無邊界職業生涯取向與青年員工職業成功：職業勝任力的中介作用 *

王忠軍 楊 彬 汪義廣 劉麗丹 黃 蜜

(1 華中師范大學心理學院，武漢 430079) (2 湖北中醫藥大學人文學院，武漢 430065)

1 引言

隨著外部環境的變化，組織為個人提供安全穩定的雇傭和發展平臺變得日益困難。越來越多的員工依靠自我職業生涯管理，不斷跨越組織內部和外部的工作邊界，來主動適應變化的工作環境，這種新的職業生涯發展模式被稱為“無邊界職業生涯”（牛爽, 郭文臣, 2009; Arthur & Rousseau,1996; Sullivan & Arthur, 2006）。研究發現，青年員工尤其偏好“跨界”和“流動”（王忠軍, 黃蜜, 王仁華, 2017; Alonderien? & ?imkevi?iūt?, 2018; Cordeiro &de Albuquerque, 2017; Inanc & Ozdilek, 2019），具有更強烈的無邊界職業生涯取向（boundaryless career orientation, BCO），即傾向于通過工作流動來適應變化的工作環境，并對創造和保持跨越邊界的工作充滿熱情（Briscoe, Hall, & DeMuth, 2006）。然而在現實中，無邊界職業生涯取向（以下簡稱為BCO）能否為青年員工帶來積極的結果（如職業成功），是值得研究的問題。

職業成功（career success）是重要的職業發展結果，指個體在工作經歷中所累積的與工作相關的成就（Arthur, Khapova, & Wilderom, 2005）。Eby，Butts 和Lockwood（2003）提出采用個體在勞動力市場的職業競爭力，包括組織內部職業競爭力（perceived internal marketability, PIM）和組織外部職業競爭力（perceived external marketability,PEM）兩個指標，來作為客觀職業成功的衡量標準，同時將職業生涯滿意度（career satisfaction）作為主觀的、心理意義上的成功標準，上述職業成功的衡量指標被越來越多的研究者采納。然而，在以往有關BCO 與職業成功的關系研究中，存在一些不一致、甚至矛盾的結果。一個可能的原因是特定的、不同類型的BCO 與不同職業結果（職業成功指標）之間可能存在差異化關系（Enache,Simo, Sallán, & Fernández, 2008; Verbruggen, 2012;Volmer & Spurk, 2011）。然而目前大部分研究傾向于探討BCO 的總體取向與相關結果變量的關系（寧甜甜, 張再生, 2014; Gerli, Bonesso, & Pizzi,2015）。

目前只有少數幾項研究初步探討了BCO 與職業成功的關系機制（Colakoglu, 2011; Lo Presti,Pluviano, & Briscoe, 2018; Verbruggen, 2012）。近期的一篇文獻綜述也指出，無邊界職業生涯可能機會與威脅、收益與成本并存（Guan, Arthur, Khapova,Hall, & Lord, 2019）。因此亟待更多研究來厘清BCO 與職業成功之間的關系。考慮到BCO 在青年人群中更為普遍，而以往研究很少考察BCO 及其效果在不同年齡、生涯階段上的差異，也很少針對特定年齡階段的對象進行研究，本研究將聚焦青年員工對象來考察BCO 與職業成功的關系。鑒于BCO 具有兩個維度：無邊界思維模式（boundaryless mindset, BM）和組織流動性偏好（organizational mobility preference, OMP），本研究將分別考察BCO不同維度與青年員工主觀和客觀職業成功的關系。

無邊界思維模式（BM）反映的是人們自發地追求跨崗位、跨部門和跨組織邊界的工作關系的態度偏好（Briscoe et al., 2006）。持有無邊界思維模式有助于青年員工積累與崗位和職業相關的、可遷移的知識、經驗與技能。Eby 等（2003）的研究發現員工通過和組織內外部的人合作，能夠獲得更專業的指導、持續性的學習機會和多樣的工作技能，從而提升組織內、外部的職業競爭力。對青年員工而言，快速適應工作環境，尋求多元化的職業指導和社會支持極為重要，而建立跨越工作邊界的關系和合作，有助于積累上述職業資源。因此，本研究提出假設H1：無邊界思維模式與青年員工的職業成功（如組織內部職業競爭力、組織外部職業競爭力和職業生涯滿意度）顯著地正相關。

組織流動性偏好（OMP）反映的是個體在不同組織之間進行工作流動的傾向，高組織流動性偏好的個體喜歡改變雇主和組織（Briscoe et al.,2006）。青年員工一般正處于職業探索期或建立期，往往缺乏清晰穩定的職業自我概念、職業身份認同和長遠規劃（Super, 1983），再加上雇傭環境的不穩定性，容易產生真實的工作流動行為（Lazarova & Taylor, 2009; Verbruggen, 2012）。然而青年員工在知識、經驗和技能上存在不足，在勞動力市場上的“可替代性”較高，組織不太可能為具有高流動性傾向的人提供發展機會。組織流動性偏好高的員工由于無法專注在特定崗位上，難以發揮所學知識和技能，也難以積累工作資源和社會資源（夏祎辰, 2014）。因此本研究提出假設H2：組織流動性偏好與青年員工的職業成功（如組織內部職業競爭力、組織外部職業競爭力和職業生涯滿意度）顯著負相關。

在無邊界職業生涯時代，員工只有不斷提高職業勝任力，才能獲得更多的職業機會，進而實現職業成功（周文霞, 辛迅, 謝寶國, 齊乾, 2015）。職業勝任力有助于個體進行職業生涯管理的積累性知識（DeFillippi & Arthur, 1994），具體包括三個核心成分：一是“Knowing-Why”，旨在回答“為什么工作”的問題，包括個體的工作動機、意義、認同、興趣和價值觀等內部心理資源；二是“Knowing-How”，旨在回答“怎樣工作”的問題，涉及員工在職業生涯中學習和積累的知識技能、專業才能、隱性和顯性知識等人力資本；三是“Knowing-Whom”，旨在回答“和誰一起工作”的問題，包括在職業中積攢的有助于組織或個人的社會網絡和人際關系，即社會資本。本研究選擇與無邊界職業生涯更契合的視角—職業勝任力模型（career competency model），來作為解釋青年員工BCO 與職業成功關系的“聯結”（linkage）機制。本研究認為，BCO 的不同維度與青年員工職業勝任力之間具有差異化的關系。

持有無邊界思維模式的員工偏好于跨越組織內外部工作邊界的合作，這一方面能夠增強自身的內外部人際關系網絡，積累社會資本，另一方面，也有助于獲得專業指導、職業支持和學習機會，而這些都是提升職業勝任力的關鍵資源（周文霞等, 2015; Kong, Cheung, & Song, 2012）。并且職業勝任力的不同成分之間是相互依賴、相互促進的關系（DeFillippi & Arthur, 1994; Inkson &Arthur, 2001）。例如員工通過跨越工作邊界的廣泛合作建構社交關系網絡，能提供新的學習和技能提升的機會，促進職業效能和職業認同，帶來內部心理資源提升，這些內部心理資源又能驅使個體構建符合職業目標的社會關系。如此循環往復，最終獲得職業勝任力的整體提升。因此本研究提出假設H3：無邊界思維模式與青年員工的職業勝任力顯著正相關。

具有組織流動性偏好的員工容易產生跨組織流動（如跳槽），這種流動可能不利于青年員工提升職業勝任力。在生涯早期，頻繁的流動會導致較低的成長性，甚至會喪失職業信心，損害內部心理資源，不利于知識技能的積累。最后，組織流動性偏好也不利于社會資本的積累。因此，本研究提出假設H4：組織流動性偏好與青年員工的職業勝任力顯著負相關。

綜上所述，根據職業成功的勝任力模型（DeFillippi & Arthur, 1994; Eby et al., 2003），職業勝任力是解釋職業成功的關鍵性資源。以往大量研究也證實，職業勝任力與職業發展結果密切相關，能直接或間接地解釋職業成功（Akkermans &Tims, 2017; Colakoglu, 2011; Francis-Smythe, Haase,Thomas, & Steele, 2013; Guan, Yang, Zhou, Tian, &Eves, 2016; Stumpf, 2014）。因此，本研究預期：職業勝任力在無邊界思維模式（假設H5）、組織流動性偏好（假設H6）與青年員工職業成功的關系中均起著中介作用。

2 研究方法

2.1 樣本

本研究采用兩階段（two-wave）問卷調查法來獲取數據，通過與一家提供就業與人力資源服務的網絡公司合作，利用該公司平臺和客戶資源發放網絡問卷。樣本對象為來自全國不同省份、不同行業和企業的青年員工。第一次邀請被試填答人口統計學情況和無邊界職業生涯取向問卷，共搜集440 份問卷，刪除無效問卷后得到有效問卷418 份，有效率為95.0%。1 個月后，通過該平臺向被試發放第二次調查問卷，請被試填答職業勝任力和職業成功問卷，共收回問卷406 份，與第一次調查進行匹配，最后獲得有效匹配的問卷385 份。

有效被試的平均年齡為29.78 歲（SD=3.42歲）；男性占45.5%；在教育程度方面，高中及以下占1.6%，?？普?1.2%，本科占80.5%，研究生以上占6.8%；工作地區在一線城市的占52.2%，非一線城市的占47.8%；來自國有企業的占18.4%，民營企業占51.9%，外資企業占26%，機關與事業單位占3.1%；工作年限在3 年及以下者占10.4%，4～6年占28.1%，7～9 年占38.2%，10 年及以上者占23.3%。

2.2 測量工具

無邊界職業生涯取向。采用Briscoe 等（2006）開發的、經Porter，Woo 和Tak（2016）修訂的無邊界職業生涯態度量表簡版，包含兩個分量表，分別測量無邊界思維模式（3 個題項）和組織流動性偏好（3 個題項）兩個維度，例題如：“我喜歡在由不同單位人員組成的項目組工作”，“如果我不能再為我現在的單位工作，我將感到非常失望”。采用Likert5 級計分。本研究中，無邊界思維模式和組織流動性偏好分量表的內部一致性系數分別為0.62 和0.62。

職業勝任力。采用Eby 等（2003）編制，并經鄭曉霞（2011）修訂的職業勝任力量表。該量表包含Knowing-Why、Knowing-How 和Knowing-Whom 三個子維度，共18 個題項，采用Likert5級計分。例題如：“我很清楚什么樣的工作任務和項目能激發我的動力”，“我掌握了與工作相關的、多樣化的技能”，“我在本行業內的人脈很廣”。本研究中，該量表的內部一致性系數為0.86。

職業成功。采用Eby 等（2003）對于職業成功的三個衡量指標。其中，組織內職業競爭力和組織外職業競爭力分量表為Eby 等（2003）編制，每個分量表包含3 個題項，例題如：“我在單位里有許多發展機會”，“我很容易就能在別的單位找到類似的工作”。兩個分量表的內部一致性系數分別為0.73 和0.74。采用Greenhaus，Parasuraman和Wormley（1990）編制的5 個題項的職業生涯滿意度量表測量主觀職業成功，題目如：“我對自己在職業生涯中所取得的成就感到滿意”。在本研究中，該量表的內部一致性系數為0.83。職業成功量表均采用Likert5 級計分。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

盡管本研究采用兩階段設計來收集數據，但仍依賴于單一來源被試的自我報告。為檢驗共同方法偏差的影響，采用Harman 單因子檢驗法將所有測量項目進行未旋轉的探索性因素分析。結果提取出特征值大于1 的因子共14 個，其中第一個因子解釋總變異量的22.45%，低于國內研究廣泛采用的40%的臨界標準。因此，本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

3.2 描述性統計及相關分析

各研究變量的描述性統計結果如表1 所示。

3.3 無邊界職業生涯取向與職業成功關系的層級回歸分析

采用SPSS25.0 進行層級回歸分析來考察無邊界職業生涯取向與青年員工職業成功的關系，第一層控制了人口統計學變量，第二層納入BCO的兩個維度作為預測變量。回歸分析結果如表2所示。

由表2 可知，在控制了人口統計學變量后，無邊界思維模式與青年員工組織內職業競爭力（β=0.33,t=8.25,p＜0.001）、組織外職業競爭力（β=0.31,t=6.67,p＜0.001）和職業生涯滿意度（β=0.26,t=6.29,p＜0.001）均顯著正相關，假設H1 得到驗證；組織流動性偏好與青年員工組織內職業競爭力（β=-0.50,t=-12.72,p＜0.001）、組織外職業競爭力（β=-0.23,t=-4.82,p＜0.001）和職業生涯滿意度（β=-0.50,t=-12.10,p＜0.001）均顯著負相關，假設H2 得到驗證。

表1 各變量的平均數、標準差與相關矩陣（n=385）

表2 職業成功的層級回歸分析結果

3.4 職業勝任力的中介效應分析

采用Amos21.0 對中介假設模型進行驗證。模型擬合指數如下：χ2=348.0，df=158，χ2/df=2.20，CFI=0.94，TLI=0.92，RMSEA=0.06，表明模型對數據的擬合良好。如圖1 所示，無邊界思維模式與組織內職業競爭力（β=0.09,p＞0.05）、組織外職業競爭力（β=-0.04,p＞0.05）和職業生涯滿意度（β=0.01,p＞0.05）之間的直接路徑均不顯著；無邊界思維模式與職業勝任力顯著正相關（β=0.52,p＜0.001），假設H3 得到驗證，并通過職業勝任力正向預測組織內職業競爭力（β=0.58,p＜0.001）、組織外職業競爭力（β=0.87,p＜0.001）和職業生涯滿意度（β=0.51,p＜0.001），即職業勝任力在無邊界思維模式與客觀職業成功、主觀職業成功的關系間中起完全中介作用，假設H5 得到初步驗證。組織流動性偏好與組織內職業競爭力（β=-0.48,p＜0.001）和職業生涯滿意度（β=-0.48,p＜0.001）之間的直接路徑顯著，與組織外職業競爭力（β=0.03,p＞0.05）的直接路徑不顯著；組織流動性偏好顯著負向預測職業勝任力（β=-0.45,p＜0.001），假設H4 得到驗證，并通過職業勝任力負向預測組織內競爭力和職業生涯滿意度，即職業勝任力在組織流動性偏好與客觀職業成功、主觀職業成功的關系間起到中介作用，假設H6 得到初步驗證。

圖1 中介假設模型路徑圖

為了進一步驗證中介效應是否成立，使用偏差校正的百分位Bootstrap 法對中介效應進行檢驗，即通過重復隨機抽樣在原始數據（n=385）中抽取5000 個Bootstrap 樣本，計算出中介效應的Bootstrap 95%置信區間。如表3 所示，每條中介路徑的95%置信區間都沒有包含0，說明各中介效應均顯著。再次驗證了本研究的假設H5 和H6。

表3 間接路徑的Bootstrap95%置信區間

4 討論

本研究基于青年員工對象和職業勝任力視角，探討無邊界職業生涯取向與青年員工職業成功的關系及作用機制。結果發現：無邊界職業生涯取向的不同維度與職業成功具有完全相反的關系，無邊界職業生涯取向的“雙刃劍”效應在青年員工對象上得以證實。本研究的結果不僅可以解釋在無邊界職業生涯時代背景下，青年員工的職業生涯取向與職業成功之間的關系，也為組織和員工的職業生涯管理實踐提供有意義的啟示。概括而言，本研究具有以下貢獻。

第一，以往研究很少考察具體的無邊界職業生涯取向的效果差異，尤其是消極效應。本研究將無邊界職業生涯取向的兩個維度區分開來，作為兩種獨立的生涯取向，來探討其與青年員工主、客觀職業成功的關系。這種區分能將以往側重于無邊界職業生涯總體取向的研究，導向不同維度、類型的層面，有助于得出更具體化的研究結果。同時本研究基于特定年齡對象，能幫助厘清無邊界職業生涯的復雜效應，響應和拓展以往研究。

第二，本研究以職業勝任力視角為切入點，不僅拓展了無邊界職業生涯取向與職業成功的關系機制，也更為契合職業生涯早期階段的員工發展特征。在無邊界職業生涯時代，職業生涯管理的責任由組織回歸到個人（Arthur & Rousseau,1996），促進青年員工職業發展的決定性因素在于自身的職業勝任力。本研究表明，職業勝任力在無邊界生涯取向的兩種具體維度與主觀、客觀職業成功的關系中均起到顯著的中介作用，這一研究結果有助于進一步打開無邊界生涯與職業結果關系的“黑箱”。

第三，本研究有助于深化對無邊界職業生涯與職業成功關系的認識。Volmer 和Spurk（2011）以及Enache 等（2008）基于一般普通員工的研究，均發現無邊界思維模式與主觀職業成功的關系不顯著。但本研究發現，對于青年員工來說，具有較高的組織流動性偏好，不僅不利于職業勝任力的提升，也會對主觀、客觀職業成功產生消極作用。這可能是因為本研究的對象更為特殊。許多研究顯示，處在職業生涯不同發展階段的員工，由于成長背景和發展背景的差異，其職業價值觀和職業發展模式存在較大差異（尤佳, 孫遇春, 雷輝, 2013; Macky, Gardner, & Forsyth, 2008）。因此，對不同年齡和職業發展階段的員工進行區分研究或比較研究，可能是未來的一個重要研究方向。

本研究對于青年員工及其組織同樣具有管理實踐意義。無邊界職業生涯取向的“雙刃劍”效應為個人及組織同時帶來了機會和危機。對于青年員工個人來說，在相對固定的崗位上拓寬自己的工作角色邊界，仍然是提升職業勝任力并實現職業成功的有效途徑。在當前無邊界職業生涯取向盛行的趨勢下，組織也應當更重視并在新時代背景下重構職業生涯管理，為青年員工設置內容更加豐富、選擇性更多的培訓體系和職業晉升渠道，這將是吸引和保留青年員工群體的有效措施。

本研究仍存在不足之處。例如，盡管采用兩階段法收集數據，但本質上仍是橫斷研究設計，未來可以通過縱向研究確證變量間的因果關系。本研究對象僅聚焦于特定年齡階段的群體（22～35歲之間的青年員工），隨著組織中年齡多樣性（age diversity）的發展趨勢，未來研究可嘗試發展適合于不同年齡、生涯階段員工群體的理論模型，并進行比較研究。

5 結論

無邊界職業生涯取向的不同維度與青年員工職業成功之間存在差異化的關系。具體而言，無邊界思維模式與主觀、客觀職業成功均顯著地正相關，職業勝任力在其中起到完全中介作用；組織流動性偏好與主觀、客觀職業成功均顯著地負相關，職業勝任力在其中起部分中介作用。無邊界職業生涯取向對青年員工的職業發展具有“雙刃劍”效應。