人力資源發展視角下的旅游從業女性職業發展阻礙因素分析

王源

摘 要：旅游業是國民第三產業中的朝陽產業，尤其是在疫情肆虐、外貿經濟受阻的當下，旅游經濟的復蘇對于國民經濟的可持續健康發展具有重要意義。行業的發展，離不開人員的穩定與提升。如何促進旅游業從業人員，尤其是女性從業人員素質的提高與個人發展，對旅游業未來的發展具有重要意義。

關鍵詞：女性;旅游業;職業阻礙;職業發展;職業期望

中圖分類號：F592 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2021）05（a）--06

旅游經濟是國民經濟的重要組成部分，以廣東省2007年、2012年和2015年為例，廣東省旅游產值占GDP比重達到10.42%、13.04%和13.62%;在就業比重上達到7.46%、10.22%和13.08%;在稅收比重上達到12.81%、11.96%和13.31%[1]。可見，旅游產業發展對國民經濟的綜合貢獻效應明顯。任何行業的發展與增長，都離不開從業人員的穩定與提升，在旅游業“勞動密集型和資金、知識密集型”[2]發展思想的指導下，旅游人力資源管理開發工作已成為旅游業企業發展戰略的重要組成部分。如何更好地促進旅游業從業人員的成長、穩定與提升旅游業從業人員隊伍，是新形勢下各旅游企業需要思考的核心問題。本文從人力資源發展角度出發，以旅游業中的女性從業人員為研究對象開展了調研，力求探尋阻礙女性旅游業從業者發展的因素，為旅游業人力資源發展的改善與提升提供可行性建議，進而促進旅游業復蘇，推動國民經濟的進一步持續發展。

1 調研指標設計

本次調研問卷的體系設計參考了黃麗[3]與趙曉鳴[4]的研究成果，構建了三部分的調研結構：第一部分主要從人口統計學特征，包括年齡、收入、教育程度、職位層級等，共5項指標;第二部分著眼旅游業女性職業發展的阻礙因素探究，包括自我效能阻礙、成就動機阻礙、依賴性阻礙、家庭導向觀念阻礙、職業期望阻礙等25項指標;第三部分探索旅游業女性員工的職業卷入狀態，包括奉獻卷入、活力卷入、專注卷入等15項指標。第二部分和第三部分調研評價采用李克特（Likert5PointScale）量表模式（1～5表示從不同意到非常同意）。

2 調研數據分析綜述

2.1 樣本特征分析

本次調研對象為廣東旅游服務行業中的在崗女性（樣本特征分析結果如表1所示）。在年齡情況上，本次受訪對象的年齡主要集中在21～30歲（占總樣本數92.1%），受訪對象所在具體行業集中于酒店（占比57.6%）、景區（占比27.2%）與旅行社（占比12.0%）三大類;在工作職級情況上，受訪對象從業崗位多在基層，主要是基層員工以及基層管理人員，其中基層員工占比86.4%，基層管理人員占比11.0%;在教育水平上，主要是大專及本科層次（占比96.9%）;在收入水平上，受訪對象收入在2000元以下（占比21.5%）、2000～3999元（占比52.4）以及4000～5999元（占比19.4%）三個檔次較為集中。綜合分析，在旅游服務業中從事酒店、景區以及旅行社等行業女性的從業年齡普遍趨向年輕化，其收入水平以及教育程度均普遍不高，在職業晉升方面還有較大空間。

本次調研中受訪對象的職業發展阻礙與職業卷入的描述性分析結果，如表2所示。我們對女性職業發展阻礙變量的25個指標以及職業卷入變量的15個指標的平均值以及標準差進行了描述統計，其中在設計問卷時，職業發展阻礙變量的各個具體指標均為逆向指標，因此得分越高越說明女性職業發展阻礙越大。從表2可以看出，在職業發展阻礙變量的25個指標中平均得分最高的3項指標為：“工作忙碌影響我與親人的關系，我會內疚”（家庭導向觀念4）、“我不太喜歡做沒把握的工作”（成就動機4）、“面對沒有把握的工作我會感到焦慮”（成就動機2），平均得分分別為3.30、3.29以及3.22，說明受訪對象比較重視家庭關系并且比較厭惡做沒有把握的工作。在職業發展阻礙變量的25個指標中平均得分最低的3項指標為：“我沒有較高的薪資要求”（職業期望2）、“我沒有較高的職位晉升要求”（職業期望4）、“我的專業和職業都是家人幫我選擇和決策”（依賴性1），平均得分分別為2.23、2.27以及2.28，說明受訪對象在薪資、晉升發展等職業期望上要求并不高，同時并不會對家人十分依賴。

在職業卷入變量的15個指標中平均得分最高的3項指標為：“上班時間，我十分專注于工作”（專注3）、“我工作時總感覺時間過得很快”（專注2）、“工作時，我有十足的動力和精力”（活力2），平均得分分別為3.58、3.42以及3.40，說明受訪的旅游服務業女性在工作專注性2和3方面以及工作動力2方面并不會受到職業發展阻礙因素的較大影響，即受訪者可以十分專業并且富有激情地去完成自己的工作任務。在職業卷入變量的15個指標中平均得分最低的3項指標為：“當早上醒來時，我很想去上班”（活力1）、“我很難放下目前手上的工作”（專注4）、“我為我正在從事的工作感到自豪”（奉獻4），平均得分分別為2.92、3.18以及3.22，說明受訪對象在工作動力1、專注性4以及奉獻4方面會受到職業發展阻礙因素的較大影響，即受訪者早上醒來并不是很想去上班、很愿意放下手頭工作且對自己從事的工作并不感到自豪。

2.2 職業發展阻礙因子分析

2.2.1 信度檢驗

本調研通過問卷調查方式進行數據收集，為了分析問卷調查結果的可靠性，我們利用可靠性檢驗方法計算Cronbach's Alpha系數，來檢測數據信度是否達標，檢測各量表中問題回答內容的一致性，具體結果如表3所示。從表3信度分析中可以看出，職業期望、成就動機、依賴性、自我效能以及家庭導向觀念的Cronbach'sAlpha系數分別為0.870、0.876、0.849、0.859以及0.807，均大于0.8（量表的信度系數如果大于0.8，則認為量表的信度非常好），因此本次調研的問卷中關于職業發展阻礙中的各個量表數據均具有良好的可信度。

2.2.2 效度檢驗

本文利用探索性因子分析方法對問卷結構效度進行檢驗，判斷本文問卷測量結果是否可以有效反映現實情況。由于職業發展阻礙因素中的各個指標均為逆向指標，因此對該因素下的25個指標進行正向化處理，即處理后的數據表示：得分越高，阻礙越小，結果如表3所示。從表3可以看出，職業發展阻礙變量的KMO為0.876大于0.8，Bartlett球形檢驗值為2903.187，對應的顯著性p值為0.000小于0.05，因此職業發展阻礙變量下的指標數據結構比較有效，可以進行因子分析。

2.2.3 降維處理情況分析

利用因子分析對職業發展阻礙變量下的指標進行降維處理，并通過最大方差旋轉法對降維后的結果進行旋轉處理，得到表3的結果。從表3可以看出，根據特征值大于1的標準可以將25個指標降維到5個公因子，這5個公因子可以解釋原始數據信息的67.493%。其中第1個公因子為職業期望阻礙，包括：“我沒有較高的工作環境要求”“我沒有較高的薪資要求”“我沒有較高的職業發展期望”“我沒有較高的職位晉升要求”“我沒有非常明確的職業目標”5個指標;第2個公因子為成就動機阻礙，包括：“面對那些沒有把握能處理的工作我會感到焦慮”“當遇到不能立即解決的問題，我會焦慮”“在執行一些我感覺困難的任務時，我害怕失敗”“我不太喜歡做沒把握的工作”“我不希望被分配一些困難的工作”5個指標;第3個公因子為依賴性阻礙，包括：“在他人錯誤的情況下，我會害怕關系破裂而不會反駁”“我經常迫使自己做不喜歡的事兒討好別人”“我的專業和職業都是家人幫我選擇和決策的”“我經常不能獨立的對事情作出決定”“我會因為受到批評或沒有得到表揚而難過”5個指標;第4個公因子為自我效能阻礙，包括：“堅持理想與目標對我來說比較困難”“我很努力，但并不能解決很多問題”“我對意想不到的情況通常會手忙腳亂”“面對困難時我通常不知道該怎么辦”“感覺自己能力很普通，所以不能很好地面對困難”5個指標;第5個公因子為家庭導向觀念阻礙，包括：“如果工作的忙碌影響了我與親人的關系，會內疚”“與工作相比，家庭對我更重要”“照顧家人對我來說優先于做好工作”“如果家庭與工作發生沖突，我會放棄工作”“家庭關系不好會嚴重影響我的工作發展”5個指標。除此之外，可以看出各個因子中所包含具體指標的因子載荷都大于0.5，因此可以直接利用結果進行指標降維。

從5個公因子的平均值來看，職業期望阻礙的均值最大為3.58，依賴性阻礙的均值次之為3.49，成就動機阻礙的均值最小為2.86，由于已經對職業發展阻礙變量進行了正向化處理，因此根據平均值得分可以發現，成就動機因素的阻礙最大，職業期望因素的阻礙最小。

2.3 職業卷入因子分析

2.3.1 信度檢驗

從表4信度分析中可以看出，專注卷入以及活力卷入的Cronbach'sAlpha系數分別為0.916以及0.903，均大于0.8，因此認為問卷中關于職業卷入中的各個量表數據均具有良好的可信度。

2.3.2 效度檢驗

從表4可以看出，職業卷入變量的KMO為0.931大于0.8，Bartlett球形檢驗值為2123.756，對應的顯著性p值為0.000小于0.05，因此職業卷入變量下的指標數據結構比較有效，且適合進行因子分析。

2.3.3 降維處理情況分析

我們利用因子分析對職業卷入變量下的指標進行降維處理，并通過最大方差旋轉法對降維后的結果進行旋轉處理，得到表4的結果。從表4可以看出，根據特征值大于1的標準可以將15個指標降維到2個公因子，這2個公因子可以解釋原始數據信息的65.695%。其中第1個公因子為專注卷入，包括：“我的工作是十分有意義的一件事”“我很難放下目前手上的工作”“上班時間，我十分專注于工作”“我工作時總感覺時間過得很快”“當我投入工作時我能忽略周圍的環境”“我為我正在從事的工作感到自豪”“當我沉浸于工作時我感到十分愉悅”“我的工作很有挑戰性”8個指標;第2個公因子為活力卷入，包括：“工作時，我有十足的動力和精力”“我能夠持續工作很久”“工作不順利時，我不會泄氣”“當早上醒來時，我很想去上班”“工作時我感覺心情舒暢”“我的工作對我來說是一種動力”“我很鐘情于自己的工作”7個指標。除此之外，各個因子中所包含具體指標的因子載荷都大于0.5，因此可以直接利用結果進行指標降維。從2個公因子的平均值來看，專注卷入的均值比較大為3.34，活力卷入的均值比較小為3.26。

2.4 回歸分析

在SPSS22.0回歸分析中，我們對職業發展阻礙變量進行了降維處理，將自我效能阻礙、成就動機阻礙、職業期望阻礙、家庭導向觀念阻礙、依賴性阻礙5個公因子作為自變量，因變量則優化為專注卷入和活力卷入。

在進行因子分析前需要對自變量之間進行共線性檢驗，避免各個自變量之間存在嚴重的共線性，保證回歸結果的準確性。根據容忍度和VIF值來判斷自變量間的共線性問題，其中容忍度為VIF值的倒數，當VIF值小于5，容忍度大于0.2時則認為自變量間不存在嚴重共線性，因此從表5可以看出5個自變量的VIF值均小于5，容忍度均大于0.2，因此各自變量間不存在嚴重共線性。

從回歸結果的第1個模型可以看出，該模型的擬合優度0.063，說明模型的擬合效果比較差，有待進一步改進;除此之外，在模型方差檢驗結果中，F值為2.483，顯著性p值為0.033小于0.05，因此認為模型具有良好的統計意義。從回歸結果中可以發現，自變量家庭導向觀念的顯著性p值為0.03小于0.05，因此在5%的顯著性水平下，認為家庭導向觀念阻礙對專注卷入存在顯著的負向作用，且系數為-0.223，說明家庭導向觀念阻礙變量增加一個單位，專注卷入變量就會下降0.233個單位。而其他4個自變量的顯著性p值均大于0.05，所以認為這4個變量對專注卷入不存在顯著影響作用。

從回歸結果的第2個模型可以看出，該模型的擬合優度0.120，說明模型的擬合效果比較差，有待進一步改進;除此之外，在模型方差檢驗結果中，F值為5.053，顯著性p值為0.000小于0.05，因此認為模型具有良好的統計意義。從回歸結果中可以發現自變量自我效能、家庭導向觀念的顯著性p值分別為0.018和0.000均小于0.05，因此在5%的顯著性水平下，認為自我效能對活力卷入存在顯著正向作用，而家庭導向觀念阻礙對活力卷入存在顯著的負向作用，其他3個自變量的顯著性p值均大于0.05，所以認為這3個變量對活力卷入不存在顯著影響作用。

2.5 假設檢驗

最終假設檢驗如表6所示。

3 研究結論綜述

本調研在綜合人力資源、管理學、統計學等理論知識的基礎上，運用SPSS22.0軟件對廣州地區一線旅游服務業在崗女性群體的職業阻礙和職業卷入的影響機制，進行了頻數分析、描述性分析、因子分析、多元回歸分析，具體分析結論如下。

3.1 成就動機阻礙是旅游服務業女性職業發展的最高阻礙因素

調研設計的旅游服務業女性職業發展阻礙有5個公因子，包括“自我效能阻礙”“成就動機阻礙”“職業期望阻礙”“家庭導向觀阻礙”“依賴性阻礙”等。受訪對象對5個公因子的評價均值為：“職業期望阻礙”（3.58）、“依賴性阻礙”（3.49）、“自我效能阻礙”（2.96）、“家庭導向觀念阻礙”（2.89）、“成就動機阻礙”（2.86）。由于已經對職業發展阻礙變量進行了正向化處理，因此根據平均值得分可以發現“成就動機”因素的阻礙最大，“職業期望”因素的阻礙最小，“自我效能”與“家庭導向觀念”的評價均值低于3.00的阻礙因素，相比較而言，這兩類屬于本次調研中阻礙性評價稍小的因素。本調研的數據分析累計方差解釋率為67.493%，KMO值為0.876，各公因子信度均高于0.8，與黃麗、趙曉鳴等設計的模型接近，具有較高的信度與效度，也將職業發展阻礙理論從人力資源管理中延伸到旅游研究領域和女性群體中。

3.2 活力卷入對旅游服務業女性職業發展影響最顯著

在職業卷入維度上，本次調研通過最大方差旋轉法將原有職業卷入的3個公因子變更為2個公因子，分別是“活力卷入”“專注卷入”。受訪對象對上述2個公因子的評價均值分別是“專注卷入”（3.34）、“活力卷入”（3.26）。2個因子的評價均值均較為一致，表示受訪對象對自身在工作上的專注與活力程度有較高的認可。活力卷入維度最終的累計方差解釋率65.695%，KMO值為0.931，各公因子信度均高于0.90，各數據均展示出良好的因子分析結果，數據具有較好的信效度。

3.3 旅游服務業女性職業發展阻礙對職業卷入有一定的負向影響

通過對受訪對象職業發展阻礙與其職業卷入間關系展開多元回歸分析，發現受訪對象的5種職業發展阻礙因素對其職業卷入并未存在大規模的顯著負向影響，只有部分阻礙因子對專注卷入具有一定的負向影響。其中最為顯著的是“家庭導向觀阻礙”，影響效應是“-0.223”，表明受訪對象的家庭導向觀能對她們在工作上的專注會產生較明顯的消極影響。而其他的“職業期望阻礙”“成就動機阻礙”“依賴性阻礙”“自我效能阻礙”四種阻礙，對“專注卷入”的影響效應只有“-0.046”“-0.006”“0.061”、“0.138”，雖然有兩類阻礙顯現了微弱的負向效應，但是程度不顯著，整體來看，這四種阻礙并不能構成對“專注卷入”的顯著影響，多元回歸分析中H1、H2、H3、H5的假設內容不成立。

在受訪對象的職業發展阻礙與其工作活力卷入關系的分析中，我們發現職業發展阻礙的部分因子對工作活力卷入具有一定的負向影響。其中最為顯著的仍是“家庭導向觀阻礙”，影響效應是-0.311，表明受訪對象的家庭導向觀會對她們在工作上的活力狀態產生較為明顯的消極影響。剩下的“成就動機阻礙”“職業期望阻礙”“自我效能阻礙”“依賴性阻礙”這四種阻礙，對“活力卷入”的影響效應分別是“0.004” “-0.017”“0.208”“0.135”，上述四種阻礙均無法對“活力卷入”產生顯著的負向影響，多元回歸分析中H6、H7、H8、H10的假設也不成立。10個假設中，2個假設成立、8個假設不成立，該結論與趙曉鳴的研究存在分歧，有待于進一步的調研繼續加以驗證與分析。

綜上所述，職業發展阻礙的5個公因子中，只有“家庭導向觀念阻礙”是唯一對“職業卷入”2個公因子均產生了較為顯著的負向影響的阻礙因子;“職業期望阻礙”則對“職業卷入”2個公因子有微弱的負向影響，但程度不顯著;“成就動機阻礙”只對“職業卷入”中的“專注卷入”存在微弱負向影響，而“自我效能阻礙”“依賴性阻礙”對“職業卷入”2個因子存在的是正向影響。綜合來看，雖然受訪對象均承認職業發展阻礙因子對自身職業卷入的制約存在，但是除了“家庭導向觀念阻礙”之外，其余因子實際上并未構成顯著的負向影響，這也說明了在本次的調研中，對廣州地區旅游行業女性工作卷入狀態影響較重的阻礙因素是家庭觀。

4 旅游業女性從業人員職業發展的改進建議

本次研究以廣州地區旅游業的女性群體為調查對象，調研分析了該群體的職業發展阻礙因素，發現“職業期望阻礙”和“家庭導向觀阻礙”是相對明顯的阻礙因素。旅游職能部門、旅游企業和旅游組織管理者應著重把握組織內部女性從業者在自我效能、成就動機、職業期望、家庭導向觀和依賴性等方面的狀態，幫助旅游行業女性從業者解決困難，持續提升自身素養，實現旅游人力資源隊伍的穩定與發展。

4.1 旅游業企業應該幫助在崗女性員工實現家庭與工作的平衡

本次調研中，我們發現對于廣州地區旅游行業從業女性而言，職業發展中的最大阻礙是“家庭導向觀阻礙”，這符合傳統的社會常識。不論是基于心理原因，亦或是文化傳統，相當一部分的職場女性，容易將家庭置于較高的位置，這就意味著相較于男性，她們在相同的工作時間下，往往還要付出其他心血用于維系家庭，無形中將消耗更多的精力與體力，這對于女性群體全身心投入工作無疑會造成阻礙。已有的研究表明，家庭與工作的沖突主要來自于以下四個方面：（1）負面情緒。（2）工作時間。（3）工作壓力。（4）家庭理解[5]。

可以考慮采取對應措施降低沖突的發生：（1）培養女性職員積極心態，降低個體負面情感的影響。旅游業企業應該營造健康向上、團結互助的企業文化，加強正能量培訓和宣傳。幫助女性職工舒緩生活與工作中的負面情緒，不把情緒帶入生活與工作，實現人生重要戰場的平衡和雙贏。（2）減輕女性職員工作時長。旅游業企業基于行業自身的特殊性，往往避免不了加班、輪班，甚至作息顛倒的工作安排，在保證企業正常經營的同時，企業應嚴格執行各項有關勞動者權益保護的法律法規，尤其是針對女職工工作的保護。合理分配工作時長，杜絕不合理或超時的加班，確保女職工的帶薪休假權利及“三期”時候的休息落實，可以參考疫情期間遠程辦公的舉措，適當施行彈性工作制，增加員工的企業認同感和工作幸福感，減少離職傾向的產生。（3）減輕女性職工工作壓力。顯而易見，工作壓力與工作家庭沖突是一種正相關關系。合理設計考核標準，優化工作流程，明確崗位職責，避免角色沖突引起的工作壓力。同時，企業還應積極關注員工的需求和思想波動，營造開放的雙向溝通環境，及時給予員工有效支持與幫助，降低溝通不暢下的工作壓力。（4）提高職工家庭對工作的支持。旅游業企業可以參考組織“家庭日”，邀請員工家屬參觀或參加活動，爭取員工家屬對企業的認可以及對員工工作的支持。有條件的企業還可以通過幫助員工解決員工子女就學等辦法解決員工后顧之憂，降低員工的家庭工作沖突。

4.2 旅游業企業應與高校有機結合，提高女性員工的職業期望

針對調研結果的分析我們發現，雖然“職業期望阻礙”并未對職業專注與職業活力產生顯著的負面影響，但是在兩個職業卷入公因子關系里，“職業期望阻礙”顯現的是一個雙負的結果。可見，“職業期望阻礙”對于旅游業女性員工的職場發展具有不可忽視的負面作用。

對于職業期望的改善，筆者認為可以從以下兩點著手進行：一是高校要發揮理論教育的優勢，從源頭為職場女性提供有效的職業期望教育。在本次調研數據中我們發現，旅游業職場女性的教育層次集中于“專科及本科”，這表明在廣州區域的旅游業從業人員大多均畢業于高校，而高校畢業生職業期望往往受個體內在價值維度的影響[6]，這涵蓋了“才能發揮、自主性體現、工作挑戰性、興趣契合、機會均等、學以致用、職業環境”等多個方面，這些均可在高校教育階段加以適當引導與強化。高校應該發揮自身就業服務體系第一責任人的作用，合理配置資源，根據個體在不同階段的職業期望，建立全程化與專業化的職業指導體系，強化校內教育與校外實踐的結合，為畢業生尤其是女性畢業生樹立合理的職業期望。二是企業應該注重女性員工的實踐養成，為女性員工的職場適應“添磚加瓦”。企業存在的目的是盈利，苛求企業在人才理論教育上實現與高校同等的作用并不現實，但是企業在人才教育上具有高校無法實現的效用，就是通過“傳幫帶”的傳統形式，幫助女性員工將理論知識轉換為實踐技能，提高女性員工的個體內在價值評價，增加她們的就業信息，提高她們的職業期望。

4.3 旅游業企業主體應積極推動在崗女性從業人員的素質再提升

本次調研的人口統計學特征顯示，受訪對象中大專及本科學歷的比例為96.9%，但是其中以大專程度為主，說明廣州旅游服務行業從業女性的學歷存在較大的再提升空間。職業群體的教育程度情況，對于個體的個人能力發展、自我效能發揮、困難解決成功率、成就動機產生，都具有較大的影響效應。如果旅游行業管理者對從業人員的業務能力、職業素養、心理素質甚至學歷情況進行有計劃的培訓與提高，不斷提升該群體的技能實力與學識，必然可以減少她們在自我效能、成就動機、職業期望、依賴性等因素上出現的阻礙，進而提升她們的職業榮譽感、成就感，最終實現個體、企業、社會多方面效益的提升。

參考文獻

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