廉串德 劉視湘 韓 圣
(1 北京信息科技大學經管學院,北京 100192;2 北京聯合大學師范學院心理學系,北京 100011)
隨著全球經濟一體化進程的發展和知識經濟時代的到來,知識型員工成為經濟發展進程的中堅力量,其自我管理意識逐步增強,更加注重職業成功的追求和自身價值的實現。以往的研究多單一地從員工自身角度考察職業成功,多集中于職業承諾、職業滿意度、組織支持對職業成功的影響,很少從管理視角探討知識型員工的職業成功,因此有必要從組織和個人兩個層面開展相關研究。
本文將知識型員工作為研究對象,選擇發展型人力資源管理作為組織變量,職業認同為個人變量,構建知識型員工職業成功與發展型人力資源管理、職業認同的理論模型,采用問卷調查方式檢驗模型的適用性,對于人力資源管理學科具有一定的理論和實踐意義。研究結果既可以引導知識型員工更好地實現其職業成功,也為企業提高人才競爭力提供了有效的管理決策思路。
通過梳理相關概念及研究成果,構建發展型人力資源管理、職業認同與職業成功的理論模型。首先界定知識型員工,這是選擇研究對象的依據;然后介紹職業成功的概念及其研究成果,這是本研究的結果變量;接著對發展型人力資源管理和職業認同兩個自變量的研究成果進行說明,最后提出研究的理論模型。
現代管理學大師Peter Drucker于1959年首次提出知識型員工的概念,他將知識型員工描述為掌握和運用符號、概念,利用知識或信息工作的人。后來此概念獲得延伸和擴大,涵蓋到大多數白領員工和專科以上學歷的人[1]。王興成等人提出知識型員工是通過掌握、創造和運用知識的活動為企業帶來價值增值,并以此為職業的工作人員[2]。史永進指出知識型員工是接受過專業教育,具有高學歷和專業技能的人。此外,知識型員工不僅需要具備一定的專業知識、教育背景和培訓資質,還要具備各種專業能力去完成工作[3]。Horibe提出知識型員工所需的專業能力包括創造財富的創新能力、分析能力、判斷能力、設計能力[4]。本研究將“知識型員工”界定為,具備一定的專業知識并能合理利用,能適當地創造知識,具備較高的教育背景,同時擁有專業能力,并能將所學轉化為生產力,促進企業發展的員工。
Thorndike在《預測職業成功》一書中最早提出職業成功的概念,將其定義為工作滿意度[5]。Hughes分別對客觀和主觀職業成功做了簡要描述,他指出客觀職業成功可觀察、可測量,主觀職業成功是個人主觀感受[6]。Nicholson認為客觀成功更多地受外部環境因素影響,主觀成功受內部因素影響,因此職業成功是個人和外部環境的統一結合過程[7]。根據本研究選擇發展型人力資源管理的主題,研究者選擇企業內部競爭力、企業外部競爭力、職業滿意度作為測量職業成功的維度。
發展型人力資源管理是Kuvaas提出的新概念,他將其定義為個體對于組織為其提供的人力資源管理的認知程度。當員工感知到組織為其職業發展提供了大量的投入和機會時,就會對組織產生持續承諾,會有更高的工作滿意度[8]。發展型人力資源管理是通過滿足員工的需求和發展機會,提高員工工作能力,使員工更多地投入到工作和組織中,從而實現個體和組織的雙贏[9]。
Kuvaas將發展型人力資源管理劃分為職業發展、培訓機會和績效評價三個維度[8]。職業發展是員工自身發展過程中企業的資源投入,為員工提供滿足工作所需的個人發展機會和晉升;培訓機會為員工提供目前以及未來工作需求的培訓,通過培訓提升員工自身的工作能力和工作態度;績效評價是為了讓員工能夠了解自身工作狀況和工作問題,通過績效反饋的形式解決問題,并為提升工作能力做好準備。
已有學者研究了發展型人力資源管理對離職意向、員工敬業度等的影響。何會濤等人探討了發展型人力資源管理對知識共享行為和離職意向的影響,并以組織支持感為中介變量[9]。關歡歡也探討了發展型人力資源管理對員工離職意向的影響,組織承諾作為中介變量[10]。王平研究了發展型人力資源管理對員工敬業度的影響,雇傭性和職業認同為中介變量[11]。本研究選擇職業成功為因變量,職業認同為中介變量,從一個新視角探討發展型人力資源管理的作用。
職業認同的定義有多種角度,Nixin認為職業認同是以特定的工作條件來描述一個職業團體組織的特征[12]。王永妮認為職業認同是個體對自己從事職業的一種肯定和對職業角色的有效判斷,組織認同程度高,員工對組織的忠誠度就高,離職意向就低[13]。丁剛指出基于不同背景會產生不同的認同感,基于社會會產生社會認同,基于組織會產生組織認同,基于職業就會產生職業認同。職業認同是個體對職業角色重要性的肯定性評價。[14]職業認同會受很多因素的影響,劉秋穎、蘇彥捷提出個體主動探索、個人努力在職業認同獲得中起積極作用[15]。綜上研究,本研究認為職業認同是指員工從自身經歷中逐漸發展、確認其職業角色的過程,同時又是員工對其所從事的職業的認同程度的一種狀態。本研究將職業認同作為發展型人力資源管理對職業成功影響的中介變量。
根據上述學者的研究,本研究對發展型人力資源管理、職業認同和職業成功關系構建了理論模型,如圖1所示。從圖1可看出,本研究首先探討發展型人力資源管理是否對職業成功產生影響,隨后研究職業認同是否對職業成功產生影響,以及發展型人力資源管理是否對對職業認同產生影響。理論假設如下:
1.發展型人力資源管理對知識型員工職業成功的影響
知識型員工更加注重通過職業發展和職業培訓來滿足個人職業技能的提升,以及通過績效評價提高自己的待遇。而發展型人力資源管理作為最佳人力資源模式通過職業發展、培訓機會、績效評價充分影響著員工職業成功,因此對于知識型員工來說,發展型人力資源管理可成為能滿足職業成功的因素。根據上述分析,本研究提出假設:
H1:發展型人力資源管理對知識型員工職業成功有顯著正向影響。
2.職業認同對知識型員工職業成功的影響
職業認同可理解為員工與公司相互持續影響的結果,員工職業認同的增長,使得員工的職業歸屬感、職業成長、職業忠誠度、職業認可、職業價值觀、職業自尊也會增長,自然也就感受到職業上的成功。根據上述分析,本研究提出假設:
H2:職業認同對知識型員工職業成功有顯著正向影響。
3.發展型人力資源管理對職業認同的影響
發展型人力資源管理通過為員工提供更多的職業發展機會和專業培訓,讓員工能夠感受到自己受到重視,同時通過績效評價不斷反饋提升自己,這可有效提升員工的職業滿足感和工作技能,也會有效滿足知識型員工的職業自尊和職業滿意度,因此員工更愿意認同自己的職業。由此推斷,發展型人力資源管理會對知識型員工的職業認同產生積極影響。根據上述分析,本研究提出假設:
H3:發展型人力資源管理對知識型員工職業認同有顯著正向影響。

圖1 理論研究模型
本研究采用量化研究方法,選擇成熟的研究問卷進行大樣本調查,以收集研究數據。下面首先介紹調查樣本的構成(主要是樣本的性別、年齡和學歷分布情況),然后對三個研究工具的信度進行解釋,作為數據采集的可靠性指標。
本研究的對象為知識型員工,通過專門的調查網站面向各類型企業發放調查問卷,共收回有效問卷270份。在性別上,女性占比58.15%,男性占比41.85%,男女占比相差不大。在年齡上,24歲以下占比40%,25—35歲占比25.56%,36—45歲占比18.89%,45歲及以上人群占比15.56%,年齡分布特征與本研究對象和研究問題的要求吻合。在學歷上,大專學歷占比26.3%,本科學歷人數最多,占比64.81%,碩士及以上學歷占比8.89%,學歷分布情況符合本研究對知識型員工的界定,保證了被試人群的準確性。
本研究采用的量表均來自國內外經過多次驗證的成熟量表,具有良好的信效度。計分方法采用里克特5點計分法,分別為:1為非常不符合,2為基本不符合,3為不確定,4為基本符合,5為非常符合。下面分別是各量表的題目及信度。
1.發展型人力資源管理的測量
發展型人力資源管理采用Kuvaas編制的量表,包含職業發展,培訓機會和績效評價3個維度,共21道題項。其中職業發展維度含有6個題項,包含職業機會等內容;培訓機會含有8個題項,包含培訓滿意、充足與否等內容;績效評價含有7個題項,包含績效評價重要性、反饋充分性等內容。以往研究表明,該量表各維度的Crobanch’s Alpha系數均超過了0.70水平,整體信度為0.85。在本次問卷調查中,職業發展維度的Cronbach’s Alpha系數為0.67,培訓機會維度的Cronbach’s Alpha系數為0.76,績效評價維度的Cronbach’s Alpha系數為0.88。
2.職業認同的測量
職業認同問卷借鑒魏淑華等[16]和劉玲等[17]的相關調查問卷,形成“認為自己非常適合目前所從事的職業”“如果有機會,愿意為了職業發展需要而主動學習”“若干年后,也絕對不會轉行從事其他職業”“對目前職業所帶來的收入感到滿意”“自己從事的職業能夠為社會做出很大的貢獻”和“在社會交往中,經常為自己的職業而感到自豪”6道題目的職業認同量表。在本次調查問卷中,職業認同的 Cronbach’s Alpha 系數 0.77。
3.職業成功的測量
職業成功采用國內學者嚴圣陽等[18]修訂的職業成功測量量表,共包含3個維度11道題項。組織內競爭力維度共3題,Cronbach’s Alpha系數為0.77;組織外競爭力維度共 3 題,Cronbach’s Alpha系數為0.80;職業滿意度維度共5題,Cronbach’s Alpha 系數為 0.87。

圖2 發展型人力資源管理與職業認同對職業成功的影響模型

表1 結構方程模型擬合指數

表2 回歸系數結果

表3 假設關系與結果驗證
本研究采用AMOS 20.0對樣本數據進行建模,構建結構方程模型,通過檢驗結構方程模型的擬合程度、路徑系數顯著性、交叉效度并驗證假設關系,以此驗證本次數據建模的有效性、準確性和穩定性。
根據圖2可知,此模型為二階結構方程模型。左側為發展型人力資源管理測量模型,上面為職業認同測量模型,右側為職業成功測量模型,中間的三角形即為要研究的三個變量之間的因果關系。首先,檢驗該模型的擬合情況,見表1。
由表1可知,X2/df<3,GFI>0.8,AGFI>0.8,CFI>0.8,表明模型的擬合程度較好,模型與實際樣本數據差異不大;RMSEA<0.05,表明模型不受樣本數量和模型復雜程度的影響,模型擬合效果可以接受。其次,檢驗該模型的回歸系數,見表2。
由表2可知,該回歸系數結果分為三個部分。第一部分為發展型人力資源管理、職業認同和職業成功的關系。從該表可以看出,發展型人力資源管理對職業認同有顯著正向影響(β=0.691,P<0.001),發展型人力資源管理對職業成功有顯著正向影響(β=0.467,P<0.001),職業認同對職業成功有顯著正向影響(β=0.473,P<0.001)。第二部分為發展型人力資源管理與其三個維度之間的關系。發展型人力資源管理對職業發展(β=0.990,P<0.001)、培訓機會(β=0.953,P<0.001)和績效評價(β=0.831,P<0.001)均有顯著正向影響。第三部分為職業成功與其三個維度的關系。職業成功對組織內競爭力(β=0.855,P<0.001)、組織外競爭力(β=0.602,P<0.001)和職業滿意度(β=0.858,P<0.001)均有顯著正向影響。根據表2的結果,對前面做出的假設一一驗證,見表3。
由表3可知,發展型人力資源管理對知識型員工職業成功有顯著正向影響的假設成立,支持假設H1;職業認同對知識型員工職業成功有顯著正向影響的假設成立,支持假設H2;發展型人力資源管理對知識型員工職業認同有顯著正向影響的假設成立,支持假設H3。最后檢驗該模型的交叉效度,觀察模型的穩定性,是否足以在不同樣本下進行施測,都能得到等效的結果,見表4。
由表4可知,統計顯著性的P值,除了第二個,均大于0.05,不顯著,表明通過溫和檢定。實務顯著性ΔTLI小于0.05,ΔCFI小于0.01,表示模型差異沒有達到顯著,模型通過檢驗。這也說明兩群組樣本為同質,雖然殘差并不全等,但達到溫和檢定,即可認定兩群組全等,模型具有穩定性,符合交叉效度的標準。同時也意味著本研究所做的結構方程模型很穩定,無論運用什么樣本進行測試,結果都是穩定一致的。

表4 結構方程模型穩定性系數檢驗結果
研究結果表明,發展型人力資源管理對職業成功有顯著正向影響,即職業發展、培訓機會和績效評價都會影響到職業成功。這也反映了知識型員工非常看重職業的發展路徑、培訓機會和工作前途。通過謀求職業發展,不斷參加培訓,正確看待績效評價都會不斷提高個人的競爭力,也能增強其對職業的滿意度,促進其職業成功,同時也增強了員工對組織的承諾感和忠誠度。
發展型人力資源管理對職業認同有顯著正向影響,職業認同對職業成功有顯著正向影響,說明發展型人力資源管理還通過職業認同對職業成功產生影響。發展型人力資源管理可以通過個人的職業認同發揮作用。組織為員工謀劃未來的職業規劃,提供未來發展的平臺,可以增加員工對自身所處的職業的心理認同感,增加其職業滿意度,從而促進職業成功。
1.企業要采用發展型人力資源管理的理念
知識經濟時代中,發展型人力資源管理實踐模式給管理者帶來了新的思路與方向。
第一,注重員工職業發展。一方面,管理者應與員工加強溝通,了解其職業發展目標與規劃,做到尊重知識型員工職業發展。另一方面,針對缺乏職業發展規劃的員工,管理者應引導他們制定規劃,并支持其發展。
第二,注重為員工安排符合其職業需求的培訓項目。通過制定有效的培訓計劃,滿足員工的培訓需求,增強職業技能,以形成良好工作狀態。
第三,建立合理的績效評價體系,采用有效的激勵手段,促進員工自我價值和人生理想的實現。
2.員工要增加職業認同提高職業成功感受
通過提高對自身職業的歸屬感,樹立主動學習意愿,增強職業認可度,“干一行愛一行”,形成職業自豪感。在工作中,不僅僅關注物質收益,更要對個人職業發展長遠考慮,重視單位提供的各種培訓機會,提升個人能力和工作績效,以促進個人職業成功的實現。
本研究最大的貢獻在于,發現了發展型人力資源管理和職業認同對職業成功的影響關系,同時,也發現發展型人力資源管理對職業認同也存在影響。在以往關于職業成功的研究中,還沒有學者將二者同時引入,對職業成功的研究提供了新思路。
本研究也存在不足。第一,樣本的代表性問題,本研究調查的270個有效樣本,分布比較密集,多集中于北京地區;第二,使用的量表為成熟量表,但發現發展型人力資源管理量表與其職業發展與培訓機會的關系過高,需要進一步研究其可能的共線性的問題。這些問題可以作為未來的研究的方向,以進一步檢驗發展型人力資源管理與職業成功的關系。
參考文獻
[1]Drucker.P.F.Landmarks of Tomorrow:A Report on the New “Post-Modern” World[M].New York:Harper&Row.1959.
[2]王興成,盧繼傳,徐耀宗.知識經濟[M].北京:中國經濟出版社,1999:65-87.
[3]史永進.知識員工職業生涯初期階段的激勵問題研究[D].鄭州:河南大學,2010.
[4]Horibe.F.Managing Knowledge Workers:New Skills and Attitudes to Unlock the Intellectual Capital in Your Organization[M].Canada:John Wiley&Sons Canada Limited.1999.
[5]Thorndike E.L.Prediction of Vocational Success[M].New York:Oxford University Press,1943.
[6]Hughes,E.G.Institutional Office and the Person.American Journal of Sociology,1937,(43):404-413.
[7]Nicholson,N.,Waal-Andrews,W.D.Playing to Win:Biological Imperatives Self-regulation and Trade-offs in the Game of Career Success[J].Journal of Organizational Behavior,2005,26:137-154.
[8]Kuvaas,B.An exploration of how the employee-organization relationship affects the linkage between perception of developmental human resource practices and employee outcomes [J].Journal of Management Studies,2008(1):1-25.
[9]何會濤,袁勇志,彭紀生.對員工發展投入值得嗎?——發展型人力資源實踐對員工知識共享行為及離職意愿的影響[J].管理評論,2011(1):75-84.
[10]關歡歡.發展型人力資源管理實踐對員工離職傾向的影響研究[D].南京:南京師范大學,2012.
[11]王平.發展型人力資源管理對員工敬業度的影響機理研究[D].成都:西南交通大學,2016.
[12]NIXIN J.Professional identify and the restructuring of higher education [J].Study in Higher Education,1996,21(1):5-16.
[13]王永妮.知識型員工職業認同、組織認同與離職意向的關系研究[D].成都:西南財經大學,2011.
[14]丁剛.企業人力資源管理者職業認同的影響因素及作用機制研究[D].天津:南開大學,2014.
[15]劉秋穎,蘇彥捷.初次就業個體的職業認同獲得及其相關因素[J].北京大學學報(自然科學版),2007:257-264.
[16]魏淑華,宋廣文,張大均.我國中小學教師職業認同的結構與量表[J].教師教育研究,2013,25(1):55-60+75.
[17]劉玲,郝玉芳,劉曉虹.護士職業認同評定量表的研制[J].解放軍護理雜志,2011,28(3):18-20.
[18]嚴圣陽,王忠軍,杜坤,邱紅林.員工職業生涯成功的測量工具實證研究[J].武漢商業服務學院學報,2008(3):73-75.