戚正楠

(浙江農(nóng)業(yè)商貿(mào)職業(yè)學(xué)院 人事處，浙江 紹興 312000)

隨著國家“雙高計劃”的啟動實施，培育高水平高職院校師資隊伍成為推動高職院校和專業(yè)群建設(shè)的重要任務(wù)。當(dāng)前，高職院校在師資隊伍的建設(shè)上除了持續(xù)加大人才引進(jìn)力度外，也開始重視組織職業(yè)生涯管理體系的構(gòu)建。對教師開展職前培養(yǎng)、入職培訓(xùn)、在職研修、企業(yè)輪崗等一系列組織職業(yè)生涯管理措施，已成為高職院校師資隊伍建設(shè)的常態(tài)化舉措。但是高職院校的這些措施能否像企業(yè)的組織職業(yè)生涯管理那樣，既能有效提升個體的職業(yè)生涯狀況，又能確保實現(xiàn)組織的既定發(fā)展目標(biāo)，需要進(jìn)一步探索研究。職業(yè)生涯成功作為衡量教師個體職業(yè)生涯現(xiàn)狀及發(fā)展的重要指標(biāo)之一，不僅是教師個人職業(yè)生涯目標(biāo)的追求，也是學(xué)校組織職業(yè)生涯管理水平的體現(xiàn)。[1][2]鑒于此，可以從高職院校教師職業(yè)生涯成功的角度來研究探討組織職業(yè)生涯管理對學(xué)校師資隊伍建設(shè)和發(fā)展的作用。

職業(yè)生涯成功(Career Success)最早由Thorndike提出，作為職業(yè)生涯管理領(lǐng)域的重要內(nèi)容，是該領(lǐng)域理論探索與研究的初衷和目的。[3]Seibert和Kraimer認(rèn)為，職業(yè)生涯成功是一種來源自個體職業(yè)生涯中取得的心理成就和獲得的實際成果[4]，該定義得到了目前大多數(shù)學(xué)者的認(rèn)可。[5]后續(xù)的研究將職業(yè)生涯成功劃分成主觀職業(yè)生涯成功和客觀職業(yè)生涯成功[6]，前者通常以個體的職業(yè)滿意度進(jìn)行衡量，后者則通常用個體組織內(nèi)外的職業(yè)競爭力來衡量。[7]個體職業(yè)生涯的成功取決于多種因素，而所在組織是影響職業(yè)生涯成功的一個重要因素。已有研究發(fā)現(xiàn)，組織因素中的組織規(guī)模、組織業(yè)績、組織支持、組織職業(yè)生涯管理活動等均能對個體的職業(yè)生涯成功有顯著影響。[8]隨著職業(yè)生涯發(fā)展的多元化，組織職業(yè)生涯管理對個體職業(yè)生涯成功的作用愈發(fā)明顯，這使得相關(guān)研究成為了該領(lǐng)域的焦點之一。

組織職業(yè)生涯管理是一種更有具體性和針對性的組織管理行為[9]，通過組織層面為個體構(gòu)建職業(yè)發(fā)展體系和制定實施方案，從而促進(jìn)員工職業(yè)發(fā)展。[10]已有研究表明，組織職業(yè)生涯管理不僅能為組織提升整體績效，還能滿足個體職業(yè)發(fā)展需求。[11]因此，組織職業(yè)生涯管理和個體職業(yè)生涯成功之間有著顯著的正相關(guān)關(guān)系。[12]隨著研究的深入，Chao等(1992)的研究發(fā)現(xiàn)，組織職業(yè)生涯管理可以顯著提升個體的職業(yè)滿意度。[13]Dreher和Ash的研究指出，個體在組織職業(yè)生涯管理的作用下能夠獲得更多的職位提升機(jī)會和更高的加薪機(jī)會，且更易擁有較高的職業(yè)滿意度。[14]Allen等(2003)的研究也得出結(jié)論，組織職業(yè)生涯管理不僅能夠正向作用于主觀職業(yè)生涯成功，也能顯著正向影響客觀職業(yè)生涯成功。[15]由此，本研究假定，學(xué)校的組織職業(yè)生涯管理是高職院校教師實現(xiàn)個人職業(yè)生涯成功的重要因素。

基于已有的研究成果可知，以往研究在考察組織職業(yè)生涯管理和職業(yè)生涯成功關(guān)系時，多以企業(yè)人員作為研究對象，鮮少涉及教師這一群體，對高職院校教師的相關(guān)研究更為少見。因此，本研究將高職院校教師作為研究對象，在分析該群體職業(yè)生涯成功狀況和學(xué)校組織職業(yè)生涯管理水平的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步研究兩者之間的關(guān)系，以期在國家推進(jìn)“雙高計劃”期間，為促進(jìn)高職院校教師職業(yè)發(fā)展以及政府和學(xué)校在高職院校教師隊伍的建設(shè)與管理方面提供理論依據(jù)及實踐啟示。

1 研究方法

1.1 研究樣本

本研究選取來自浙江、上海、江蘇、北京、廣東等省市的高職院校教師為調(diào)查對象，采用網(wǎng)絡(luò)問卷和紙質(zhì)問卷結(jié)合的方式收集數(shù)據(jù)。發(fā)放問卷共計500份，回收問卷467份，回收率為93.4%。剔除有明顯作答規(guī)律和填答不完整的問卷后，共獲得440份有效問卷，有效率為94.21%。

此次有效樣本中，在性別上，男性教師168人，占42.3%，女性教師254人，占57.7%；在年齡分布上，30歲及以下的111人，占25.2%，31—40歲的261人，占59.3%，41—50歲的60人，占13.6%；51歲及以上的8人，占1.8%；在教育程度上，本科及以下的131人，占29.8%，碩士286人，占65%，博士23人，占5.2%；在職稱上，初級職稱及以下106人，占24.1%，中級職稱253人，占57.5%，副高職稱77人，占17.5%，正高職稱4人，占0.9%；在學(xué)校規(guī)模上，200人及以下的占16.1%，201—400人的占58.6%，401—600人的占13.4%，601人及以上的占11.8%；在學(xué)校性質(zhì)上，公辦學(xué)校教師366人，占83.2%，民辦學(xué)校教師74人，占16.8%。

1.2 變量測量

本研究采用已有文獻(xiàn)中被國內(nèi)外廣泛使用和驗證的測量量表，具有較高的信度和效度，并結(jié)合本研究所涉及的特定情境進(jìn)行個別的表述修改。

(1)組織職業(yè)生涯管理的測量。本研究采用Sturges等人在2002年編制的組織職業(yè)生涯管理量表簡潔版作為測量工具。該量表為單維度結(jié)構(gòu)量表，包含了9個題項。[16]在不改變量表原本選項含義的基礎(chǔ)上，用“教師”“學(xué)?！钡缺硎鎏鎿Q“員工”“企業(yè)”等相關(guān)表述。量表采用Likert 5分法，1表示“非常不符合”，5表示“非常符合”，用以計算整體的得分，分?jǐn)?shù)越高表明學(xué)校的組織職業(yè)生涯管理水平越高。該量表在國內(nèi)外廣泛運(yùn)用，具有較好的信度和效度。本研究中，組織職業(yè)生涯管理量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.884。

(2)主觀職業(yè)生涯成功的測量。本研究采用的是Greenhaus等(1990)編制的職業(yè)滿意度量表測量主觀職業(yè)生涯成功。該量表為5個題項的單維度結(jié)構(gòu)量表。[17]采用Likert 5分法，1表示“非常不符合”，5表示“非常符合”，計算量表得分，分?jǐn)?shù)越高表明高職院校教師的主觀職業(yè)生涯越成功。該量表經(jīng)過多次的使用驗證，Cronbach’s α系數(shù)均在0.80以上。本研究中，主觀職業(yè)生涯成功量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.835。

(3)客觀職業(yè)生涯成功的測量。量表選擇嚴(yán)圣陽等依據(jù)Edy的職業(yè)生涯成功標(biāo)準(zhǔn)修訂的職業(yè)生涯成功量表中的職業(yè)競爭力部分作為測量工具，該量表共計6道題項。[18]整個量表采用Likert 5點計分，1表示“完全不同意”，5表示“完全同意”，得分越高，表明高職院校教師的客觀職業(yè)生涯越成功。以往的研究表明，該量表具有較好的信度和效度。在本研究中，客觀職業(yè)生涯成功量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.858。

(4)控制變量。本研究選取性別、教育程度、職稱、學(xué)校規(guī)模和學(xué)校性質(zhì)作為控制變量。

1.3 分析方法

本研究使用SPSS 25.0軟件對調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計處理，采用描述性統(tǒng)計分析、相關(guān)分析和回歸分析等統(tǒng)計方案，對學(xué)校組織職業(yè)生涯管理同高職院校教師職業(yè)生涯成功的內(nèi)在關(guān)系進(jìn)行分析。

2 研究結(jié)果

2.1 描述性統(tǒng)計分析

由表1可知，高職院校教師的總體職業(yè)生涯成功均分為3.71±0.70，其中主觀職業(yè)生涯成功均分為3.70±0.78，客觀職業(yè)生涯成功均分為3.72±0.75，學(xué)校組織職業(yè)生涯管理水平均分為3.84±0.70。高職院校教師的總體職業(yè)生涯成功、主觀職業(yè)生涯成功和客觀職業(yè)生涯成功及學(xué)校組織職業(yè)生涯管理水平均高于各自的量表理論中值，表明總體職業(yè)生涯成功、主觀職業(yè)生涯成功、客觀職業(yè)生涯成功和組織職業(yè)生涯管理水平的得分均呈中等偏上水平。

表1 因變量和自變量的描述性統(tǒng)計

2.2 相關(guān)分析

表2為本研究的各變量相關(guān)系數(shù)。根據(jù)表2可知，主觀職業(yè)生涯成功同組織職業(yè)生涯管理(r=0.698，P<0.01)呈顯著正相關(guān)，客觀職業(yè)生涯成功同組織職業(yè)生涯管理(r=0.709，P<0.01)也有顯著正相關(guān)?？梢猿醪秸f明，組織職業(yè)生涯管理對高職院校教師的主客觀職業(yè)生涯成功均有正向影響，即學(xué)校組織職業(yè)生涯管理水平越高，高職院校教師的主客觀職業(yè)生涯越成功，這為后續(xù)的研究提供了初步證據(jù)。

表2 變量的相關(guān)性分析

2.3 回歸分析

為進(jìn)一步研究學(xué)校組織職業(yè)生涯管理和高職院校教師職業(yè)生涯成功之間的內(nèi)在聯(lián)系，本研究采用分層回歸分析方法，將職業(yè)生涯成功中的主觀職業(yè)生涯成功、客觀職業(yè)生涯成功作為因變量，組織職業(yè)生涯管理作為自變量，性別、教育程度、職稱、學(xué)校規(guī)模和學(xué)校性質(zhì)等作為控制變量，依次進(jìn)行分析。分析前，對所有模型的擬合精度進(jìn)行了檢驗，模型的Durbin-Watson統(tǒng)計量分別為1.988(≈2)和1.787(≈2)，說明模型中的殘差之間相互獨立，各變量均沒有明顯的相關(guān)性，模型的擬合精度較高。分析時，首先將控制變量放入模型1，再在模型1的基礎(chǔ)上納入本研究的自變量。分析后，對所有模型進(jìn)行了共線性分析，分析結(jié)果中所有變量的容忍度均超過0.1最小臨界值標(biāo)準(zhǔn)，方差膨脹因子(VIF)全部低于10的標(biāo)準(zhǔn)，且條件指標(biāo)均低于30的臨界水平，表明不存在多重共線性問題?；貧w結(jié)果如表3和表4所示。

表3 主觀職業(yè)生涯成功的回歸分析結(jié)果

表3的分析結(jié)果顯示，模型1中的職稱(P<0.001)、學(xué)校規(guī)模(P<0.05)對高職院校教師的主觀職業(yè)生涯成功有顯著統(tǒng)計學(xué)意義；模型2在模型1的基礎(chǔ)上引入自變量組織職業(yè)生涯管理。分析結(jié)果顯示，學(xué)校組織職業(yè)生涯管理對高職院校教師主觀職業(yè)生涯成功有顯著正相關(guān)(β=0.408，P<0.001)，即學(xué)校組織職業(yè)生涯管理水平的提高可以有效提升高職院校教師主觀職業(yè)生涯成功。同時，R2也有了顯著的增長變化，增加了51.6%的解釋變異量。此外，職稱(P<0.001)和學(xué)校規(guī)模(P<0.05)仍對因變量有明顯的影響，但β值較模型1有所降低。

由表4可知，模型1中的職稱(P<0.01)和學(xué)校性質(zhì)(P<0.01)對高職院校教師客觀職業(yè)生涯成功有顯著統(tǒng)計學(xué)意義；模型2在控制了個體特征的基礎(chǔ)上，納入了自變量組織職業(yè)生涯管理，回歸結(jié)果表明，學(xué)校組織職業(yè)生涯管理對高職院校教師客觀職業(yè)生涯成功有顯著的正相關(guān)(β=0.496，P<0.001)，即學(xué)校組織職業(yè)生涯管理水平可以有效提升高職院校教師客觀職業(yè)生涯成功。同時，R2也有了顯著的增長變化，增加了50.8%的解釋變異量。此外，學(xué)校性質(zhì)(P<0.01)仍有顯著的統(tǒng)計學(xué)意義，但β值有所下降，而職稱則無統(tǒng)計學(xué)意義(P>0.05)。

表4 客觀職業(yè)生涯成功的回歸分析結(jié)果

3 結(jié)論與展望

3.1 結(jié)果討論

本研究針對浙江、上海、江蘇、北京、廣東等省市的高職院校教師展開調(diào)研，通過相關(guān)性分析和回歸分析，探討了學(xué)校組織職業(yè)生涯管理對高職院校教師職業(yè)生涯成功影響作用的內(nèi)在機(jī)理。研究結(jié)果表明：(1)高職院校教師的主觀職業(yè)生涯成功和客觀職業(yè)生涯成功均處于中等偏上水平；(2)學(xué)校的組織職業(yè)生涯管理水平處于中等偏上水平；(3)學(xué)校的組織職業(yè)生涯管理均對高職院校教師的主觀職業(yè)生涯成功和客觀職業(yè)生涯成功有正向影響。

3.2 理論貢獻(xiàn)

首先，本研究將高職院校教師作為此次研究的對象。當(dāng)前關(guān)于職業(yè)生涯成功的組織因素研究多聚焦于企業(yè)人員、醫(yī)務(wù)人員等群體，雖有學(xué)者關(guān)注到教師群體，但大多是研究本科院校教師、中小學(xué)教師和幼兒教師的職業(yè)生涯成功與組織因素之間的關(guān)系，高職院校教師的相關(guān)研究尚未得到學(xué)術(shù)界重視。因此，本研究拓寬了該領(lǐng)域的研究對象群體。

其次，本研究引入組織職業(yè)生涯管理這一變量，詳細(xì)闡明了該變量對高職院校教師職業(yè)生涯成功的影響機(jī)制。雖有研究探索了組織規(guī)模、組織業(yè)績、組織支持對職業(yè)生涯成功的影響機(jī)制，但是國內(nèi)關(guān)于組織職業(yè)生涯管理和職業(yè)生涯成功之間關(guān)系的研究成果仍不夠充分。故本研究擴(kuò)充了現(xiàn)有職業(yè)生涯成功的組織因素影響機(jī)制的研究，豐富了相關(guān)研究成果。

3.3 實踐啟示

基于上述研究結(jié)論，本研究對高職院?，F(xiàn)階段的師資管理具有以下啟示：一是學(xué)校應(yīng)重視組織職業(yè)生涯管理正向作用。學(xué)校組織職業(yè)生涯管理水平的提高，不僅可以提高高職院校教師的個體職業(yè)滿意度，而且可以提高該群體的個體職業(yè)競爭力，從而促進(jìn)教師隊伍質(zhì)量和水平的提升。由此可見，高職院校要重視組織職業(yè)生涯管理工作。二是學(xué)校要不斷完善組織職業(yè)生涯管理體系。以“雙高計劃”對高職院校教師的要求為導(dǎo)向，厘定所需的專業(yè)能力標(biāo)準(zhǔn)、教學(xué)能力標(biāo)準(zhǔn)、服務(wù)能力標(biāo)準(zhǔn)，為教師個體制定合適的職業(yè)發(fā)展規(guī)劃，分階段、分層次、分類別開展相關(guān)專業(yè)技能培訓(xùn)，使高職院校教師更容易獲得職業(yè)生涯成功。三是學(xué)校需發(fā)揮組織職業(yè)生涯管理引導(dǎo)作用。通過對教師實施組織職業(yè)生涯管理，可以引導(dǎo)高職院校教師將個人職業(yè)發(fā)展目標(biāo)和學(xué)校的發(fā)展規(guī)劃結(jié)合起來，使二者相互依存、相互促進(jìn)，推動學(xué)?？沙掷m(xù)發(fā)展。

3.4 不足與展望

首先，本研究只基于組織因素開展探索研究，沒有考慮家庭因素、社會因素等其他因素對高職院校教師的職業(yè)生涯成功產(chǎn)生的影響作用。未來研究可以探究多個因素對高職院校教師職業(yè)生涯成功的作用機(jī)制，完善相關(guān)理論模型。其次，本研究調(diào)查的數(shù)據(jù)屬于橫斷面數(shù)據(jù)，未來研究可以采用跨時間、多波段等方式進(jìn)行長期連續(xù)研究，進(jìn)一步完善檢驗結(jié)果和研究結(jié)論。最后，本研究只對組織職業(yè)生涯管理和職業(yè)生涯成功兩者的關(guān)系進(jìn)行了探討，在更深層次的分析上稍顯不足，未來研究可以探索更多的變量來驗證是否對兩者的關(guān)系產(chǎn)生中介效應(yīng)或者調(diào)節(jié)效應(yīng)。