湖北省基層農業科技工作者的職業滿意度評價及分析

摘要：采用因子分析法對湖北省393位基層農業科技工作者的職業滿意度進行了深入分析，并設計出合理的基層農業科技工作者職業滿意度評價指標體系。研究結果表明，基層農業科技工作者的職業滿意度總體偏低，其中，對人際關系的滿意度較高，而對報酬和升遷的滿意度較低。由此可見，對報酬和升遷的滿意度過低已成為提高基層農業工作者工作效率、完善農業科技隊伍建設以及加速農業現代化進程的重要障礙。因此，可以通過增加基層農技工作者的工資性收入，完善基層農技工作者的晉升機制，加強領導對基層農技工作者的關心等措施來提高其職業滿意度，進而激發其工作積極性和工作效率。

關鍵詞：基層農業科技工作者；職業滿意度；因子分析；評價指標

中圖分類號：F323.3 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2016）16-4301-06

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2016.16.059

農技推廣機構作為連接中國農業科技供需雙方的紐帶，對需求方進行技術推廣，對供給方給予信息反饋，在推動中國農業科技的發展上起著十分關鍵的作用。2012年中央一號文件提出要“充分發揮各級農技推廣機構的作用，著力增強農技推廣服務能力”。2015年中央一號文件進一步提出要“穩定和加強基層農技推廣等公益性服務機構，健全經費保障和激勵機制，改善基層農技推廣人員工作和生活條件。”要健全基層農技機構的激勵機制和提高基層農技人員的工作效率，對基層農技工作者的職業滿意度進行分析與評價至關重要。

國外很早就有學者指出，發展中國家農技推廣組織面臨的主要問題是農技推廣人員缺乏競爭和激勵，沒有科學的人力資源管理體系和運行機制[1]。國內學者也對此做了大量研究，他們發現中國基層農業科技推廣隊伍具有業務培訓地位凸顯、工作積極性較高但錯位問題較突出、工作條件差、職業忠誠度不高、年齡結構不合理、教育水平低和職稱低等特點[2，3]。另一方面是對基層農業科技工作者工作行為和工作績效的研究。李紅梅[4]對四川省18個市縣農技人員的工作行為進行研究后指出，農技人員的推廣行為不太積極，而且推廣方式較為傳統，以發放資料、田間培訓和推廣人員入戶等方式為主。眾多研究結果表明，優秀的農技員的技術推廣行為對農業技術推廣績效有顯著正向影響，農技員指導次數越多，指導內容越好，與農戶的熟悉程度越高，農業技術推廣績效越好[5，6]。何晨曦等[7]的研究發現，農業科技服務供給離不開科技組織、科技人員和科技宣傳，且其服務的質量和數量直接影響到農戶的滿意度評價。申紅芳等[8]的研究表明激勵考核機制對農技人員的推廣行為和績效有較為顯著的影響。工作滿意度的概念最早由美國Hoppock[9]提出，他認為工作滿意度是工作者心理和生理兩方面對環境因素的滿足感受，即工作者對工作情境的一種主觀反應。國外學者針對工作滿意度的構成因素和測量的大量研究表明，工作滿意度可以包括工作本身、報酬、提升、認可、工作條件、福利、自我、管理者、同事和組織外成員等10個因素[10]。基層農技人員的工作滿意度是促進農業科技服務發生變化的決定性因素[11]，現有研究結果表明科技工作者的工作滿意度對其工作績效存在顯著的正面影響，工作滿意度越高，其工作績效也越高[12]。張貴群等[13]對北京地區科技工作者的工作滿意度進行了測量，結果表明科技工作者的人際關系滿意度最高，福利待遇滿意度最低，工作滿意度的整體狀況有待改善。龔繼紅等[14]的研究則指出，基層農業科技工作者的福利水平滿意度和社會地位滿意度相對較高，經濟地位滿意度較低。綜上所述，基層農技人員作為農技推廣體系中的核心主體，其對現有工作狀態的滿意度在很大程度上影響著其進行推廣服務的積極性和工作效率。

以上研究指出了基層農技工作者的職業滿意度對促進農業科技服務的重要性，但系統地研究基層農業科技工作者職業滿意度評價體系的文獻卻較為缺乏。為彌補現有研究的不足，本研究試圖采用因子分析法對湖北省基層農業科技工作者的工作滿意度進行系統評價和分析，進一步了解基層農業科技工作者職業滿意度的真實情況，以期為提高基層農技人員的工作效率和農業推廣體系的運行效率提供有效建議。

1 研究方法和模型構建

因子分析是綜合評價當中常用的一種統計方法。它是將多個可能存在著相關關系的實測變量轉換成少數幾個不相關的綜合變量的多元統計方法，這少數幾個綜合變量是不可觀測的，稱為公共因子，其具有命名解釋性，是對原始變量信息的綜合反映。因子分析的目的是通過研究觀測變量變動的共同原因和特殊原因，從而使變量結構簡化。因子分析用數學模型可以表示為：

X1=a11F1+a12F2+…+a1mFm+？著1X2=a21F1+a22F2+…+a2mFm+？著2…Xp=ap1F1+ap2F2+…+apmFm+？著p，

式中，X1，X2，X3，…，XP為p個原有變量；F1，F2，F3，…，Fm為m個因子變量（m≤p）；apm為因子載荷，是第p個原有變量XP和第m個公共因子Fm之間的相關系數；？著p是與原始變量XP對應的特殊因子。

因子分析也可表示成矩陣形式：X=AF+Ε

式中，F=（F1，F2，F3，…，Fm）是這p個觀測變量的公共因子（m≤p）；A為因子載荷矩陣。因子分析的基本過程可以分為3個步驟：

1）對數據進行檢驗，以確定待分析的原有若干變量是否適合于因子分析。

2）主成分因子分析，通過對原始變量的相關系數矩陣內部結構的研究，導出能控制所有變量的少數幾個綜合變量的方差解釋表和能反映變量間本質聯系、變量與公共因子關系等全部信息的因子載荷矩陣。

3）對因子進行命名解釋，對因子載荷矩陣進行正交旋轉，利用旋轉后的載荷矩陣進行變量聚類，設公共因子為F1，F2，F3，…，Fm，則在Fm上載荷較大的變量可以分別聚為一類，這樣初始的p個變量將由m個公共因子取代，變量的結構得以簡化，維數得以降低，然后根據這些公共因子所包含變量的特點（即公因子內涵）對因子進行命名解釋。

2 數據來源及其檢驗

2.1 問卷設計與數據收集

問卷共分為3個部分。第一部分為標題、內容、本次調查的目的和注意事項。第二部分為被調查者的基本信息變量，包括性別、年齡、文化程度、工資收入、職稱和工作年限等。第三部分為基層農業科技工作者職業滿意度評價，采用李克特（Likert）五點量表，用“1-5”分別代表“非常不滿意”到“非常滿意”。題項從制度環境、自我實現、報酬、升遷、工作本身和人際關系6個角度出發，設有工作氛圍、管理制度、工作外部環境、組織文化、領導員工溝通、單位發展前景、部門沖突之間的協調、工作成就感與自我實現、在工作中充分發揮個人的能力、工作興趣、工作發展寬松度、進修培訓機會、福利待遇、薪金分配、晉升機會、考核升遷制度、工作時間自由度、工作負擔、領導對科技人員的關懷和與同事之間的關系20項題項，均從農技工作者對工作滿意的主觀視角進行。

本研究所用數據是于2012年對華中農業大學繼續教育學院舉辦的“湖北省陽光工程基層農技人員知識更新培訓班”進行問卷調查所得。調查對象為培訓班的學員，即湖北省基層農技工作者，均來自鄉鎮一級的農技推廣站，所屬地區基本覆蓋湖北省各個縣鄉，涉及到農業推廣體系中農機和種植等系統，具有較好的代表性。本次調查共發放了450份問卷，回收了423份，其中有效問卷為393份，有效率為92.91%。

2.2 樣本數據描述性分析

在被調查的農技工作者樣本中，男性占74.42%，女性占25.58%；年齡在36～45歲的占51.36%；文化程度在大專及以上的占69.40%；月工資主要分布在1 000～2 000元之間，占總樣本數的82.73%；職稱分布中，初級及無職稱者占41.39%，中級職稱者占55.36%；農技工作者參加工作的時間達8年以上的占89.95%，其所在單位人員規模在10人及以下的占63.25%，在11～30人的占24.58%。具體的基本信息變量說明如表1所示。由表1可知，被調查樣本中，男性占大多數，中年人居多，文化程度較高，月工資較低，職稱偏低，所在單位的人員規模一般較小，這些與學術界調查的基層農技工作者群體的普遍特征較為相符，說明樣本具有較強的典型性和代表性。

2.3 信度和效度檢驗

在對基層農業科技工作者職業滿意度進行分析之前，首先要對問卷收集的數據進行信度和效度檢驗，以確保分析的可靠性和有效性。

1）信度檢驗。采用Cronbach’s α系數對數據的信度進行衡量，一般認為被測問卷的Cronbach’s α系數需大于0.7才能被接受。經過信度分析發現，數據的α值為0.856（>0.7），說明數據的信度較好。

2）效度檢驗。效度檢驗應用探索性因子分析進行。采用最大方差法進行主成分因子分析，經過3次因子分析，共提取6個公因子，解釋方差達69.760%（表2），KMO值為0.905，且Bartlett球形統計值的顯著性為P=0，所有題項的共同度及在公因子上的載荷均大于0.5且題項在各因子上沒有交叉載荷（表3），表現出良好的區別效度和聚合效度。

3 基層農業科技工作者職業滿意度評價

3.1 評價指標體系的建立

為了對基層農業科技工作者職業滿意度進行綜合評價，構建了由三級指標體系組成的職業滿意度評價體系。

一級指標為基層農業科技工作者職業滿意度指數，二級指標為利用因子分析法得出的6個公共因子，即制度環境、自我實現、報酬、升遷、工作本身和人際關系，三級指標為效度檢驗后6個公共因子所包含的題項。一級指標的滿意度得分在二級指標的基礎上計算得出，二級指標的滿意度得分在三級指標的基礎上計算得出，三級指標的得分則用其題項的平均值除以最高標度5后再乘以100得到。

3.2 權重的確定

權重的確定是對多指標體系進行綜合評價的關鍵[15]。本研究中三級指標和二級指標的權重是運用主成分分析法得出的。在對多級指標體系的權重進行計算時，遵循從低級到高級依次進行的方法，即先確定三級指標體系的權重，再確定二級指標體系的權重。例如要確定二級指標制度環境X1所包含的7個指標X11，X12，X13，X14，X15，X16，X17的權重，首先要對這7個變量按照特征值大于1的最大方差法進行主成分分析，得到未旋轉的主成分個數和對應的方差貢獻量（表4），以及初始因子載荷矩陣（表5），從表4和表5共萃取出1個主成分（設為F1），解釋方差達62.253%。

然后以歸一化的方差貢獻量作為權重，對主成分進行加權平均計算得到X1和主成分F1的關系，而主成分F1的值是由初始因子載荷矩陣中的數據除以主成分相對應的特征值開平方根計算得出，即：

F1=（0.782X11+0.720X12+0.715X13+0.672X14+0.531X15+0.515X16+0.423X17）/■

這樣就可以得到X1和X11，X12，X13，X14，X15，X16，X17之間的關系，即：

X1=0.375X11+0.345X12+0.343X13+0.322X14+0.254X15+0.247X16+0.203X17

然后再對X11，X12，X13，X14，X15，X16，X17的系數進行歸一化處理，即得到：

X1=0.179X11+0.165X12+0.164X13+0.154X14+0.122X15+0.118X16+0.098X17

式中，X11，X12，X13，X14，X15，X16，X17前的系數即為權重。三級指標權重得到后，即可加權計算出二級指標的數值，然后再進行上述過程，即可得出二級指標的權重，三級指標和二級指標權重的計算結果如表6所示。

3.3 基層農業科技工作者職業滿意度評價

根據以上計算方法，基層農業科技工作者職業滿意度指數計算結果如表6所示。由計算結果可知，基層農業科技工作者的職業滿意度指數為59.38，總體偏低。而在影響基層農技員職業滿意度指數的二級指標中，人際關系（69.0）、自我實現（65.4）、工作本身（62.8）和制度環境（61.2）的滿意度得分較高，均高于綜合指數59.38，但升遷和報酬的滿意度得分僅為51.0和41.4，遠低于綜合指數59.38。二級指標的得分情況說明基層農技工作者對人際關系、自我實現、工作本身和制度環境4項表現出較高的滿意度，但對升遷和報酬的滿意度卻明顯偏低，特別是對報酬的滿意度，嚴重拖低了其整體的職業滿意度，這反映出報酬低已成為影響基層農技工作者職業滿意度和抑制其工作積極性的重要因素，提高基層農技工作者的報酬較為必要。觀察三級指標可知，基層農技工作者滿意度高的指標主要表現在與同事之間的關系、工作興趣、在工作中充分發揮個人的能力和工作時間自由度等方面，滿意度低的指標則主要表現在福利待遇、薪金分配、晉升機會和考核升遷制度等方面。這在一定程度上說明，對報酬和升遷的滿意度過低是造成基層農技工作者職業滿意度偏低的主要因素，且已成為提高基層農業科技工作者工作效率、完善農業科技隊伍建設和加速農業現代化進程的重要障礙。

湖北省基層農業科技工作者對報酬和升遷如此不滿與其背后的宏觀制度有分不開的關系。湖北省自2005年開始實行“兩轉一推”改革（即基層農業技術推廣機構轉制為民辦非企業組織，基層農業技術推廣人員轉變為一般社會從業人員，基層農業科技服務推向市場），從而建立政府花錢購買農業科技公益服務的“以錢養事，養事不養人”的新制度[14]。在這一改革下，基層農業技術推廣機構須自主經營、自負盈虧，其人員退出事業編制，工資支付與財政脫鉤，工資完全取決于單位的盈虧和自身的業績，“單位人”的象征性資本完全消失，同時以前所預期的免費社會福利（如退休養老保障、醫療保障等）也需全部自費。顯然，相比之前基層農業科技工作者薪酬福利有較大幅度的下降，故其會對報酬不滿就在所難免了。而改革的同時，湖北省基層農業科技工作者的職稱晉升和崗位設置的主導權逐步移向了縣級主管部門手中，這就容易出現晉升不合理和不公平的情況，故不免會增加其對升遷的不滿意程度。綜上可知，湖北省改革的最初目標是為了提高農業科技制度的效率，但客觀上卻降低了基層農技人員的收入和職業滿意度，造成了人員的流失。

4 研究結論與政策建議

從以上研究中可以得出如下結論：第一，基層農業科技工作者的職業滿意度總體偏低，有待提高；第二，在評價基層農技工作者職業滿意度的6個二級指標中，人際關系的得分最高，其次是自我實現、工作本身和制度環境3項，這3項的得分均高于綜合指數，而得分最低的是工資報酬，可見對報酬的不滿是造成基層農技工作者職業滿意度偏低的主要因素；第三，從三級指標的得分情況可以發現，除福利待遇和薪金分配外，晉升機會、單位發展前景、考核升遷制度、工作外部環境和工作負擔的得分也較低，也是使得基層農技工作者職業滿意度偏低的重要因素。因此，提出以下建議：

1）重視農業科技服務的公益性特點，提高基層農技工作者的工資性收入。農業科技服務具有公益性的特點，對農業和農村的發展具有非常重要的作用。基層農業技術推廣機構的第一目標是及時有效地為農民提供農業技術服務，促進當地農業的發展，基于此，農業科技體制的改革需要將提高農業科技服務的效率放在首位，注重提高農技工作者的收入和職業滿意度。故在進行基層農技推廣機構的市場化改革時，要注意農業科技服務的公益性特點，根據不同的情況給予基層農技工作者不同的財政補貼，提高其收入，以確保基層農業技術推廣機構能夠留住人才。與此同時，基層農業技術推廣機構不妨開放地制定和管理薪酬。一直以來，薪酬的制度都由組織決定，很少有員工的參與，如果對基層科技工作者的薪酬制定和管理能實行開放的政策，吸收各利益群體代表的意見，則既能實現薪酬管理的公平合理性，也能更好地提高其整體的職業滿意度。

2）完善晉升機制，為基層農技工作者提供更多公平的晉升機會。升遷是影響基層農技工作者職業滿意度的重要因素，對提高其工作效率有著極大的激勵作用，而包括湖北省在內的大部分農技服務機構的晉升機制都較不合理。可以從兩方面著手以提高基層農技工作者對升遷的滿意度。一方面，完善晉升機制，調查表明大多數基層農技工作者的工作時間雖然較長，但職稱卻都較低，基本都在中級職稱以下，故在晉升上不妨讓駐鄉機構擁有一部分自主權，建立一套較完善的公平競爭的晉升機制，使真正有能力且為組織做出過較大貢獻的基層工作者能獲得更多晉升機會，同時淘汰不做事、“吃閑飯”的人員，從而確保“能者上、平者讓、庸者下、劣者撤”；另一方面，要提供多層次的培訓和進修機會，對有意深造的工作者可以給予資金支持，培訓和深造是提高員工素質最有效的方法之一，提高員工的素質既可以為員工提供更多的發展機會，也可以優化整個組織隊伍。

3）加強領導對基層農技工作者的關心，注重單位的精神文化建設。當前，精神文化建設常常被基層農技服務機構所忽略，而研究發現基層農技工作者雖然對與同事之間關系的滿意度較高，但對領導對科技人員的關懷、工作外部環境和工作負擔的滿意度卻較低。工作的外部環境和工作負擔在很大程度上是由基層農技工作者的工作性質決定的，但是如果領導能加強對基層農技工作者的關懷，對工作優秀者及時給予物質和精神嘉獎，并加強組織的文化建設，積極宣傳，讓農技工作者意識到自己工作的重要性和價值所在，就能有效地激發工作者的工作熱情，提高其職業滿意度和工作績效。

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