宋文琤

摘要：通過232個有效樣本數(shù)據(jù)的實證檢驗，運用層次回歸法驗證了組織職業(yè)生涯管理、組織支持感和組織承諾的關系。研究結果表明組織職業(yè)生涯管理中的晉升公平、提供職業(yè)信息、注重培訓等維度對組織承諾有正向影響；組織職業(yè)生涯管理中的提供職業(yè)信息、注重培訓、職業(yè)自我認知等維度正向影響組織支持感；組織支持感在提供職業(yè)發(fā)展信息、注重培訓兩個維度對組織承諾的影響中起完全中介作用。

關鍵詞：組織職業(yè)生涯管理；中介效應；組織承諾；組織支持感

中圖分類號：F272文獻標識碼：A文章編號：16721101（2016）05002505

新常態(tài)下的中國，創(chuàng)新成為驅動經濟發(fā)展的重要因素。企業(yè)面臨著新的市場環(huán)境，也面臨著無邊界職業(yè)生涯時代員工訴求的變化，需要創(chuàng)新員工管理的方式。新一代的員工除了追求經濟收益，更加重視自我的提升和發(fā)展。為此，組織在不斷加劇的人才競爭中，需要調整管理目標和手段，將組織愿景與員工個人目標有效結合，激發(fā)員工的積極性，以保持和提升自身的核心競爭力。

在這樣的背景下，組織的職業(yè)生涯管理尤為重要。Pazy的研究表明組織職業(yè)生涯管理與個體的工作績效、職業(yè)認同、職業(yè)態(tài)度和適應性明顯相關[1]。周文霞，李博發(fā)現(xiàn)組織職業(yè)生涯管理對工作卷入度有正向影響[2]。Guan等學者認為組織職業(yè)生涯管理負向作用于員工的離職傾向[3]。在此基礎上，本文試圖進一步分析組織職業(yè)生涯管理對個體心理和行為的影響。通過構建組織職業(yè)生涯管理、組織支持感和組織承諾三個變量之間的作用機制，為新的時代背景下企業(yè)的員工管理提出可行對策。

二、文獻回顧和研究假設

（一） 概念界定

組織職業(yè)生涯管理 （ organizational career management ，以下簡稱OCM） 這一概念從企業(yè)的角度出發(fā)，指由組織主導的、目的在于開發(fā)個體的潛力、吸引和留住員工、幫助員工實現(xiàn)自我生涯目標的一系列管理方法。根據(jù)龍立榮在中國背景下的研究，將OCM分為四個維度，包括晉升公平、注重培訓、提供職業(yè)發(fā)展信息和職業(yè)自我認知[4]。

組織支持感（perceived organizational support，以下簡稱POS）被Eisenberger（1986）界定為：個體感受到的組織對個體表現(xiàn)的評價、組織對其幸福感的關注，將促使個人產生一種綜合性的組織支持的整體認知[5]。組織支持感是組織支持理論（OST）的核心。組織重視員工的努力和貢獻、關心員工的幸福感、滿足員工的需求，將對員工產生有效的激勵。

組織承諾（Organizational Commitment，以下簡稱OC）是個人的組織認同和對組織的投入程度（Mowday，Porter1982） [6]。員工自覺接受組織的目標，并為成為組織的成員感到驕傲，為了工作愿投入更多的精力。

（二）關系分析與研究假設

1. 組織職業(yè)生涯管理與組織承諾。OC強調個人對組織的態(tài)度認同和努力行為。在對其前因變量的研究中發(fā)現(xiàn)，組織對個體的影響會作用于個體的OC。Reichers認為工作滿意、壓力和挑戰(zhàn)、員工與主管關系、工作投入、人崗匹配等相關因素會對OC產生影響[7]。Mathieu認為OC的前因變量包括技能多樣性、工作的自主性和挑戰(zhàn)性、工作領域等[8]。Meyer則認為互動公平、分配公平和過程公平能夠影響OC[9]。OCM的主要措施包括通過培訓、公平晉升、為個體提供職業(yè)發(fā)展信息以提升其職業(yè)認知等方式來促進員工在企業(yè)內的職涯發(fā)展。這些措施能夠加強個體對于組織的認同，激發(fā)其努力工作的行為，增加OC。因此，本文提出如下假設：

H1：組織職業(yè)生涯管理顯著正向預測個體的組織承諾。

H1a：晉升公平顯著正向預測個體的組織承諾。

H1b：提供職業(yè)信息顯著正向預測個體的組織承諾。

H1c：注重培訓顯著正向預測個體的組織承諾。

H1d：職業(yè)自我認知顯著正向預測個體的組織承諾。

2. 組織職業(yè)生涯管理與組織支持感。組織支持理論認為員工會由于組織對其工作的回報和情感需求的滿足而產生一種支持感。也就是說企業(yè)肯定員工的貢獻、重視其幸福感傳達了組織對個體的認可。員工在工作中，除了關注物質回報，也關注自身在組織內的發(fā)展。組織對員工職業(yè)生涯發(fā)展的重視可以讓員工產生被組織支持、關心與認可的感受。在OCM的結果變量的研究過程中發(fā)現(xiàn)，OCM的實踐能預測個體的職業(yè)態(tài)度和職業(yè)認同 [1]、工作績效和職業(yè)滿意度4、工作卷入[2][10]）?；诖?，本研究提出以下假設：

H2：組織職業(yè)生涯管理顯著正向預測個體的組織支持感。

H2a：晉升公平顯著正向預測個體的組織支持感。

H2b：提供職業(yè)信息顯著正向預測個體的組織支持感。

H2c：注重培訓顯著正向預測個體的組織支持感。

H2d：職業(yè)自我認知顯著正向預測個體的組織支持感。

3.組織支持感與組織承諾。社會交換理論認為，員工與組織之間以“互惠”原則進行交換。當員工感受到組織對自己的關注和支持時，可能會產生一種回報的心理壓力以及義務感，從而對組織產生回報的態(tài)度或行為。Witt， L. A發(fā)現(xiàn)組織支持感越高，個體越能夠感受到企業(yè)對自己需求的滿足，自己的價值能夠得到組織認可，從而愿意以更多的努力回報組織，更好地實現(xiàn)組織目標[11]。Rhoades & Eisenberger認為，個體的POS越高，將越積極地看待自己的工作，對企業(yè)的投入也越多[12]。由此可以推測，POS能夠影響個體的OC?；诖耍疚奶岢黾僭O：

H3：組織支持感對組織承諾有正向預測作用。

4.組織支持感的中介作用。根據(jù)實踐和文獻回顧，我們可以推測當組織重視并愿意采取一定的管理措施幫助員工發(fā)展職業(yè)生涯時，會使員工感受到組織的關心和支持，并愿意予以回報。Rhoades和Eisenberger通過元分析認為上級支持、待遇和工作條件、程序公正是POS的前因變量[12]。Stinglhamber和Vandenberghe則認為POS對OC有顯著的預測作用[13]。Meyer和Smith的研究認為，在人力資源管理的實踐與員工的OC之間，員工知覺到的程序公正和組織支持起著中介作用[14]。這些研究為本文的POS的中介作用的研究提供了支持。因此，本文提出以下假設：

三、 研究設計

（一） 測量工具

組織職業(yè)生涯管理采用龍立榮開發(fā)的OCM量表。該量表包括4個維度：晉升公平、提供職業(yè)發(fā)展信息、注重培訓和職業(yè)認知，共16個題項[4]。組織支持感量表采用Farh等學者修訂的Eisenberger（1986）36 個題項量表中通過節(jié)選而產生的簡短版本，共有8個題項[15]。組織承諾的量表在參考Mowday （1979）的量表[16]基礎上形成，共12個題項。本文選擇年齡、學歷、職位級別和企業(yè)性質作為控制變量。除控制變量外，本研究所有變量都采用5點Likert量表打分，從用1代表“非常不符合”到用5代表“非常符合”。

（二） 研究樣本

本次調查問卷采取匿名派發(fā)的方式，于2015年5月到10月，采用便利抽樣的方式進行問卷收集，以包括企業(yè)培訓現(xiàn)場問卷、人員訪談調查和發(fā)送電子郵件等多種形式，共發(fā)出問卷281份，回收250份，回收率為88.96%。對回收問卷進行篩選，刪除無效問卷，得到有效問卷232份，有效率為82.56%。被調查對象中，年齡方面，21-25歲的人占22.0%，26-30歲的人占47.4%，31-35歲的人占22%，36-40歲的人占6.9%，41-45歲的人占1.7%。學歷方面，3.9%為大專以下學歷，38.8%是大專學歷，本科學歷占55.2%，碩士及以上學歷占2.2%。職位級別方面，35.8%是普通員工，基層管理者占30.6%，31.0%是中層管理者，高層管理者占2.6%。企業(yè)的性質方面， 15.9%是國有企業(yè)員工，71.1%是民營企業(yè)員工，外資或中外合資企業(yè)員工占12.9%。

四、 研究結果

（一） 樣本數(shù)據(jù)檢驗

1. 信度檢驗.本研究使用 Cronbachs ɑ 系數(shù)作為量表信度的衡量指標。檢驗結果顯示，OCM量表的Cronbachs ɑ系數(shù)值為0.919，POS量表的Cronbachs ɑ系數(shù)值為0.849，OC量表的Cronbachs ɑ系數(shù)值為0.901。說明以上量表的信度良好。

2.效度檢驗。對OCM量表進行探索性因子分析，結果顯示，KMO值為0.925，Bartlett球體檢驗的卡方值為1 886.271，顯著性為0.000（P<0.001），適合進行因子分析。對該量表進行探索性因子分析，采用主成分分析和最大變異法，共抽取4個特征值大于1的因子，因子荷載值在 0.574—0.827之間，總體方差解釋率為66.79%。POS量表的KMO值為0.886，Bartlett球體檢驗的卡方值為709.128，顯著性為0.000（P<0.001），提取出了1個特征值大于1的因子，題項的因子荷載值在0.556-0.724之間，方差累計貢獻率為63.21%。OC量表的KMO值為0.869，Bartlett球體檢驗的卡方值為1 188.277，顯著性為0.000（P<0.001），提取出了1個特征值大于1的因子，題項因子荷載值在0.523-0.720之間，方差累計貢獻率為64.41%。這表明以上量表具有良好的結構效度。

3.共同方法偏差檢驗。本研究采用Harman的單因子測試檢驗數(shù)據(jù)的同源性方法變異程度。對所有數(shù)據(jù)采用SPSS進行因子分析，共抽取出6個因子，解釋了變異總量的61.686%。其中第一個因子僅解釋了38.614%的變異量，說明未出現(xiàn)單一因子解釋絕大部分的變異量的情況，因此本次研究不存在嚴重的共同方法偏差。

五、 結論與展望

（一） 研究結論與管理建議

通過數(shù)據(jù)處理和檢驗，可得到以下研究結論：①OCM中的晉升公平、提供職業(yè)信息、注重培訓對OC有正向預測作用。OCM中的提供職業(yè)信息、注重培訓、職業(yè)自我認知對POS有正向預測作用。②POS對OC有正向預測作用。③在OCM的提供職業(yè)發(fā)展信息、注重培訓這兩個維度對OC的影響中，POS起完全中介作用。④實證結果顯示，職業(yè)自我認知不顯著影響組織承諾、晉升公平不顯著影響組織支持感，這可能與樣本的職位級別不同有關。如職位級別較低的普通員工和基層管理者對職業(yè)自我認知和晉升公平的感受不明顯。

根據(jù)研究結論，本文提出有利于組織管理的建議。一方面，組織需重視OCM，并采取措施建立完善的OCM體系。無邊界職涯時代的員工，更加重視個體的自我實現(xiàn)與發(fā)展，為此，員工常常跨越不同的職業(yè)和組織“邊界”，離職行為增加。在這樣的背景下激勵員工，組織更要優(yōu)化員工職業(yè)生涯的管理，具體可通過完善員工的公平晉升制度，提供組織內發(fā)展的信息，注重對個體的培訓以及幫助員工了解自己的職業(yè)目標、選擇合適員工個體的發(fā)展路線等方式，讓個體感受到組織支持，提升對組織的認同。另一方面，企業(yè)要轉變思維與行為方式，在戰(zhàn)略設計和管理制度的設置中體現(xiàn)出對員工利益的關注。為了在激烈的競爭中獲得長期發(fā)展，企業(yè)不能僅僅關注利潤和股東利益，同樣需要關注員工利益，特別是要重視如何讓員工的利益與組織的利益相結合，使員工感受到組織與自身的目標是一致的，以提升員工的POS和OC。

（二） 研究不足與展望

本研究雖然在理論基礎上得到了實證檢驗，但仍存在局限，需要做后續(xù)的探討。首先，本研究的所有問卷都只有員工自評，在后面的研究中，可增加其他角度如管理者的評價作為參考。其次，本研究采用的是便利抽樣，后續(xù)可擴大樣本的數(shù)量和來源，以驗證結論。再次，本文是對三個變量之間的橫向研究，將來可采用縱向研究。最后，將來的研究還可探討組織職業(yè)生涯管理的四個維度之間的交互作用，能夠更深入地考察各種因素的影響。

參考文獻：

[1]Pazy A. Joint responsibility： The relationships between organizational and individual career management and the effectiveness of careers [J]. Group Organization Management September， 1988， 13（3）： 311-331.

[2]周文霞，李博.組織職業(yè)生涯管理與工作卷入關系的研究[J].南開管理評論，2006，9（2）：66-67.

[3]Guan Y. perceived organizational career management and career adaptability as predictors of success and turnover intention among Chinese employees [J]. Journal of Vocational Behavior， 2015，85（3）： 230-270.

[4]龍立榮， 方俐洛，凌文輇.組織職業(yè)生涯管理與員工心理與行為的關系 [J]. 心理學報， 2002（1）： 97-105.

[5]Eisenberger R， Huntington R，Hutehison，et al.Pereeived Organizational Support[J]. Journal of AppliedPsyehology，1986（71）：500-507.

[6]Mowday R T， Porter L W， Steers R M. Employee organization linkages： The psychology of commitment， absenteeism and turnover [M].New York： Academic Press， 1982.

[7]Reichers A E.A review and reconceptualization of organizational commitment [J]. Academy of Management Review.1985， 10（3）： 485-476.

[8]Mathieu J E， Zajac D M. A review and meta-analysis of antecedents， correlates and consequences of organizational commitment [J]. Psychological Bulletin. 1990， 108 （2）：171-194.

[9]Meyer J P， Stanley D J， Herscovitch L， et al.Affective， Continuance， and Normative Commitment to the Organization： A Meta-analysis of Antecedents， Correlates， and Constqucncts [J]. Journal of Vocational Behavior. 2002， 61（1）： 20-52.

[10]鄧斌.組織職業(yè)生涯管理對員工工作卷入的影響[J].市場周刊 理論研究，2009（4）：145-146.

[11]Witt L A. Exchange ideology as a moderator of job-attitudes-organizational citizenship behavior relationships [J]. Journal of Applied Social Psychology， 1991（21）： 1 490-1 501.

[12]Rhoades L， Eisenberger R. Perceived organizational Support： A Review of the Literature [J]. Journal of Applied Psychology， 2002，87（3）：698-714.

[13]Stinglhamber F， Vandenberghe C. Organizations and Supervisors as Sources of Support and Targets of Commitment： a longitudinal study [J].Journal of organizational Behavior， 2003， 24（3）： 251-270.

[14]Meyer J P， Smith C A. HRM practices and organizational commitment： Test of a mediation modal [J]. Canadian Journal of Administrative Sciences， 2000， 17（4）： 19-332.

[15]Farh J L，Hackett R D，Liang J.Individual-level cultural values as moderators of perceived organizational support-employee outcome relationships in China： Comparing the effects of power distance and traditionality [J]. Academy of Management Journal， 2007， 50 （3）：715-729.

[16]Mowday R T，Steers R M， Porter L W. The measurement of organizational commitment [J]. Journal of Vocational Behavior， 1979，14（2）： 224-247.

[責任編輯：吳曉紅]第5期牟勇，等：煤礦安全投資博弈模型研究安徽理工大學學報（社會科學版）第18卷第18卷第5期安徽理工大學學報（社會科學版）Vol.18No.5

2016年9月Journal of Anhui University of Science and Technology（Social Science）Sep.2016