大學生可就業能力與主客觀就業績效：線性與倒U型關系*

于海波 鄭曉明 許春燕 晏常麗

(1北京師范大學政府管理學院, 北京 100875)

(2清華大學經濟管理學院, 北京 100084)

(3中國人民大學勞動人事學院, 北京 100872)

1 問題的提出

1.1 引言

大學生就業已經成為當前我國非常重要的一個社會問題, 大學生可就業能力(employability)是其中的核心內容。國外從上世紀20年代開始對可就業能力進行研究, 近些年進行了一些理論探討(如Fugate, Kinicki, & Ashforth, 2004)和實證研究(如Van Dam, 2004; Van der Heijde & Van der Heijden, 2006; Wittekind, Raeder, & Grote, 2010; De Cuyper, Raeder, Van der Heijden, & Wittekind, 2012);但國外更多是對在職人員的研究。相比而言, 國內從上世紀90年代才開始探討此問題, 近10年有了迅速增長, 許多學者(如賈利軍, 2007; 劉小平, 鄧靖松, 2009; 宋國學, 2008; 謝晉宇, 宋國學, 2005)進行了實證研究, 而結果未達成一致。但是, 國內外關于可就業能力對就業的價值研究不夠, 并存在不一致的觀點。

國內外對可就業能力結構的研究有兩種視角：輸入視角(input-based approach)和輸出視角(outputbased approach) (De Cuyper et al., 2012)。這兩種視角都把可就業能力看作是個體取得和維持就業可能性所需要的個人資源, 但二者的角度不同。輸入視角更強調提高這種就業可能性的因素, 它被看作是個體提高就業和維持就業所具備的勝任特征(Van der Heijde & Van der Heijden, 2006)、個性特征(Fugate & Kinicki, 2008)和社會資本特征(Leana& Van Buren, 1999)。輸出視角則更強調就業結果,它強調個體對自己取得和維持就業可能性的總體知覺(De Cuyper, Mauno, Kinnunen, & M?kikangas,2011a), 是個體對自己能否取得和維持就業的自我評價。國外更多從輸出視角(De Cuyper, Van der Heijden, & De Witte, 2011b)研究可就業能力, 雖然也有從勝任特征(Van der Heijde & Van der Heijden,2006)、個性特征(Fugate & Kinicki, 2008)、社會資本特征(Leana & Van Buren, 1999)三個輸入視角分別進行的研究, 但少有這三方面的綜合研究。國內則更多基于輸入視角、從大學生自身的知識技能來進行研究, 忽略了個性特征和社會資本特征(Fugate et al., 2004)。剛畢業大學生對職業及其環境、勞動力市場還沒有太多直接經驗, 他們對自己取得就業可能性的總體知覺的主觀性較大, 因此輸出視角不太適合剛畢業大學生。所以本研究基于資源保存理論(resource conservation theory：Hobfoll,Johnson, Ennis, & Jackson, 2003), 整合輸入視角的三個方面建構我國大學生可就業能力的結構模型。

文獻中關于可就業能力對就業績效的價值存在相反觀點(De Cuyper et al., 2011b)：有的認為可就業能力直接提升就業績效(Fugate et al., 2004;McArdle, Waters, Briscoe, & Hall, 2007; Van der Heijde & Van der Heijden, 2006), 但也有研究認為二者沒有直接關系(Clark & Paran, 2007; Clarke,2008)。根據資源保存理論(Hobfoll et al., 2003), 可就業能力作為個體影響和改變環境的個人資源, 它只為個體就業提供了可能性。根據文獻綜述, 本研究認為大學生可就業能力與就業績效的關系不能一概而論, 需要看具體條件：不同的就業績效、具體的調節變量。因此, 本研究的目的有兩個。第一,驗證可就業能力與主觀和客觀就業績效的不同關系(Ng, Eby, Sorensen, & Feldman, 2005), 因為主觀就業績效(本研究指他評的大學生就業行為)更取決于個體所擁有的可就業能力這種個體資源, 而客觀就業績效(本研究指大學生獲得的錄用通知書數量)主要取決于用人單位對個體可就業能力的歸因(Hogan, Chamorro-premuzic, & Kaiser, 2013)。第二,驗證職業探索(Thijssen, Van der Heijden, & Rocco,2008)和生源地對可就業能力與就業績效關系的調節作用。所以, 本研究通過對以上兩方面的檢驗,為大學生可就業能力與就業績效的關系提供更為深入的回答。

1.2 大學生可就業能力的概念和結構

在概念方面, 資源保存理論認為可就業能力是個體在工作場所具有的一種個體資源(Hobfoll et al.,2003), 它為個體就業提供了可能性。輸入視角主要有3種觀點。第一, 從就業過程所體現出來的素質來理解(Hillage & Pollard,1998)。Fugate等(2004)認為可就業能力是個體在其職業生涯過程中確認和實現組織內外職業機會的能力, 是一種嵌入個人特性的心理社會建構。第二, 從適應性來理解(Sanders& Andries, 2004)。Mel和Blakee (2003)提出可就業能力是一種多維度的、主動適應工作的能力, 它使個體能識別和實現職業機會。第三, 從成功求職潛力來理解。Van der Heijde和Van der Heijden (2006)認為, 可就業能力是成功就業所具備的勝任特征,個體通過優化運用勝任特征不斷創造機會和實現就業。綜上所述, 本研究認為大學生可就業能力是指大學生選擇并獲得就業所需要具備的能力、性格、愿望、社會資源等特征的綜合; 它是大學生綜合素質在職業生涯上的集中體現, 它為大學生的成功就業提供了可能性。

在結構方面, 國內外文獻主要有3種視角。第一, 靜態角度, 認為可就業能力包括一系列知識、技能和特征。美國ASTD提出5類16項技能, 宋國學(2008)得出管理類大學生可就業能力包括專業、溝通、個人屬性、人際和團隊技能五個方面; 這些結果過于重視能力和技能。但謝晉宇等(2005)認為可以用KSAIBs模型來概括大學生可就業能力,賈利軍(2007)得出社會兼容性、就業人格、準職業形象三個維度, 劉小平和鄧靖松(2009)得出個人特質和關鍵技能兩大類9個維度, 這些觀點強調了知識技能之外的個性等素質。第二, 動態角度。Hillage和Pollard (1998)認為可就業能力包括知識、技能和態度等資本的存量及其運用和部署這些資本的方法、對用人單位展示資本的能力; 國內有研究(羅崢等, 2010)得出的9個因素中也包括了就業信息獲取、求職方法等求職過程因素。第三, 應對職業變化的角度。Fugate等(2004)認為可就業能力是職業生涯認同、個人適應性、社會資本和人力資本三個方面相互作用而形成的整體, 后來Fugate和Kinicki (2008)從個性特征角度得出5個維度：生涯認同、積極性、生涯動機、對工作變化的開放、工作和生涯彈性?？傊? 文獻中有的研究重視勝任特征方面的因素, 有的得出個性特征和社會資本方面的因素, 但少有研究整合這三個方面。因此本研究基于資源保持理論(Hobfoll et al., 2003), 整合輸入視角的這三個方面探討我國大學生可就業能力的結構。

1.3 大學生可就業能力與主觀、客觀就業績效的關系

文獻中關于可就業能力與就業績效的關系存在爭論。第一, 可就業能力提升就業績效。Fugate等(2004)等認為可就業能力高的個體更容易識別并獲得高質量的就業機會, 有研究也發現可就業能力與再就業、就業績效有顯著正相關(McArdle et al.,2007; Van der Heijde & Van der Heijden, 2006; 于海波, 許春燕, 周霞, 晏常麗, 2010)。第二, 可就業能力與就業結果無關。Clark和Paran (2007)發現英語母語者比非英語母語者在應聘英語教職時更具優勢, 即使后者各方面能力更強。Clarke (2008)就認為, 可就業能力僅僅意味著滿足工作所要求的知識、技能和態度等, 只是就業的可能性而不是確定性。根據文獻(Ng et al., 2005), 本研究認為, 可就業能力與主觀和客觀就業績效的關系不同, 其關系還需要考慮具體條件。

在主觀就業績效方面, 根據資源保存理論(Hobfoll et al., 2003), 可就業能力作為個體影響和改變環境的一種資源, 它只為個體獲得新資源(就業)提供了可能性。這種資源為個體積極應對環境、努力尋找和抓住就業機會提供了直接動力; 大學生可就業能力的這種資源越強, 他在勞動力市場上的求職行為越積極, 也能更好的滿足自己的求職期望。所以, 大學生可就業能力越強, 主觀就業績效越強。具體來看, 可就業能力水平低的大學生, 獲取就業的個人資源少, 在勞動力市場上的競爭力較低, 這也會使他們不能積極的去尋找機會, 找工作時不順利, 很難找到自己所期望的工作。所以, 在他人看來, 其主觀就業績效相對較低。但對于可就業能力水平高的大學生, 以下兩方面使其周圍人認為他們的主觀就業績效較高。第一, 可就業能力水平高的大學生具有較高的市場競爭力, 這使他們更加積極的搜集各種就業信息, 探索各種就業機會(賈利軍, 2007)。第二, 可就業能力水平高的大學生能夠整合更多的資源, 在更大范圍內積極尋找就業機會和就業相關信息, 更好的滿足就業期望。所以,可就業能力水平高的大學生主觀就業績效高。由此,本研究提出如下假設。

假設1a：大學生可就業能力與主觀就業績效有顯著的正相關線性關系。

在客觀就業績效(錄用通知書)方面, 可就業能力歸因理論(Hogan et al., 2013)和歸因時產生的“過猶不及效應(too much of a good thing effect, Baron,1989)”可以解釋大學生可就業能力與錄用通知書呈倒U型的關系。首先, 可就業能力的歸因理論認為(Hogan et al., 2013), 可就業能力是用人單位對求職者為單位做出貢獻可能性的歸因, 因此大學生可就業能力在勞動力市場上的價值, 取決于用人單位對應聘者可就業能力的歸因解釋(Hogan et al.,2013)。在大學生可就業能力水平的一定范圍內, 大學生的可就業能力這種資源越強, 用人單位對其評價越高, 給予更多的錄用通知書。此時, 用人單位對大學生的評價與大學生可就業能力水平呈正向的關系。其次, 用人單位對大學生可就業能力進行歸因解釋時, 會存在“過猶不及效應” (too much of a good thing effect, Baron, 1989)。也就是說, 可就業能力水平過高會導致用人單位較低的評價。這主要是因為, 當大學生可就業能力超出用人單位所認為的所能留住人的水平時, 或者給用人單位沖擊過強超出用人單位代表所能承受的范圍時, 用人單位會給予負面的評價(Ferris & Summers, 2013)：認為大學生不會選擇單位, 單位也無法留住大學生; 而且這種負面評價會隨著大學生可就能力的增強, 其負面評價更強, 用人單位更不會給予錄用通知。對可就業能力中等水平的大學生來講, 單位認為他們既對單位的工作有價值, 也不會有太多不穩定的風險,單位往往看好他們。因此, 用人單位的歸因解釋(Hogan et al., 2013)和其中存在的“過猶不及效應”(Ferris & Summers, 2013; Grant & Schwartz, 2011)會使大學生可就業能力與錄用通知書呈倒U型關系。由此, 提出本研究假設。

假設1b：大學生可就業能力與錄用通知書呈顯著的倒U型關系; 也就是說, 中等水平可就業能力的大學生得到的錄用通知書多于低水平和高水平

可就業能力的大學生。

1.4 職業探索在可就業能力與就業績效關系中的調節作用

職業探索的調節作用可以從資源保存理論(Hobfoll et al., 2003)和可就業能力關系模型(The Employability-Link Model, Thijssen et al., 2008)兩個方面來分析。第一, 根據資源保存理論(Hobfoll et al., 2003), 個體會投入新資源來獲得就業(新資源)。職業探索就是大學生在就業過程中為了獲得更好就業而投入的一種資源(De Cuyper et al., 2012), 它是大學生可就業能力能否在勞動力市場上被用人單位認可、實現其價值的重要條件。因為, 大學生可就業能力這種個體資源被勞動力市場認可的程度, 取決于大學生認識自我和把握環境的程度(Ng et al., 2005)。如果大學生對自己的優勢和不足有更清晰的認識, 對職業及其環境有更全面深入的把握,他們才能更好地把自己的可就業能力與自己的職業理想、當前的職業發展進行結合, 從而更好的發揮自己的優勢, 取得更理想的就業。第二, 可就業能力關系模型(Thijssen et al., 2008) 認為, 可就業能力對就業的影響依靠良好的轉化條件, 這些轉化條件既包括個體自身的因素, 也包括組織方面的情景; 個人職業生涯規劃就是其中非常重要的個體方面的轉化條件。因此, 個體的職業探索是可就業能力能否發揮其對就業績效價值的重要調節變量。

在主觀就業績效方面, 首先, 根據資源保存理論(Hobfoll et al., 2003), 如果個體投入更多新的資源, 也就是個體加強自身的職業探索水平, 個體取得就業就有了更多資源基礎, 其求職過程中的積極主動性會更強, 主觀就業績效高。其次, 根據可就業能力關系模型(Thijssen et al., 2008), 當個體情景比較積極, 也就是個體的職業探索水平較高時, 可就業能力與個體主觀就業績效的關系更強。具體來講, 具有高水平可就業能力的大學生, 如果能更好地進行自我探索以加強自我認識, 并且不斷探究職業及其環境, 逐步了解職業和工作的要求, 那么他們就會有更清晰的職業目標、更合適的職業路徑、更恰當的求職方法(Werbel, 2000)。這種清晰的個人職業生涯規劃, 必定會大大增強大學生在求職中的積極性, 具有較高的主觀就業績效。當大學生的職業探索水平較低時, 大學生對自己的職業目標和理想認識不夠清晰、對職業及其環境不夠了解, 那么他們在勞動力市場上的求職行為具有更多的盲目性(Werbel, 2000), 積極性和主動性不高, 主觀就業績效低。所以, 職業探索水平高時, 大學生可就業能力與主觀就業績效的關系更強。由此, 本研究提出如下假設。

假設2a：職業探索在大學生可就業能力與主觀就業績效關系中起調節作用; 也就是說, 當職業探索水平高時, 大學生可就業能力與主觀就業績效的關系比職業探索水平低時更強。

在錄用通知書這個客觀就業績效方面, 根據資源保存理論(Hobfoll et al., 2003), 大學生會在自身可就業能力這種資源基礎之上, 投入職業探索這種資源, 來獲得就業。當大學生的職業探索水平較高時, 大學生通過職業探索, 對自身更加了解, 對就業環境更加把握, 得到更多的就業信息和資源。在可就業能力的一定范圍內, 用人單位對其知覺評價與可就業能力正相關(Hogan et al., 2013), 大學生會收到更多的錄用通知書, 可就業能力與錄用通知書呈正向關系。但是, 當大學生的可就業能力很強時, 一方面用人單位對其知覺評價會發生“過猶不及效應” (Baron, 1989); 另一方面, 大學生由于較高的職業探索, 對自己、職業及其環境有更清晰的認識(Werbel, 2000), 他們不會對每一次就業機會都進行探索, 只會在自己所認定的范圍內進行求職;也不會接納所有的錄用通知, 只接納自己認為適合的; 這樣收到的錄用通知書數量較少。這兩方面都使此時可就業能力與錄用通知書呈負向關系。反之,當職業探索水平低時, 大學生對自己、職業及其環境了解不夠, 盲目求職(Werbel, 2000), 獲得用人單位認可的機會較少, 獲得的錄用通知書較少; 這時可就業能力與錄用通知書的關系較弱, 甚至沒有什么關系。因此, 在職業探索水平較高時, 大學生可就業能力與錄用通知書的倒U型關系更強。由此,本研究提出如下假設。

假設2b：職業探索在大學生可就業能力與錄用通知書的倒U型關系中起調節作用; 也就是說, 當職業探索水平高時, 大學生可就業能力與錄用通知書倒U型關系比職業探索水平低時更強。

1.5 生源地在可就業能力和就業績效關系中的調節作用

在職業流動理論中, 向上流動模型理論(up mobility model)中的支持流動模型(sponsored mobility model)認為(Turner, 1960; Ng et al., 2005),個體的婚姻和性別等個體基本人口統計學變量影響個體就業的社會支持程度, 影響個體的生涯績效;與之類似, 我國大學生的生源地也是影響大學生就業社會支持度的重要因素, 影響其就業績效。在主觀就業績效方面, 生源地的調節作用可以從社會認同理論(Brewer,2009)及其身份標記觀點(identity badge, Ashforth & Kreiner, 1999; Grant, Berg, &Cable, 2013)兩個方面來分析。第一, 從社會認同理論來看(Brewer, 2009), 由于絕大多數大學畢業生都計劃在城市中求職, 所以來自農村的大學生會感受到較強的城鄉差異, 這會給他們帶來社會認同方面的焦慮。但對于來自城市的大學生, 這種社會認同方面的焦慮不高, 因為他們更為熟悉城市的基本生活模式。因此, 與來自城市的大學生比較而言,農村大學生會更加主動地投入到對各種就業機會的探索, 更加積極地準備并參與各種求職活動, 可就業能力與主觀就業績效的關系較強。第二, 從身份標記觀點來看(Ashforth & Kreiner, 1999; Grant et al., 2013), 由于生源地有自我表達(self-express)的功能(Brewer, 2009), 是大學生建構自我概念的出發點, 也是大學生自我定位的基礎(Grant et al.,2013)。因此大學生會把生源地作為調動自身注意力的一個重要手段, 使自己的注意力放在某些個人優點上, 這為不同生源地的大學生帶來不同的心理激勵(Baron & Bielby, 1986)。具體來講, 來自農村的大學生會因對城市工作和生活的陌生而非常重視對各種就業機會的探索, 嘗試不同層次的就業招聘, 集中注意力通過展現自己的綜合素質并被用人單位認可取得就業。與之不同, 來自城市的大學生因在自己熟悉的城市中求職, 不太重視對各種不同層次就業機會的探索, 只是側重對某些自身感興趣、較高層次的就業機會進行嘗試。所以, 來自農村大學生的可就業能力與其主觀就業績效的關系更強。由此, 本研究提出如下假設。

假設3a：生源地在大學生可就業能力與主觀就業績效的線性關系中起調節作用; 也就是說, 農村大學生比城市大學生的可就業能力與主觀就業績效的線性關系更強。

在錄用通知書這種客觀就業績效方面, 可就業能力歸因(Hogan et al., 2013)過程中發生的“過猶不及效應” (Baron, 1989)和身份標記觀點(Ashforth &Kreiner,1999; Grant et al., 2013)可以解釋城市大學生可就業能力與錄用通知書數之間的倒U型關系更強。第一, 從可就業能力歸因理論(Hogan et al.,2013)及其中的“過猶不及效應” (Baron, 1989)來看,相對于農村大學生, 用人單位對處于相對就業優勢地位的城市大學生的可就業能力的認可, 更容易出現“過猶不及”效應(Baron, 1989)。在用人單位所能接受的一定范圍內, 用人單位對可就業能力的評價是積極的, 不會發生“過猶不及”效應(Baron, 1989),使得可就業能力與錄用通知書呈正向關系。但超出這個范圍, 用人單位對可就業能力“過強”的城市大學生的擔心更大。因為那些具有高可就業能力的城市大學生, 由于對城市就業環境比較熟悉, 心理安全感較高, 有更多就業方面的社會支持(Grant et al.,2013), 其在勞動力市場上處于相對優勢地位, 相對有更多的就業機會; 這在我國人才流動日益增強的勞動力市場形勢下, 用人單位很容易對具有高可就業能力的城市大學生產生負面的歸因解釋和聯想; 用人單位會認為其在本單位的工作穩定性不高,擔心其離職(Ferris & Summers, 2013), 甚至做出負面評價(Baron, 1989), 給他們發放的錄用通知書數量較少, 使得可就業能力與錄用通知書呈負向關系。第二, 從身份標記觀點來看(Ashforth & Kreiner,1999; Grant et al., 2013), 城市大學生由于自己來自于城市, 在就業過程中自我定位較高, 這使得城市大學生比農村大學生對用人單位更加挑剔, 更期望一次就獲得最理想的工作, 不會對各種不同層次的招聘活動進行探索, 會把注意力集中于某些高層次的就業機會(Baron & Bielby, 1986), 結果會收到更少錄用通知書, 其“過猶不及效應”更加顯著。由此,本研究提出如下假設。

假設3b：生源地在大學生可就業能力與錄用通知書的倒U型關系中起調節作用; 也就是說, 城市大學生比農村大學生的可就業能力與錄用通知書的倒U型關系更強。

綜合以上分析, 本研究的研究框架如圖1所示。

圖1 研究框架

2 大學生可就業能力結構的建構和驗證

2.1 預備性研究

預備性研究主要包括文獻總結、訪談、開放式問卷、預試四個步驟。第一, 文獻總結。對文獻觀點和結果進行頻次分析, 總結了18位學者的實證研究結果, 總共得到144條素質特征。第二, 訪談?？偣苍L談了3名教師和2名企業員工, 訪談內容主要包括就業理想和不理想同學的表現、一般能力特點、典型案例三個方面。第三, 開放式問卷調查。對象為大學生、企業員工、教師。根據文獻和本研究視角設計開放式問卷, 大學生的題目是：(1)您周圍就業比較好的同學具有哪些特點？(2)大學生要更好的就業, 需具備哪些特點？企業員工的題目是：(1)貴企業在招人時更傾向于選擇哪些特點的大學生？(2)當今大學生要更好的就業, 需具備哪些特點？(3)您或您周圍的同事能成功就業, 是因為具備哪些突出特點？教師的題目是：(1)您周圍成功就業的大學生具有哪些特點？(2)現在的大學生要更好的就業, 需要具備哪些特點？(3)用人單位所需要的、目前大學生最欠缺的素質有哪些？總共調查了全國15所高校的182名大學生、41名企業員工(來自全國的MBA學員)、10名高校教師。然后,請本專業的研究生進行編碼, 共得到1756個條目。第四, 預試。對1756個條目進行多次專家會議討論,總結為83個項目的預試問卷。調查(北京、重慶、西安、四川、武漢、青海、河南7省市)共發放問卷450份, 回收有效問卷394份, 有效回收率87.6%。經過項目分析、探索性因素分析等方法對題目進行分析, 經過多次專家會議, 得到59個題目的大規模調查問卷。

2.2 大學生可就業能力結構模型的建構

2.2.1 被試

本次調查發放問卷1390份, 回收有效問卷1190份, 有效回收率85.6%。樣本分布在北京、四川、山東、重慶、湖北、廣東共10所高校。隨機選擇其中的585份問卷作為探索性因素分析的樣本,具體情況如下。普通本科學校39.7%, 211或985大學56.6%, 未填3.7%; 文科專業40.5%, 理工40.0%,藝術體育16.2%, 未填3.3%; 一年級16.8%, 二年級12.0%, 三年級15.4%, 四年級52.6%, 未填3.2%;男44.1%, 女52.6%, 未填3.3%; 漢族88.2%, 少數民族8.7%, 未填3.1%; 來自農村37.4%, 來自城市59.3%, 未填3.3%。家庭月收入1000以下12.8%,1000～3000的34.0%, 3000～5000的28.4%, 5000～8000的11.8%, 8000以上7.2%, 未填5.8%。

2.2.2 探索性因素分析結果

使用SPSS 10.0統計軟件對585份問卷進行數據分析。首先進行項目分析, 包括題目與總分相關、偏度和峰度系數、區分度、內部一致性系數。接著進行因素分析,

KMO

(0.911,

p

＜ 0.01)結果說明適合進行因素分析。綜合以上結果, 確定剔除23個質量不高的項目, 剩下36個項目。對這36個項目進行探索性因素分析, 采用主成分分析中的方差最大化正交旋轉, 提取標準為特征值大于1的因素。結果(表1)表明, 我國大學生的可就業能力包括8個因素, 總共解釋變異63.05%。各因素的命名如下。因素一命名為“職業認同”, 包含職業規劃和職業期望等6個題目。因素二為“人際關系”, 包含融入新集體和處理人際關系等5個題目。因素三為“樂觀開朗”, 包含積極看待問題、心態積極等6個題目。因素四為“問題解決”, 包含做事思路清晰、迅速處理事物等有5個題目。因素五為“社會支持”, 包含親屬和朋友提供就業幫助等4個題目。因素六為“學習能力”, 包含學習新知識和愿意、從基層做起等4個題目。因素七為“團隊合作”, 包含與團隊成員配合和團隊分享信息等3個題目。因素八為“網絡差異”,包含人際交往面廣等3個題目。8個因素的

α

系數(最低為0.76)都達到了心理測量學的基本要求。

2.3 大學生可就業能力結構模型的驗證

2.3.1 被試

為了驗證得到的結構模型, 用Amos 4.0軟件對第二個樣本605份問卷數據進行驗證性因素分析。樣本情況如下, 普通本科學校41.2%, 211或985大學54.4%, 未填4.4%; 文科類43.2%, 理工34.0%,藝術體育18.2%, 未填4.6%; 一年級16.9%, 二年級10.2%, 三年級19.0%, 四年級49.9%, 未填4.0%;男41.5%, 女54.4%, 未填4.1%; 漢族89.9%, 少數名族6.1%, 未填4.0%; 來自農村37.2%, 城市58.5%, 未填4.3%。家庭月收入1000以下12.1%,1000～3000的33.6%, 3000～5000的27.4%, 5000～8000的14.4%, 8000以上7.1%, 未填5.4%。

2.3.2 驗證性因素分析結果

根據文獻建立5個競爭模型(表2)。結果表明,一維模型的χ/

df

(6.66) (χ/

df

小于3表明擬合較好)和RMSEA (0.106) (臨界值為0.08) 都達不到心理測量學的基本要求。四維模型、六維模型、兩個七維模型的NFI、IFI、TLI、CFI、RMSEA五個指標都不理想, 也都低于八維模型。這說明本研究建構的八維度結構模型數據擬合較好(Bollen, 1989)。

在結構效度方面, 驗證性因素分析結果表明(表3), 八因素結構模型的各項目與各因素的負荷較高, 在誤差上的負荷較低, 說明每個項目對相應潛變量的解釋率較大而誤差較小。這說明數據擬合較好, 問卷具有較好的結構效度。

表1 大學生可就業能力的探索性因素分析結果

2.4 重測信度

對48名大三學生前后間隔5個月進行重測,結果表明, 8個維度與總分的重測信度都高于0.46(職業認同0.46, 人際關系0.57, 樂觀開朗0.52, 問題解決0.66, 社會支持0.78, 學習能力0.59, 團隊合作0.51, 網絡差異0.60, 總0.69), 都達到極其顯著的水平, 說明大學生可就業能力的問卷具有較高的信度。

表2 各模型的擬合指標

表3 各潛變量在外顯變量上的載荷和誤差

3 大學生可就業能力與主客觀就業績效的關系

3.1 被試

被試來自北京、西安、河北、山東12所高校的應屆畢業大學生。被調查大學生第一時間點填寫可就業能力問卷, 在第二個時間點(隔2周)填寫職業探索問卷和報告錄用通知書數, 并請最熟悉被調查大學生的同學或老師通過他評填寫主觀就業績效問卷。共發放600份問卷, 將3份問卷進行匹配,得到有效匹配問卷530份, 有效率為88%。具體情況如下。文科類41.7%, 理工類55.8%, 未填2.5%;男50.8.8%, 女48.9%, 未填0.4%; 漢族89.2%, 少數名族10.4%, 未填0.4%; 來自農村46.6%, 城市53.0%, 未填0.4%。

3.2 研究工具

可就業能力問卷采用本研究得到的36個題目的問卷, 職業探索問卷采用Werbel (2000)8個題目的問卷, 主觀就業績效采用王苑(2006) 6個題目的問卷, 以上3個工具都采用Likert 5點量表從“1—完全不同意”到“5—完全同意”進行評價。其中英文問卷經過多次英漢循環互譯確定每個項目的文字表述。客觀就業績效—錄用通知書數用一個題目考察：“您收到的單位錄用通知書數是多少？”。為了檢驗本研究設計變量的測量模型, 建立3個競爭模型(如表4)。結果表明, 一維模型、兩個二維模型的RMSEA (0.102 / 0.088 / 0.086 )都達不到心理測量學的基本要求(一般標準為0.08, Bollen, 1989), 3個模型的其它擬合指標都比三維模型的要低。所以, 數據擬合結果表明, 本研究設計的3個變量的模型最優。

3.3 描述性統計結果

各研究變量的描述性統計結果顯示(表5), 可就業能力與主觀就業績效(0.26,

p

＜ 0.01)呈顯著相關, 但與錄用通知沒有顯著相關(-0.02,

p

＞ 0.05)?？删蜆I能力平方與錄用通知呈顯著相關(-0.11,

p

＜0.05), 但與主觀就業績效(0.05,

p

＞ 0.05)、職業探索(0.04,

p

＞ 0.05)沒有顯著相關。這些為驗證假設提供了基礎。各量表的

α

系數都達到0.82以上, 達到心理測量學的要求。

表4 各模型的擬合指標

表5 各研究變量的描述性統計結果

3.4 共同方法偏差

本研究采取兩個措施(Podsakoff, MacKenzie, Lee,& Podsakoff, 2003) 控制和檢驗共同方法偏差。第一,在問卷調查階段采取兩個辦法控制共同方法偏差：多來源數據和縱向調查。首先, 主觀就業績效是由大學生的同學或老師進行他評, 可就業能力、職業探索、客觀就業績效(錄用通知書)由大學生自評。其次, 在兩個時間點填寫問卷, 大學生在第一個時間點填寫可就業能力問卷, 兩周后填寫職業探索問卷和報告錄用通知書數。這兩個措施在很大程度上減少了共同方法偏差。第二, 在數據分析階段檢驗共同方法偏差。首先, 根據Harman的單因素檢驗法(Podsakoff et al., 2003), 把3個變量50個題目一起進行探索性因素分析, 結果表明抽取的第一個因素只解釋總變異的28.4% (累積總變異67.29%), 在未旋轉的因素結構中也未出現一個共同因素。其次, 驗證性因素分析結果表明(表4)一維模型達不到測量學的要求(Bollen,1989), 說明沒有一個共同因素出現。這表明共同方法偏差不是本研究的一個問題。

3.5 大學生可就業能力與主客觀就業績效的直接關系

在主觀就業績效方面, 用層次回歸分析法來分析大學生可就業能力與主觀就業績效的關系(如表6和表7)。第一步, 控制變量(表6 M1或表7 M2),結果表明性別(-0.25,

p

＜ 0.01)和生源地(0.12,

p

＜0.01)與主觀就業績效有顯著相關。第二步, 可就業能力的主效應(表6 M2或表7 M3)。結果表明, 大學生可就業能力(0.21,

p

＜ 0.01)與主觀就業績效呈顯著正相關。這驗證了假設1a。在客觀就業績效方面, 按照同樣方法分析大學生可就業能力與錄用通知書數之間的關系(如表6和表7)。第一步, 控制變量(表6 M5或表7 M6), 結果表明, 性別(0.15,

p

＜ 0.05)與錄用通知書之間有顯著相關。第二步, 可就業能力與錄用通知書數的直接效應(表6 M6和表7 M7), 結果表明直接效應不顯著。第三步, 可就業能力平方的主效應(表6 M7或表7 M8), 結果表明大學生可就業能力與錄用通知書有顯著的倒U型關系(-0.10,

p

＜ 0.05)。這驗證了假設1b。

3.6 職業探索和生源地的調節作用

用層次回歸來分析職業探索的調節作用(如表6)。在主觀就業績效方面, M4結果顯示, 可就業能力與職業探索的交互作用不顯著(-0.06,

p

＞ 0.05),這說明職業探索對大學生可就業能力與主觀就業績效之間的關系沒有顯著的調節作用, 這沒有驗證H2a。同理, 在錄用通知書方面, M10顯示可就業能力平方與職業探索的交互作用顯著(-0.16,

p

＜ 0.05),這說明職業探索對大學生可就業能力與錄用通知書之間的倒U型關系有顯著的調節作用, 這驗證了H2b。進一步層次回歸分析表明, 高水平職業探索下, 可就業能力與錄用通知書之間存在顯著的倒U型關系(-0.23,

p

= 0.076 ＜ 0.1); 而在低水平的職業探索下, 二者之間不存在顯著U型關系(0.08,

p

=0.67), 線性關系也不顯著(0.06,

p

= 0.68)。圖2則更好地顯示了不同職業探索水平的大學生可就業能力與錄用通知書之間的關系。

表6 大學生可就業能力與主客觀就業績效的關系：職業探索的調節作用

表7 大學生可就業能力與主客觀就業績效的關系：生源地的調節作用

在生源地的調節作用方面(如表7), M4結果顯示, 可就業能力與生源地的交互作用顯著(-0.18,

p

＜ 0.01), 這驗證了H3a。為了進一步表明生源地的調節作用, 進一步的層次回歸分析表明, 農村大學生可就業能力與主觀就業績效之間有顯著的正相關(0.35,

p

＜ 0.01), 而城市大學生二者之間不存在顯著相關(0.08,

p

＞ 0.05)。圖3則更好地顯示了不同生源地大學生的可就業能力與主觀就業績效之間的關系。同樣道理, 在錄用通知書方面, M10顯示可就業能力平方與生源地對錄用通知書有顯著的交互作用(-0.16,

p

＜ 0.05), 大學生可就業能力與錄用通知書之間的倒U型關系在不同生源地之間有顯著不同, 這驗證了H3b。進一步的層次回歸分析表明, 城市大學生可就業能力與錄用通知書之間存在顯著的倒U型關系(-0.24,

p

＜ 0.01); 而農村大學生二者之間不存在顯著U型關系(0.02,

p

＞ 0.05),線性關系也不顯著(-0.09,

p

= 0.18)。圖4則更好地顯示了不同生源地大學生可就業能力與錄用通知書之間的不同關系。

圖2 可就業能力與錄用通知的倒U型關系：職業探索的調節作用(低職業探索時不顯著)

圖3 可就業能力與主觀就業績效的線性關系：生源地的調節作用(城市的不顯著)

圖4 可就業能力與錄用通知的倒U型關系：生源地的調節作用(農村的不顯著)

4 分析與討論

4.1 我國大學生可就業能力的結構模型

本研究基于資源保存理論、整合輸入視角的三個方面建構了我國大學生可就業能力的8因素結構模型, 這是對大學生可就業能力的一個新探索。具體表現在如下三個方面。第一, 在勝任特征方面,本研究得出大學生在就業中對人(人際關系、團隊合作)和對事(問題解決、學習能力)兩方面的勝任特征, 這與多數文獻結果一致(如謝晉宇, 宋國學,2005; 羅崢等, 2010; 劉小平, 鄧靖松, 2009; 宋國學, 2008; 賈利軍, 2007)。第二, 在社會資本方面,社會支持和網絡差異這兩個維度與Fugate等(2004)的理論觀點一致, 但在國內外的諸多研究中, 這兩個社會資本方面的因素并沒有得到足夠重視。本研究發現大學生可就業能力中的社會資本體現在親戚朋友對就業的支持, 以及大學生人際網絡的范圍大小, 這兩方面正好體現了社會資本的兩個特征：范圍和程度(Leana, & Van Buren, 1999)。這表明本結構具有一定的中國文化特色, 說明關系和社會資本在我國勞動力市場上的重要價值。第三, 在個性特征方面, 樂觀開朗因素與Fugate和Kinicki(2008)、劉小平和鄧靖松(2009)、賈利軍等(2007)的研究結果一致。同時, 本研究得出的職業認同維度與Fugate和Kinicki (2008)、C?té(1997)、羅崢等(2010)的研究結果一致。所以, 本研究得出的8維度結構模型, 驗證了文獻中從資源輸入視角對可就業能力三個方面的理解, 也與生涯資本理論(Inkson & Arthur, 2001)一致：生涯成功取決于個體人力資本、社會資本與心理資本。所以, 本研究的8因素結構模型強調能夠提高大學生就業可能性的個人資源, 這種資源來自于勝任特征、個性特征和社會資本三個方面。

4.2 大學生可就業能力與主客觀就業績效的線性和倒U型關系：職業探索與生源地的調節作用

本研究得出, 大學生可就業能力與主觀就業績效呈正相關的線性關系, 但與錄用通知書數(客觀就業績效)呈倒U型關系。與主觀就業績效的線性關系驗證了資源保存理論的觀點(Hobfoll et al.,2003)：可就業能力是大學生就業的一種重要資源,它直接影響大學生在就業過程中的積極性, 影響大學生求職結果的期望水平, 直接提升大學生的主觀就業績效。但是, 大學生可就業能力與錄用通知書數的倒U型關系, 則表明在大學生可就業能力這種資源在勞動力市場上被認可的過程中, 用人單位的歸因解釋(可就業能力的歸因理論, Hogan et al.,2013)直接影響到用人單位是否給大學生錄用通知書; 同時用人單位在對大學生可就業能力進行歸因解釋時, 存在著一定的“過猶不及效應” (Baron,1989), 這種效應一方面與我國當前激烈的勞動力市場競爭形勢有關, 另一方面也與我國自古以來一直信奉的“中庸之道”文化有關(Grant & Schwartz,2011)。這說明從勞動力市場來看, 可就業能力對大學生客觀就業績效的價值, 是大學生自身、用人單位和勞動力市場三者交互作用的結果。因此大學生可就業能力在勞動力市場上的價值要從交互作用的視角來分析, 當然三者的交互作用機制還需要未來研究的進一步探究。

在職業探索的調節作用方面, 對于職業探索水平高的大學生來講, 可就業能力與錄用通知書有顯著的倒U型關系, 而職業探索水平低的大學生二者沒有顯著關系。一方面, 這驗證了資源保存理論(Hobfoll et al., 2003)關于投入資源以獲得新資源的觀點, 這說明大學生可就業能力作為大學生的一種就業資源, 需要諸如職業探索等其它就業資源的補充, 才能夠為大學生帶來更好的就業價值; 這進一步驗證了大學生的職業探索也是大學生就業的一種重要個人資源, 其更為復雜的價值需要進一步深入研究。另一方面, 職業探索的調節作用也驗證了可就業能力關系模型(Thijssen et al., 2008)的觀點：可就業能力對就業的價值需要一定的促進條件; 說明職業探索作為一種個人就業的重要資源, 它為大學生可就業能力的價值實現指明了方向, 更提高了可就業能力價值的實現效率?？梢哉f, 可就業能力是大學生就業的資源基礎, 職業探索為這種資源價值的發揮提供了方向和條件。由上所述, 大學生可就業能力要更好地發揮對其就業的價值, 需要良好的內部和外部條件。

但是, 本研究并沒有驗證職業探索在可就業能力與主觀就業績效關系中的調節作用, 可能的原因有如下兩個。第一, 其中可能存在更為復雜的機制。根據生涯的信息加工理論(Peterson, Sampson, Lenz,& Reardon, 2002), 職業探索作為大學生的一種積極職業生涯管理行為, 如果個體對自己、職業及其環境投入過多、信息量過大, 超過了個體承受的能力范圍, 反而會給個體帶來職業決策困難, 致使大學生求職積極性降低, 求職結果的期望降低。所以,職業探索與二者的相關有可能存在倒U型的關系,也就是說只有在個體職業探索中等程度、處于比較理性而思路清晰的情況下, 大學生可就業能力對主觀就業績效更重要, 二者關系更強。當然這個非線性的調節作用模型需要今后設計更加科學的實證研究來加以驗證。第二, 根據資源保存理論(Hobfoll et al., 2003; De Cuyper et al., 2012), 個體資源會推動個體獲得更多相關資源, 也會使個體不會主動流失其它資源。職業探索作為大學生的一種職業行為, 在某些條件下有可能會帶來個體就業資源的減少。因為在我國勞動力市場快速變化的今天, 大學生在職業探索中對自己、職業及其環境的探索本身就是很耗費個人資源的活動, 如果職業探索耗費個體的資源過多, 反而會降低可就業能力這種就業資源價值的發揮。當然其中深入的作用機制需要進一步研究。

在生源地的調節作用方面, 農村大學生的可就業能力與主觀就業績效的關系顯著, 而城市大學生二者沒有顯著相關; 城市大學生的可就業能力與錄用通知書有顯著的倒U型關系, 而農村大學生二者沒有顯著關系。這驗證了支持流動模型(Turner,1960; Ng et al., 2005)的觀點：生源地是影響我國大學生就業社會支持程度的重要因素。這也表明“過猶不及效應” (Baron, 1989)對城市大學生更容易發生。這個結果更驗證了社會認同理論(Brewer, 2009)和身份標記理論(Ashforth & Kreiner,1999; Grant et al., 2013)所揭示的生源地對我國大學生的心理意義。一方面, 農村大學生由于對城市生活和就業環境的陌生, 在就業過程中更加依賴自身的可就業能力, 把注意力更多集中在如何積極探索各種就業機會來得到用人單位的認可; 另一方面, 城市大學生則由于較高的心理安全感和較高的就業期望, 在就業過程中只對有限的就業機會進行探索, 用人單位對其評價存在更強的“過猶不及”效應。這也表明城鄉二元結構分割對大學生心理及其就業的影響, 當然其中深入的作用機制還需要進一步的實證研究來檢驗。

4.3 本研究的理論和實踐價值

在理論上, 本研究的價值主要有五個方面。第一, 本研究發現大學生可就業能力與主觀就業績效(線性關系)和客觀就業績效(錄用通知書：倒U型關系)的不同關系模式, 這是文獻所沒有探討到的,這對于完善大學生可就業能力價值實現的理論具有重要啟發。第二, 本研究首次提出和驗證了職業探索這個個體內部條件對大學生可就業能力價值發揮的調節作用(Thijssen et al., 2008), 這為深入把握可就業能力發揮就業價值的機制提供重要啟示。第三, 本研究首次提出并驗證了生源地這個外部條件對大學生可就業能力價值實現的調節作用(Ng et al., 2005), 這對更深入地理解我國勞動市場結構對大學生可就業能力價值發揮的影響提供了重要啟發。第四, 本研究發展了可就業能力歸因理論(Hogan et al., 2013), 發現用人單位的歸因評價中會發生“過猶不及效應” (Baron, 1989);也豐富了資源保存理論(Hobfoll et al., 2003), 發現大學生會投入諸如職業探索等更多資源來取得就業。第五, 本研究建構的8因素結構模型, 對于從輸入視角、基于個體資源理論來理解和把握大學生可就業能力具有重要啟發, 其中社會支持和網絡差異等維度具有一定的中國文化特色, 為深入研究中國文化對我國大學生可就業能力的影響具有重要啟示。

在實踐上, 本研究的價值主要有四個方面。第一, 回答了大學生可就業能力對大學生求職的價值問題, 它是可以直接推動大學生積極求職并實現自己就業期望的個體資源基礎。第二, 揭示了大學生可就業能力與客觀的錄用通知書數之間非線性的倒U型關系, 顯示大學生可就業能力在勞動力市場上的價值實現是用人單位的歸因解釋、大學生就業心理和勞動力市場三者綜合作用的結果。第三, 表明可就業能力在不同情景中對大學生就業的價值不同, 我國城鄉二元制的勞動市場隔離對大學生可就業能力價值的發揮具有重要影響。第四, 提示大學生在提升可就業能力的同時, 一定要提升自己的職業探索水平, 以便更好的實現自身可就業能力在勞動力市場中的價值。這為實踐中高校更加堅定的構建和實施基于可就業能力的高等教育體系, 為大學生建立基于可就業能力的自我職業生涯開發體系, 提供了科學的理論支持。

4.4 本研究的不足和未來研究的方向

在研究內容方面主要有五個。第一, 在就業績效指標上, 由于精力所限, 本研究只探討了可就業能力與主觀就業績效、錄用通知之間的關系, 未來可以更加深入的探究可就業能力與大學生的其它客觀就業績效(如起步工資、職位晉升等)的因果關系。第二, 本研究僅僅驗證了與可就業能力密切相關的職業探索和生源地在可就業能力價值實現中的調節作用; 今后可以從更加宏觀和中觀的視角,基于資源保存理論(Hobfoll et al., 2003)和可就業能力歸因理論(Hogan et al., 2013), 甚至以更加整合的理論, 檢驗更多的具有一定中國文化特色的調節變量(如民族、用人單位類型、組織職業生涯管理模式等：Ng et al., 2005)對大學生可就業能力推動就業的價值。第三, 可以基于可就業能力歸因理論(Hogan et al., 2013)和社會認知生涯理論(Lent,Brown, & Hackett, 1994)構建有調節的中介和有中介的調節等理論模型, 基于社會認知生涯理論研究自我效能感是否在可就業能力與就業績效的關系中起中介作用, 基于歸因理論研究用人單位、大學生和勞動力市場三者在大學生可就業能力被勞動力市場認可過程中的交互作用, 以便更好的建構大學生可就業能力價值實現機制的理論框架。第四,可以更深入地比較可就業能力與主客觀就業績效關系中的調節變量的不同作用, 可以比較個體特征(如職業理想、職業興趣匹配、專業認可)和外部環境特征(如行業、地區、家庭社會經濟地位等)在二者關系中的不同調節作用。第五, 本研究沒有驗證職業探索在可就業能力與主觀就業績效關系中的調節作用, 今后可以根據生涯的信息加工理論(Peterson et al., 1998)和資源保存理論(Hobfoll et al.,2003; De Cuyper et al., 2012), 研究個體的信息加工能力、不同就業資源等在其中的調節作用。

在研究方法上主要有四個方面。第一, 本研究雖然在兩個時間點進行調查, 但并不是嚴格的縱向研究, 未來可以設計縱向研究, 以便得出大學生可就業能力與不同就業績效的因果關系。第二, 本研究邀請熟悉被試大學生的同學或老師評價主觀就業績效, 未來可以探究大學生可就業能力與用人單位評價的主觀就業績效和用人單位提供的客觀績效(如初始工資、晉升)之間的關系, 以便更深入的比較可就業能力對其就業的價值。第三, 在研究工具上, 未來可以綜合輸入和輸出視角, 開發更為綜合的測量工具, 進一步檢驗本研究的結果, 發現可就業能力更為深入的文化特色。第四, 本研究采用大學生自評的可就業能力, 雖然絕大多數研究都采用這種方法, 但這有一定的主觀性; 當然采用大學生主觀知覺的可就業能力也有它的優勢, 因為這體現了大學生對自己與勞動力市場、自己與職業關系的個人理解, 是個體特征與職業、外在勞動力市場等關系在個體認知情感系統中的解釋; 未來可以進一步比較大學生自評、同學或老師他評、用人單位他評的可就業能力與大學生就業績效的關系。

5 結論

(1)我國大學生可就業能力包括8個因素：人際關系、團隊合作、學習能力、問題解決、社會支持、網絡差異、樂觀開朗、職業認同。我國大學生可就業能力問卷具有良好的信效度, 可以作為未來研究的測量工具。

(2)大學生可就業能力與主觀就業績效呈顯著的正相關線性關系, 與錄用通知書數這個客觀就業績效呈顯著的倒U型關系。

(3)職業探索在可就業能力與錄用通知書數的關系中起調節作用, 職業探索高水平時二者呈倒U型關系, 而職業探索低水平時二者沒有顯著關系。

(4)生源地在大學生可就業能力與主觀就業績效、錄用通知書的關系中起顯著的調節作用, 農村大學生可就業能力與主觀就業績效有顯著正相關,而城市大學生二者沒有顯著相關; 城市大學生可就業能力與錄用通知書呈顯著倒U型關系, 而農村大學生二者關系不顯著。

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