。由于社會(huì)環(huán)境因素與情感忠誠(chéng)已通過(guò)相關(guān)性檢驗(yàn)，因此將情感忠誠(chéng)作為因變量，將社會(huì)環(huán)境因素自變量探究影響關(guān)系，代入一元線(xiàn)性回歸方程，得到的結(jié)果如下。表3-16情感忠誠(chéng)模型摘要表模型RR平方調(diào)整后的R平方標(biāo)準(zhǔn)估算的錯(cuò)誤Durbin-Watson(U)1.212a.045.0411.088422.178a.預(yù)測(cè)變量：（常量），社會(huì)環(huán)境b.因變量：情感忠誠(chéng)表3-17情感忠誠(chéng)ANOVA表模型平方和自由度均方F顯著性1回歸12.469112.46910.525.001b殘差264.1772231.185總計(jì)276.646224a.因變量：情感忠誠(chéng)b.預(yù)測(cè)變量：（常量），社會(huì)環(huán)境表3-18情感忠誠(chéng)系數(shù)表模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)t顯著性共線(xiàn)性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤貝塔容許VIF1（常量）2.675.3268.203.000社會(huì)環(huán)境.255.079.2123.244.0011.0001.000因變量：情感忠誠(chéng)均值通過(guò)3-16模型摘要表可知，將社會(huì)環(huán)境因素和情感忠誠(chéng)度代入自變量和因變量建立回歸方程，R2為0.045，德賓沃森系數(shù)為2.178。通過(guò)3-17ANOVA表可知，社會(huì)環(huán)境與情感忠誠(chéng)之間顯著性得分為0.001，在95%置信區(qū)間內(nèi)，小于臨界值0.05，二者呈正相關(guān)關(guān)系，通過(guò)3-18系數(shù)表可知，回歸常數(shù)為2.675，回歸系數(shù)為0.255，大于0，說(shuō)明社會(huì)環(huán)境與情感忠誠(chéng)之間呈正相關(guān)的影響關(guān)系(蕭秋瑤,崔澤民,易璇)。綜上所述，對(duì)比三個(gè)影響因素與承德露露員工忠誠(chéng)度之間的影響關(guān)系，三個(gè)影響因素都對(duì)員工忠誠(chéng)度呈正相關(guān)影響。通過(guò)比較回歸系數(shù)，可以得到社會(huì)環(huán)境（0.145）＞企業(yè)管理（0.135）大于個(gè)人感知（0.118），說(shuō)明在承德露露公司中，社會(huì)環(huán)境即企業(yè)所在地的落戶(hù)政策、房?jī)r(jià)水平、行業(yè)發(fā)展、競(jìng)爭(zhēng)壓力會(huì)對(duì)員工的忠誠(chéng)度水平影響程度較高，社會(huì)環(huán)境因素直接影響到員工的生涯規(guī)劃和生活成本高低，進(jìn)而間接影響了承德露露公司員工和企業(yè)之間的穩(wěn)定關(guān)系，造成忠誠(chéng)度的變化。此外，個(gè)人感知因素、企業(yè)因素、社會(huì)環(huán)境因素三者都會(huì)對(duì)員工忠誠(chéng)的情感忠誠(chéng)造成顯著影響，通過(guò)對(duì)比回歸系數(shù)可知，企業(yè)管理（0.264）＞社會(huì)環(huán)境（0.255）＞個(gè)人感知（0.217），企業(yè)管理對(duì)于情感忠誠(chéng)的影響最為顯著。情感忠誠(chéng)是指員工對(duì)于企業(yè)的情感投入，構(gòu)建承德露露公司員工對(duì)企業(yè)的情感忠誠(chéng)，需要員工和企業(yè)之間的良性雙向互動(dòng)，并且通過(guò)員工和露露飲料企業(yè)的雙向承諾(康華山,金恩雅,2021)，以形成穩(wěn)定的心理契約，這一過(guò)程中，企業(yè)的薪酬體系，績(jī)效考核等都會(huì)影響員工的目標(biāo)實(shí)現(xiàn)程度，從而影響承德露露公司員工對(duì)于企業(yè)的評(píng)價(jià)以及情感投入。因此企業(yè)管理因素對(duì)于情感忠誠(chéng)的影響最為顯著。四、結(jié)論及建議（一）結(jié)論通過(guò)上文對(duì)收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，承德露露公司中男性占比較多，男女性別對(duì)于員工忠誠(chéng)度的影響雖不顯著，但女性忠誠(chéng)度得分仍略高于男性，說(shuō)明女性更傾向于和承德露露企業(yè)建立一個(gè)長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，并保持自身對(duì)企業(yè)的投入。不同年齡群體中，31歲~40歲群體的忠誠(chéng)度得分高于21歲~30歲和40歲及以上的群體忠誠(chéng)度得分(朱凱文,曾紫薇,謝嘉)。這與不同年齡群體所面臨的職業(yè)規(guī)劃和選擇密切相關(guān)，相較于年輕群體和稍年長(zhǎng)群體，31歲~40歲的群體處于職業(yè)發(fā)展的黃金時(shí)期，在積累一定資源后可以在承德露露企業(yè)內(nèi)尋求向更高層級(jí)發(fā)展，這種自我目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的推動(dòng)也促進(jìn)了員工的忠誠(chéng)度提升。通過(guò)對(duì)忠誠(chéng)度影響因素的實(shí)證分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，個(gè)人感知、企業(yè)管理、社會(huì)環(huán)境三個(gè)因素都會(huì)對(duì)員工忠誠(chéng)度造成顯著的正向影響，其中社會(huì)環(huán)境因素對(duì)于員工忠誠(chéng)度的影響最為顯著，從馬斯洛需求層次理論出發(fā)進(jìn)行分析，社會(huì)環(huán)境當(dāng)中，房?jī)r(jià)和落戶(hù)政策以及行業(yè)評(píng)價(jià)影響了員工的安全需求和尊重需求，從而影響了承德露露公司員工對(duì)于企業(yè)的認(rèn)同，造成了在忠誠(chéng)度上的顯著影響。（二）建議1.改進(jìn)績(jī)效考核制度通過(guò)將影響因素與忠誠(chéng)度的不同維度進(jìn)行相關(guān)和回歸分析顯示，企業(yè)管理因素對(duì)于員工的情感忠誠(chéng)影響最為顯著，在企業(yè)管理因素下，筆者設(shè)置了薪酬分配、績(jī)效考核、晉升培訓(xùn)、上下級(jí)溝通等多個(gè)題項(xiàng)，描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，在績(jī)效考核公平性題項(xiàng)上得分最低，因此，想要優(yōu)化企業(yè)管理以提升員工忠誠(chéng)度，需從優(yōu)化績(jī)效考核制度出發(fā)，并結(jié)合實(shí)際提出可行對(duì)策(胡宇航,潘詩(shī)涵,江俊,2021)。承德露露公司應(yīng)當(dāng)建立更為全面的績(jī)效考核指標(biāo)體系，確?？?jī)效考核指標(biāo)是公平、全面的，才能更好的幫助員工進(jìn)行自我確認(rèn)和提升，并且在確立績(jī)效考核指標(biāo)時(shí)，適度納入員工的意見(jiàn)，通過(guò)增強(qiáng)員工參與感的方式加強(qiáng)員工和企業(yè)之間的連接，以提升員工忠誠(chéng)度。作為壓力容器植物蛋白飲料企業(yè)，承德露露公司在注重生產(chǎn)結(jié)果的同時(shí)，也應(yīng)當(dāng)對(duì)員工的個(gè)人貢獻(xiàn)做出更為全面的評(píng)價(jià)，僅采取末位淘汰制會(huì)抑制員工對(duì)企業(yè)的長(zhǎng)期忠誠(chéng)，因此，對(duì)于完成績(jī)效存在困難的員工，可采納績(jī)效面談的形式給予反饋，在溝通中解決員工存在的問(wèn)題，幫助員工提升績(jī)效完成度。2.構(gòu)建有效的溝通體系在設(shè)計(jì)調(diào)查問(wèn)卷過(guò)程中，筆者在個(gè)人感知和企業(yè)管理因素兩個(gè)方面都設(shè)置了與溝通有關(guān)的題項(xiàng)，研究結(jié)果表明，個(gè)人感知和露露飲料企業(yè)管理因素都會(huì)影響員工的情感忠誠(chéng)，從而影響公司員工的總體忠誠(chéng)(康華山,金恩雅)。因此，承德露露企業(yè)內(nèi)部溝通作為構(gòu)成個(gè)人感知和企業(yè)管理的重要組成部分具有重要的意義，在承德露露企業(yè)內(nèi)部構(gòu)建良性有效的溝通體系，不僅有助于改善員工的個(gè)人感知，提升員工對(duì)于企業(yè)環(huán)境的評(píng)價(jià)，也有助于企業(yè)內(nèi)部信息的傳遞，提升企業(yè)運(yùn)行效率。承德露露公司應(yīng)采取直線(xiàn)溝通形式，不應(yīng)過(guò)多強(qiáng)調(diào)科層差異，對(duì)于有創(chuàng)新想法的員工要給予重視，積極的聽(tīng)取員工的建議，一方面不僅有利于激勵(lì)員工創(chuàng)新，提升公司植物蛋白飲料的整體創(chuàng)新水平，另一方面可以維系不同層級(jí)之間良好的溝通關(guān)系，促進(jìn)內(nèi)部的整合與管理的優(yōu)化。3.完善福利保障措施在問(wèn)卷的設(shè)計(jì)過(guò)程中，在社會(huì)環(huán)境因素表設(shè)置的題項(xiàng)有兩項(xiàng)為測(cè)量員工對(duì)企業(yè)所在地房?jī)r(jià)和落戶(hù)政策的感知，描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，承德露露公司員工對(duì)于當(dāng)?shù)胤績(jī)r(jià)的滿(mǎn)意度較低，得分為3.97，結(jié)合實(shí)證分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，員工對(duì)社會(huì)環(huán)境的評(píng)價(jià)對(duì)于忠誠(chéng)度有著十分顯著的影響。由于企業(yè)是社會(huì)的重要組成部分，并且和社會(huì)其他系統(tǒng)處于深刻的互動(dòng)中，因此，企業(yè)完善福利保障措施能夠更好的幫助員工抵御社會(huì)環(huán)境當(dāng)中存在的風(fēng)險(xiǎn)，滿(mǎn)足員工的安全需求。筆者通過(guò)和承德露露公司管理人員交流得知，當(dāng)下，承德露露公司的福利主要為節(jié)日福利，例如三八節(jié)、婦女節(jié)，還包括員工的工齡福利，以及績(jī)效考核達(dá)標(biāo)員工的升職加薪福利等，因此可以認(rèn)為，承德露露公司的福利更多依托于節(jié)假日和員工的個(gè)人表現(xiàn)，在福利的多樣性上存在不足，承德露露公司可以通過(guò)增設(shè)福利項(xiàng)目的方式完善福利措施，對(duì)于員工重點(diǎn)關(guān)注的住房問(wèn)題，可以通過(guò)增設(shè)住房補(bǔ)貼的方式緩解員工的住房壓力，在緩解員工住房壓力的同時(shí)，能夠促進(jìn)員工對(duì)企業(yè)的長(zhǎng)期投入。另外還可采取企業(yè)團(tuán)建、醫(yī)療補(bǔ)貼的形式，靈活的滿(mǎn)足不同年齡段的員工的福利需求，通過(guò)建立能夠滿(mǎn)足多樣需求的福利體系，提升員工的忠誠(chéng)度。參考文獻(xiàn)[1]楊曉潔,張瑞.承德露露員工忠誠(chéng)度研究[D].吉林財(cái)經(jīng)大學(xué),2022.[2]陳夢(mèng)婷,劉陽(yáng)洋,王雨.公司員工忠誠(chéng)度分析—以承德露露為例[J].中小企業(yè)管理與科技,2021,(06):124-125.[3]趙明星,孫佳琪.承德露露管理探析[J].中小企業(yè)管理與科技,2021,(05):9-11.[4]周文靜,吳紫菡,林欣然.承德露露發(fā)展驅(qū)動(dòng)因素分析[J].市場(chǎng),2021,(08):7-12.[5]鄭天宇,黃思涵.承德露露員工忠誠(chéng)度與企業(yè)績(jī)效關(guān)系研究[D].西南交通大學(xué),2021.[6]朱凱文,曾紫薇,謝嘉.承德露露員工忠誠(chéng)度分析[J].合作經(jīng)濟(jì)與科技,2020,(12):132-133.[7]彭毅君,唐晨曦.核心能力視角的承德露露員工忠誠(chéng)度研究[D].大連理工大學(xué),2020.[8]胡宇航,潘詩(shī)涵,江俊.承德露露員工忠誠(chéng)度評(píng)價(jià)研究[D].東華理工大學(xué),2019.[9]鄧雅婷,鐘霖