自我效能对职业成功的作用研讨论文
文献回顾与研究假设
社会认知理论肯定人具有主动认知和反映外部世界的能力，能够根据认知成果调整自己的社会行为而与社会达到和谐一致的结果。具有积极主动心理认知结构的人能够更好地认识到无边界职业生涯时代的特点和要求，适时调整自己的职业生涯规划并主动进行职业管理活动，以便获得职业成功。个体对待行为的态度能够促使人的各种外部行为为实现某个目标而付出一定程度的努力。个体进行职业管理的行为由需要引起，受成就动机支配，为职业成功的目标所吸引。个体的自我效能感是对其完成任务和解决困难的能力的估计，自我效能感高的人会以积极的心态采取行动以达成目标。因而，本研究将自主性职业态度、成就动机和自我效能感作为心理因素的三个变量。职业态度自主性强、成就动机高、自我效能感强的人认为自己应该承担更多的职业生涯管理责任，更加有动力和信心去进行一系列的职业规划和管理行为，最终达成职业成功的目标。
１．自主性职业态度、自我职业生涯管理与职业成功
Ｔｈｏｒｎｄｉｋｅ在１９３４年出版的《预测职业成功》一书中，首次提出了职业成功的概念。他认为，职业成功是指个人在职业发展中收入和地位的成就以及对自己职业的满意感［５］。２０世纪９０年代后期，随着组织外部环境的变换以及员工不断的变换工作，西方学者提出了无边界职业生涯理论。该理论认为在无边界职业生涯时代，员工不是在一两个组织中完成其职业生涯，而是在多个组织和职业之间变换来实现其职业目标。Ｅｂｙ吸收了无边界职业生涯的思想，提出了衡量职业生涯成功的三个标准：职业满意度、感知到的企业内部竞争力、感知到的企业外部竞争力。鉴于此时代背景，本文中的职业成功概念和维度采用的是Ｅｂｙ对职业成功的标准。自主性职业态度是指个体在其职业生涯管理中所彰显出来的自主性程度。传统职业态度的个人对职业生涯管理更多表现出一种被动的情绪，更倾向于从组织中寻求帮助。但Ｈａｌｌ指出，持有自主性职业态度的个人会对自己的职业选择和职业机遇承担更多的责任。自我职业生涯管理是指员工通过个人努力包括计划和策略来实现职业目标，这个目标可能和组织目标不一致［６］。无边界职业生涯时代职业生涯管理的责任由传统职业生涯时代的组织承担转变为个人承担，而对职业生涯管理的态度又直接决定了自我职业生涯管理的行为。具有自主性职业态度的个体认为，他们在职业的发展过程中位于相对独立的地位，而随着员工职业管理态度自主性的增加会刺激个体从事利于达成职业目标和增加职业流动性的行为，而这些行为势必会影响到其最终的职业生涯发展。基于以上分析，本文提出如下假设：Ｈ１：自主性职业态度对自我职业生涯管理有显著正向影响。Ｈ２：自主性职业态度对职业成功有显著正向影响。
２．成就动机、自我职业生涯管理与职业成功
成就动机是指个体对自己认为重要的有价值的事情乐意去做，力求获得成功的多维度内部动因。Ａｔｋｉ－ｎｓｏｎ认为，成就动机应当包括追求成功和避免失败两种倾向，当个体面对一项工作任务时，这两者倾向是同时存在的，当追求大于逃避倾向时则会促使个体奋发努力，反之则会导致个体退缩的行为。具有较强追求成就动机的员工，并不满足于被动地完成一般的工作任务，而是积极主动的对自己的职业生涯进行规划且更加可能获得职业上的成功。龙立荣研究结果表明，成就动机中的超越动机对自我职业生涯管理具有显著的预测作用［７］。Ｄａｙ和Ａｌｌｅｎ指出，员工的职业动机对工资收入和感知到的职业成功都有显著影响。由于无边界职业生涯时代职业稳定性的降低，职业生涯决策对个体愈发重要，而成就动机不同的个体面临困难时的职业决策各不相同，其后的职业发展情况也不同。基于以上分析，本文提出如下假设：Ｈ３：成就动机对自我职业生涯管理有显著正向影响。Ｈ４：成就动机对职业成功有显著正向影响。
３．自我效能感、自我职业生涯管理与职业成功
自我效能感是指个体对自己在多大程度上能够完成某一项任务的主观的估计。目前对自我效能的界定测量主要有两种取向：一般自我效能和领域特殊自我效能。由于本研究并未将研究对象限定于特定领域或任务，因此将自我效能感界定为一般自我效能感。自我效能感会影响人们采取自我职业生涯管理行为的程度，自我效能感高的个体会积极采取行动来解决问题和困难。龙立荣证明了一般自我效能感对自我职业生涯管理具有预测作用［７］。自我效能感较高的人通常会为自己设立较高的目标，为实现这些目标付出更多的努力，在遇到困难时会更加坚持，这些都会影响到个人职业生涯的发展。Ａｂｅｌｅ和Ｓｐｕｒｋ通过纵贯研究指出，个体的职业自我效能会对主观和客观职业成功都产生正向影响。Ｖａｌｃｏｕｒ和Ｌａｄｇｅ在研究女性员工职业成功的预测变量时指出，自我效能感对个人收入和工作满意具有正向预测作用。基于以上分析，本文提出如下假设：Ｈ５：自我效能感对自我职业生涯管理有显著正向影响。Ｈ６：自我效能感对职业成功有显著正向影响。
４．自我职业生涯管理对职业成功的影响
无边界职业生涯时代组织环境不断变化，个体在组织间的流动性增加，职业生涯发展路径变得相对不确定，在这种情况下与依靠组织进行职业生涯管理的个体相比，那些能够很好地进行自我职业生涯管理的员工更加可能获得职业上的成功，并且会有更多的职业成功感。Ｃｌａｅｓ和Ｒｕｉｚ－Ｑｕｉｎｔａｎｉｌｌａ认为，自我职业生涯管理不仅能导致个体对当前职业状况的满意度，而且能增加个体感知到的就业能力，因为自我职业管理较好的个体可能会有更多的职业发展的选择权或者更有能力对工作的变更进行谈判。Ｅｂｙ等指出，为了增加无边界职业生涯模式下的成功的可能性，个体必须培养一些与自我管理和职业管理相关的新的职业胜任力。基于以上分析，本文提出如下假设：Ｈ７：自我职业生涯管理对职业成功有显著正向影响。由于职业成功是自我职业生涯管理行为的结果，而自我职业生涯管理行为又与自主性职业态度、成就动机和自我效能感这些心理因素密切相关，因而心理因素、自我职业生涯管理、职业成功之间存在递推关系。本研究将从自主性职业态度、成就动机和自我效能感三个心理因素变量出发，以自我职业生涯管理行为为中介变量，以职业成功为结果变量，建立研究模型，如图１所示。
研究方法
１．测量工具
研究采用自填式调查问卷收集数据。问卷分为两个部分：第一部分是关于员工的个人信息，包括性别、婚姻状况、年龄、学历、工作年限等；第二部分是员工根据自身情况，对自主性职业态度、成就动机、自我效能感、自我职业生涯管理和职业成功的题项进行评分。采用Ｌｉｋｅｒｔ五级量表打分，选项从“极不同意”到“完全同意”，分别对应１～５分。自主性职业态度的测量使用的是Ｂｒｉｓｃｏｅ和Ｈａｌｌ开发的易变性职业态度中的自主职业管理态度子量表，该量表包含８个项目；成就动机测量采用的是由Ｇｊｅｓｍｅ和Ｎｙｇａｒｄ于１９７０年编制的`，由我国学者叶仁敏于１９８８年修订的量表，该量表共３０个项目，分为测量个人追求成功的动机和避免失败的动机两个部分，而成就动机得分由两者相减获得；自我效能感量表采用的是Ｓｃｈｗａｒｚｅｒ和张建新等修订过的一般自我效能感问卷，共计１０个项目，该问卷适合于中国被试［８］；自我职业生涯管理量表为龙立荣编制的企业员工自我职业生涯管理量表，共１８个项目［９］；职业成功采用职业满意度和职业竞争力两个方面来衡量，职业满意度量表采用的是Ｇｒｅｅｎｈａｕｓ等在１９９０年编制的问卷，该问卷是单维度结构，共５个项目，职业竞争力量表采用的是Ｅｂｙ等人在２００３年编制的量表，共６个测量项目［２］。
２．抽样方法和样本描述
本文以多样化、随机抽样为原则，针对跨地区、跨行业的不同企业，选取不同岗位、不同年龄的员工作为样本。对组织选择的原则是尽可能多样化，即选择不同行业、不同所有制、不同规模的企业进行调查。研究共发放２８０份问卷，问卷回收２６９份，其中有效问卷２６１份，有效问卷回收率为９３．２％。研究样本的基本特征如表１所示。
数据分析结果
本文利用ＳＰＳＳ１３．０统计软件进行数据分析，主要包括信度和效度分析、描述性统计和相关性分析以及回归分析。采取Ｂａｒｏｎ和Ｋｅｎｎｙ提出的用回归分析检验中介效果的方法，将自变量、中介变量依次放入回归方程中，观察加入中介变量后自变量对因变量的影响是否发生变化。Ｂａｒｏｎ和Ｋｅｎｎｙ指出，中介作用的假设验证必须满足三项条件：第一，自变量与因变量必须显著相关；第二，自变量与中介变量必须显著相关；第三，当中介变量加入后，自变量对因变量的影响作用显著减少，同时中介变量对因变量的影响应显著不为零。如果此时自变量对因变量的影响为零则为完全中介；如果此时自变量对因变量的影响不等于零但是明显降低则为部分中介，否则，中介作用不成立。基于此，本文通过回归探讨以自我职业生涯管理为中介变量时，自主性职业态度、成就动机和自我效能感对职业成功的影响有何变化，最终得出变量之间相互影响的关系。
１．数据的信度和效度分析
问卷的信度分析可以评价量表的可靠性和稳定性，用来检查结果受随机误差影响的程度，通常用Ｃｒｏｎｂａｃｈα表示。社会学研究中一般认为，Ｃｒｏｎｂａｃｈα应大于０．７０。问卷的效度分析可以评价测量工具的内容并能够推论抽象概念的能力。对于效度的测量分为三类：内容效度、表面效度和建构效度，而建构效度包含聚敛效度和区别效度。由于本研究所选用的测量量表均是以前研究中多次使用的成熟量表，因此可以认为本文所用量表具有足够的内容效度和表面效度。本研究采用ＳＰＳＳ探索性因子分析进行聚敛效度和区别效度检验。通过主成分分析法，以最大方差法进行旋转，得到因子负荷矩阵［１０］，并将因子载荷小于０．５的和多重载荷的题项剔除，确保每个题项在公因子上的载荷大于０．５，而且每个题项只在一个公因子上有载荷。本研究中各个量表的ＫＭＯ值均大于０．８０，巴特利特球体检验统计值都很显著，证明各量表都适合进行因子分析。采用主成分分析法和最大方差法进行正交转轴提取特征值大于１的因素。经过检验，各量表提取的因子累积方差贡献率都大于５０％，问卷中所有测量项目在同一因子上负荷值均大于０．５０，而跨因子负荷则很小，表明量表的聚合效度和区别效度都很好。实际测量结果如表２所示。
２．研究结果
（１）变量的描述性统计与相关性分析表３是本文主要变量的描述性统计特征和各变量间的相关系数。从表３的数据结果可以看出，自我职业生涯管理与自主性职业态度显著正相关，成就动机和自我效能感显著正相关；职业成功与自主性职业态度，成就动机、自我效能感和自我职业生涯管理也显著正相关。
（２）自主性职业态度、成就动机、自我效能感、自我职业生涯管理及职业成功之间的关系本文选择性别、婚姻状况、年龄、学历和工作年限作为控制变量。采用ＳＰＳＳ１３．０软件对各假设进行验证，表４为检验假设的回归方程模型的比较分析结果。由此可以看出，自主性职业态度、成就动机和自我效能感均对自我职业生涯管理有显著的正向影响，Ｈ１、Ｈ３和Ｈ５通过验证。表４中模型１～４都以职业成功为因变量。模型１中只放入控制变量，并可以用来作为后面模型的比较基准，便于了解所研究的变量对于因变量的作用大小。模型２中又放入了自主性职业态度、成就动机和自我效能感三个变量，分析结果为自主性职业态度和自我效能感两个变量达到了显著水平，Ｈ２和Ｈ６通过验证；而成就动机在模型中没能达到显著，Ｈ４未通过验证。模型４中放入了控制变量和自我职业生涯管理变量，结果自我职业生涯管理依然达到了很高的显著性水平，Ｒ２为０．４９６，比模型３小０．０３７，这说明在解释因变量的变异时，加入了自我职业生涯管理之后，自主性职业态度和自我效能感对于模型的预测力没有多大影响，Ｈ７通过验证。
（３）自我职业生涯管理的中介作用分析首先回归分析检验自主性职业态度、成就动机、自我效能感三个自变量对职业成功因变量的关系；其次分析自主性职业态度、成就动机、自我效能感三个自变量对中介变量自我职业生涯管理的回归结果；最后以职业成功为因变量，自主性职业态度、成就动机、自我效能感和自我职业生涯管理为自变量进行回归。表５是自我职业生涯管理在心理因素与职业成功之间中介作用的回归分析结果。从数据分析结果来看，在加入自我职业生涯管理变量后，原本显著的自主性职业态度不再显著，而自我效能感变量仍然显著但回归系数减小了，这说明自我职业生涯管理在自主性职业态度对职业成功的作用过程中起到完全中介作用，在自我效能感对职业成功的作用过程中起到部分中介作用。
结论与启示
值得注意的是，个体的成就动机对职业成功的影响在本研究中并不显著，这与本文的预期不同。对于企业而言，由于员工自我职业生涯管理受很多个体心理因素影响，因此要特别注意劝说员工培养良好的心理因素，包括自主性的职业态度和良好的自我效能感；对于员工个体而言，在无边界职业生涯时代，必须注意到积极主动心理因素对职业成功的重要性，要调整好自己的心理状态，并注意将这种积极的内在心理活动转化为行动，通过自主的职业管理行为以获取职业生涯的成功。本研究的局限在于职业成功的测量采用的是自评方式，被测者的主观因素影响了数据的客观性；另外所有的数据都是横截面数据，这就意味着在推广本文的研究结论时需要谨慎。未来的研究中，要尽量克服这些不足，使研究更加准确客观、更有说服力。