大学生可就业能力与主客观就业绩效：线性与倒U型关系*

于海波 郑晓明 许春燕 晏常丽

(1北京师范大学政府管理学院, 北京 100875)

(2清华大学经济管理学院, 北京 100084)

(3中国人民大学劳动人事学院, 北京 100872)

1 问题的提出

1.1 引言

大学生就业已经成为当前我国非常重要的一个社会问题, 大学生可就业能力(employability)是其中的核心内容。国外从上世纪20年代开始对可就业能力进行研究, 近些年进行了一些理论探讨(如Fugate, Kinicki, & Ashforth, 2004)和实证研究(如Van Dam, 2004; Van der Heijde & Van der Heijden, 2006; Wittekind, Raeder, & Grote, 2010; De Cuyper, Raeder, Van der Heijden, & Wittekind, 2012);但国外更多是对在职人员的研究。相比而言, 国内从上世纪90年代才开始探讨此问题, 近10年有了迅速增长, 许多学者(如贾利军, 2007; 刘小平, 邓靖松, 2009; 宋国学, 2008; 谢晋宇, 宋国学, 2005)进行了实证研究, 而结果未达成一致。但是, 国内外关于可就业能力对就业的价值研究不够, 并存在不一致的观点。

国内外对可就业能力结构的研究有两种视角：输入视角(input-based approach)和输出视角(outputbased approach) (De Cuyper et al., 2012)。这两种视角都把可就业能力看作是个体取得和维持就业可能性所需要的个人资源, 但二者的角度不同。输入视角更强调提高这种就业可能性的因素, 它被看作是个体提高就业和维持就业所具备的胜任特征(Van der Heijde & Van der Heijden, 2006)、个性特征(Fugate & Kinicki, 2008)和社会资本特征(Leana& Van Buren, 1999)。输出视角则更强调就业结果,它强调个体对自己取得和维持就业可能性的总体知觉(De Cuyper, Mauno, Kinnunen, & Mäkikangas,2011a), 是个体对自己能否取得和维持就业的自我评价。国外更多从输出视角(De Cuyper, Van der Heijden, & De Witte, 2011b)研究可就业能力, 虽然也有从胜任特征(Van der Heijde & Van der Heijden,2006)、个性特征(Fugate & Kinicki, 2008)、社会资本特征(Leana & Van Buren, 1999)三个输入视角分别进行的研究, 但少有这三方面的综合研究。国内则更多基于输入视角、从大学生自身的知识技能来进行研究, 忽略了个性特征和社会资本特征(Fugate et al., 2004)。刚毕业大学生对职业及其环境、劳动力市场还没有太多直接经验, 他们对自己取得就业可能性的总体知觉的主观性较大, 因此输出视角不太适合刚毕业大学生。所以本研究基于资源保存理论(resource conservation theory：Hobfoll,Johnson, Ennis, & Jackson, 2003), 整合输入视角的三个方面建构我国大学生可就业能力的结构模型。

文献中关于可就业能力对就业绩效的价值存在相反观点(De Cuyper et al., 2011b)：有的认为可就业能力直接提升就业绩效(Fugate et al., 2004;McArdle, Waters, Briscoe, & Hall, 2007; Van der Heijde & Van der Heijden, 2006), 但也有研究认为二者没有直接关系(Clark & Paran, 2007; Clarke,2008)。根据资源保存理论(Hobfoll et al., 2003), 可就业能力作为个体影响和改变环境的个人资源, 它只为个体就业提供了可能性。根据文献综述, 本研究认为大学生可就业能力与就业绩效的关系不能一概而论, 需要看具体条件：不同的就业绩效、具体的调节变量。因此, 本研究的目的有两个。第一,验证可就业能力与主观和客观就业绩效的不同关系(Ng, Eby, Sorensen, & Feldman, 2005), 因为主观就业绩效(本研究指他评的大学生就业行为)更取决于个体所拥有的可就业能力这种个体资源, 而客观就业绩效(本研究指大学生获得的录用通知书数量)主要取决于用人单位对个体可就业能力的归因(Hogan, Chamorro-premuzic, & Kaiser, 2013)。第二,验证职业探索(Thijssen, Van der Heijden, & Rocco,2008)和生源地对可就业能力与就业绩效关系的调节作用。所以, 本研究通过对以上两方面的检验,为大学生可就业能力与就业绩效的关系提供更为深入的回答。

1.2 大学生可就业能力的概念和结构

在概念方面, 资源保存理论认为可就业能力是个体在工作场所具有的一种个体资源(Hobfoll et al.,2003), 它为个体就业提供了可能性。输入视角主要有3种观点。第一, 从就业过程所体现出来的素质来理解(Hillage & Pollard,1998)。Fugate等(2004)认为可就业能力是个体在其职业生涯过程中确认和实现组织内外职业机会的能力, 是一种嵌入个人特性的心理社会建构。第二, 从适应性来理解(Sanders& Andries, 2004)。Mel和Blakee (2003)提出可就业能力是一种多维度的、主动适应工作的能力, 它使个体能识别和实现职业机会。第三, 从成功求职潜力来理解。Van der Heijde和Van der Heijden (2006)认为, 可就业能力是成功就业所具备的胜任特征,个体通过优化运用胜任特征不断创造机会和实现就业。综上所述, 本研究认为大学生可就业能力是指大学生选择并获得就业所需要具备的能力、性格、愿望、社会资源等特征的综合; 它是大学生综合素质在职业生涯上的集中体现, 它为大学生的成功就业提供了可能性。

在结构方面, 国内外文献主要有3种视角。第一, 静态角度, 认为可就业能力包括一系列知识、技能和特征。美国ASTD提出5类16项技能, 宋国学(2008)得出管理类大学生可就业能力包括专业、沟通、个人属性、人际和团队技能五个方面; 这些结果过于重视能力和技能。但谢晋宇等(2005)认为可以用KSAIBs模型来概括大学生可就业能力,贾利军(2007)得出社会兼容性、就业人格、准职业形象三个维度, 刘小平和邓靖松(2009)得出个人特质和关键技能两大类9个维度, 这些观点强调了知识技能之外的个性等素质。第二, 动态角度。Hillage和Pollard (1998)认为可就业能力包括知识、技能和态度等资本的存量及其运用和部署这些资本的方法、对用人单位展示资本的能力; 国内有研究(罗峥等, 2010)得出的9个因素中也包括了就业信息获取、求职方法等求职过程因素。第三, 应对职业变化的角度。Fugate等(2004)认为可就业能力是职业生涯认同、个人适应性、社会资本和人力资本三个方面相互作用而形成的整体, 后来Fugate和Kinicki (2008)从个性特征角度得出5个维度：生涯认同、积极性、生涯动机、对工作变化的开放、工作和生涯弹性。总之, 文献中有的研究重视胜任特征方面的因素, 有的得出个性特征和社会资本方面的因素, 但少有研究整合这三个方面。因此本研究基于资源保持理论(Hobfoll et al., 2003), 整合输入视角的这三个方面探讨我国大学生可就业能力的结构。

1.3 大学生可就业能力与主观、客观就业绩效的关系

文献中关于可就业能力与就业绩效的关系存在争论。第一, 可就业能力提升就业绩效。Fugate等(2004)等认为可就业能力高的个体更容易识别并获得高质量的就业机会, 有研究也发现可就业能力与再就业、就业绩效有显著正相关(McArdle et al.,2007; Van der Heijde & Van der Heijden, 2006; 于海波, 许春燕, 周霞, 晏常丽, 2010)。第二, 可就业能力与就业结果无关。Clark和Paran (2007)发现英语母语者比非英语母语者在应聘英语教职时更具优势, 即使后者各方面能力更强。Clarke (2008)就认为, 可就业能力仅仅意味着满足工作所要求的知识、技能和态度等, 只是就业的可能性而不是确定性。根据文献(Ng et al., 2005), 本研究认为, 可就业能力与主观和客观就业绩效的关系不同, 其关系还需要考虑具体条件。

在主观就业绩效方面, 根据资源保存理论(Hobfoll et al., 2003), 可就业能力作为个体影响和改变环境的一种资源, 它只为个体获得新资源(就业)提供了可能性。这种资源为个体积极应对环境、努力寻找和抓住就业机会提供了直接动力; 大学生可就业能力的这种资源越强, 他在劳动力市场上的求职行为越积极, 也能更好的满足自己的求职期望。所以, 大学生可就业能力越强, 主观就业绩效越强。具体来看, 可就业能力水平低的大学生, 获取就业的个人资源少, 在劳动力市场上的竞争力较低, 这也会使他们不能积极的去寻找机会, 找工作时不顺利, 很难找到自己所期望的工作。所以, 在他人看来, 其主观就业绩效相对较低。但对于可就业能力水平高的大学生, 以下两方面使其周围人认为他们的主观就业绩效较高。第一, 可就业能力水平高的大学生具有较高的市场竞争力, 这使他们更加积极的搜集各种就业信息, 探索各种就业机会(贾利军, 2007)。第二, 可就业能力水平高的大学生能够整合更多的资源, 在更大范围内积极寻找就业机会和就业相关信息, 更好的满足就业期望。所以,可就业能力水平高的大学生主观就业绩效高。由此,本研究提出如下假设。

假设1a：大学生可就业能力与主观就业绩效有显著的正相关线性关系。

在客观就业绩效(录用通知书)方面, 可就业能力归因理论(Hogan et al., 2013)和归因时产生的“过犹不及效应(too much of a good thing effect, Baron,1989)”可以解释大学生可就业能力与录用通知书呈倒U型的关系。首先, 可就业能力的归因理论认为(Hogan et al., 2013), 可就业能力是用人单位对求职者为单位做出贡献可能性的归因, 因此大学生可就业能力在劳动力市场上的价值, 取决于用人单位对应聘者可就业能力的归因解释(Hogan et al.,2013)。在大学生可就业能力水平的一定范围内, 大学生的可就业能力这种资源越强, 用人单位对其评价越高, 给予更多的录用通知书。此时, 用人单位对大学生的评价与大学生可就业能力水平呈正向的关系。其次, 用人单位对大学生可就业能力进行归因解释时, 会存在“过犹不及效应” (too much of a good thing effect, Baron, 1989)。也就是说, 可就业能力水平过高会导致用人单位较低的评价。这主要是因为, 当大学生可就业能力超出用人单位所认为的所能留住人的水平时, 或者给用人单位冲击过强超出用人单位代表所能承受的范围时, 用人单位会给予负面的评价(Ferris & Summers, 2013)：认为大学生不会选择单位, 单位也无法留住大学生; 而且这种负面评价会随着大学生可就能力的增强, 其负面评价更强, 用人单位更不会给予录用通知。对可就业能力中等水平的大学生来讲, 单位认为他们既对单位的工作有价值, 也不会有太多不稳定的风险,单位往往看好他们。因此, 用人单位的归因解释(Hogan et al., 2013)和其中存在的“过犹不及效应”(Ferris & Summers, 2013; Grant & Schwartz, 2011)会使大学生可就业能力与录用通知书呈倒U型关系。由此, 提出本研究假设。

假设1b：大学生可就业能力与录用通知书呈显著的倒U型关系; 也就是说, 中等水平可就业能力的大学生得到的录用通知书多于低水平和高水平

可就业能力的大学生。

1.4 职业探索在可就业能力与就业绩效关系中的调节作用

职业探索的调节作用可以从资源保存理论(Hobfoll et al., 2003)和可就业能力关系模型(The Employability-Link Model, Thijssen et al., 2008)两个方面来分析。第一, 根据资源保存理论(Hobfoll et al., 2003), 个体会投入新资源来获得就业(新资源)。职业探索就是大学生在就业过程中为了获得更好就业而投入的一种资源(De Cuyper et al., 2012), 它是大学生可就业能力能否在劳动力市场上被用人单位认可、实现其价值的重要条件。因为, 大学生可就业能力这种个体资源被劳动力市场认可的程度, 取决于大学生认识自我和把握环境的程度(Ng et al., 2005)。如果大学生对自己的优势和不足有更清晰的认识, 对职业及其环境有更全面深入的把握,他们才能更好地把自己的可就业能力与自己的职业理想、当前的职业发展进行结合, 从而更好的发挥自己的优势, 取得更理想的就业。第二, 可就业能力关系模型(Thijssen et al., 2008) 认为, 可就业能力对就业的影响依靠良好的转化条件, 这些转化条件既包括个体自身的因素, 也包括组织方面的情景; 个人职业生涯规划就是其中非常重要的个体方面的转化条件。因此, 个体的职业探索是可就业能力能否发挥其对就业绩效价值的重要调节变量。

在主观就业绩效方面, 首先, 根据资源保存理论(Hobfoll et al., 2003), 如果个体投入更多新的资源, 也就是个体加强自身的职业探索水平, 个体取得就业就有了更多资源基础, 其求职过程中的积极主动性会更强, 主观就业绩效高。其次, 根据可就业能力关系模型(Thijssen et al., 2008), 当个体情景比较积极, 也就是个体的职业探索水平较高时, 可就业能力与个体主观就业绩效的关系更强。具体来讲, 具有高水平可就业能力的大学生, 如果能更好地进行自我探索以加强自我认识, 并且不断探究职业及其环境, 逐步了解职业和工作的要求, 那么他们就会有更清晰的职业目标、更合适的职业路径、更恰当的求职方法(Werbel, 2000)。这种清晰的个人职业生涯规划, 必定会大大增强大学生在求职中的积极性, 具有较高的主观就业绩效。当大学生的职业探索水平较低时, 大学生对自己的职业目标和理想认识不够清晰、对职业及其环境不够了解, 那么他们在劳动力市场上的求职行为具有更多的盲目性(Werbel, 2000), 积极性和主动性不高, 主观就业绩效低。所以, 职业探索水平高时, 大学生可就业能力与主观就业绩效的关系更强。由此, 本研究提出如下假设。

假设2a：职业探索在大学生可就业能力与主观就业绩效关系中起调节作用; 也就是说, 当职业探索水平高时, 大学生可就业能力与主观就业绩效的关系比职业探索水平低时更强。

在录用通知书这个客观就业绩效方面, 根据资源保存理论(Hobfoll et al., 2003), 大学生会在自身可就业能力这种资源基础之上, 投入职业探索这种资源, 来获得就业。当大学生的职业探索水平较高时, 大学生通过职业探索, 对自身更加了解, 对就业环境更加把握, 得到更多的就业信息和资源。在可就业能力的一定范围内, 用人单位对其知觉评价与可就业能力正相关(Hogan et al., 2013), 大学生会收到更多的录用通知书, 可就业能力与录用通知书呈正向关系。但是, 当大学生的可就业能力很强时, 一方面用人单位对其知觉评价会发生“过犹不及效应” (Baron, 1989); 另一方面, 大学生由于较高的职业探索, 对自己、职业及其环境有更清晰的认识(Werbel, 2000), 他们不会对每一次就业机会都进行探索, 只会在自己所认定的范围内进行求职;也不会接纳所有的录用通知, 只接纳自己认为适合的; 这样收到的录用通知书数量较少。这两方面都使此时可就业能力与录用通知书呈负向关系。反之,当职业探索水平低时, 大学生对自己、职业及其环境了解不够, 盲目求职(Werbel, 2000), 获得用人单位认可的机会较少, 获得的录用通知书较少; 这时可就业能力与录用通知书的关系较弱, 甚至没有什么关系。因此, 在职业探索水平较高时, 大学生可就业能力与录用通知书的倒U型关系更强。由此,本研究提出如下假设。

假设2b：职业探索在大学生可就业能力与录用通知书的倒U型关系中起调节作用; 也就是说, 当职业探索水平高时, 大学生可就业能力与录用通知书倒U型关系比职业探索水平低时更强。

1.5 生源地在可就业能力和就业绩效关系中的调节作用

在职业流动理论中, 向上流动模型理论(up mobility model)中的支持流动模型(sponsored mobility model)认为(Turner, 1960; Ng et al., 2005),个体的婚姻和性别等个体基本人口统计学变量影响个体就业的社会支持程度, 影响个体的生涯绩效;与之类似, 我国大学生的生源地也是影响大学生就业社会支持度的重要因素, 影响其就业绩效。在主观就业绩效方面, 生源地的调节作用可以从社会认同理论(Brewer,2009)及其身份标记观点(identity badge, Ashforth & Kreiner, 1999; Grant, Berg, &Cable, 2013)两个方面来分析。第一, 从社会认同理论来看(Brewer, 2009), 由于绝大多数大学毕业生都计划在城市中求职, 所以来自农村的大学生会感受到较强的城乡差异, 这会给他们带来社会认同方面的焦虑。但对于来自城市的大学生, 这种社会认同方面的焦虑不高, 因为他们更为熟悉城市的基本生活模式。因此, 与来自城市的大学生比较而言,农村大学生会更加主动地投入到对各种就业机会的探索, 更加积极地准备并参与各种求职活动, 可就业能力与主观就业绩效的关系较强。第二, 从身份标记观点来看(Ashforth & Kreiner, 1999; Grant et al., 2013), 由于生源地有自我表达(self-express)的功能(Brewer, 2009), 是大学生建构自我概念的出发点, 也是大学生自我定位的基础(Grant et al.,2013)。因此大学生会把生源地作为调动自身注意力的一个重要手段, 使自己的注意力放在某些个人优点上, 这为不同生源地的大学生带来不同的心理激励(Baron & Bielby, 1986)。具体来讲, 来自农村的大学生会因对城市工作和生活的陌生而非常重视对各种就业机会的探索, 尝试不同层次的就业招聘, 集中注意力通过展现自己的综合素质并被用人单位认可取得就业。与之不同, 来自城市的大学生因在自己熟悉的城市中求职, 不太重视对各种不同层次就业机会的探索, 只是侧重对某些自身感兴趣、较高层次的就业机会进行尝试。所以, 来自农村大学生的可就业能力与其主观就业绩效的关系更强。由此, 本研究提出如下假设。

假设3a：生源地在大学生可就业能力与主观就业绩效的线性关系中起调节作用; 也就是说, 农村大学生比城市大学生的可就业能力与主观就业绩效的线性关系更强。

在录用通知书这种客观就业绩效方面, 可就业能力归因(Hogan et al., 2013)过程中发生的“过犹不及效应” (Baron, 1989)和身份标记观点(Ashforth &Kreiner,1999; Grant et al., 2013)可以解释城市大学生可就业能力与录用通知书数之间的倒U型关系更强。第一, 从可就业能力归因理论(Hogan et al.,2013)及其中的“过犹不及效应” (Baron, 1989)来看,相对于农村大学生, 用人单位对处于相对就业优势地位的城市大学生的可就业能力的认可, 更容易出现“过犹不及”效应(Baron, 1989)。在用人单位所能接受的一定范围内, 用人单位对可就业能力的评价是积极的, 不会发生“过犹不及”效应(Baron, 1989),使得可就业能力与录用通知书呈正向关系。但超出这个范围, 用人单位对可就业能力“过强”的城市大学生的担心更大。因为那些具有高可就业能力的城市大学生, 由于对城市就业环境比较熟悉, 心理安全感较高, 有更多就业方面的社会支持(Grant et al.,2013), 其在劳动力市场上处于相对优势地位, 相对有更多的就业机会; 这在我国人才流动日益增强的劳动力市场形势下, 用人单位很容易对具有高可就业能力的城市大学生产生负面的归因解释和联想; 用人单位会认为其在本单位的工作稳定性不高,担心其离职(Ferris & Summers, 2013), 甚至做出负面评价(Baron, 1989), 给他们发放的录用通知书数量较少, 使得可就业能力与录用通知书呈负向关系。第二, 从身份标记观点来看(Ashforth & Kreiner,1999; Grant et al., 2013), 城市大学生由于自己来自于城市, 在就业过程中自我定位较高, 这使得城市大学生比农村大学生对用人单位更加挑剔, 更期望一次就获得最理想的工作, 不会对各种不同层次的招聘活动进行探索, 会把注意力集中于某些高层次的就业机会(Baron & Bielby, 1986), 结果会收到更少录用通知书, 其“过犹不及效应”更加显著。由此,本研究提出如下假设。

假设3b：生源地在大学生可就业能力与录用通知书的倒U型关系中起调节作用; 也就是说, 城市大学生比农村大学生的可就业能力与录用通知书的倒U型关系更强。

综合以上分析, 本研究的研究框架如图1所示。

图1 研究框架

2 大学生可就业能力结构的建构和验证

2.1 预备性研究

预备性研究主要包括文献总结、访谈、开放式问卷、预试四个步骤。第一, 文献总结。对文献观点和结果进行频次分析, 总结了18位学者的实证研究结果, 总共得到144条素质特征。第二, 访谈。总共访谈了3名教师和2名企业员工, 访谈内容主要包括就业理想和不理想同学的表现、一般能力特点、典型案例三个方面。第三, 开放式问卷调查。对象为大学生、企业员工、教师。根据文献和本研究视角设计开放式问卷, 大学生的题目是：(1)您周围就业比较好的同学具有哪些特点？(2)大学生要更好的就业, 需具备哪些特点？企业员工的题目是：(1)贵企业在招人时更倾向于选择哪些特点的大学生？(2)当今大学生要更好的就业, 需具备哪些特点？(3)您或您周围的同事能成功就业, 是因为具备哪些突出特点？教师的题目是：(1)您周围成功就业的大学生具有哪些特点？(2)现在的大学生要更好的就业, 需要具备哪些特点？(3)用人单位所需要的、目前大学生最欠缺的素质有哪些？总共调查了全国15所高校的182名大学生、41名企业员工(来自全国的MBA学员)、10名高校教师。然后,请本专业的研究生进行编码, 共得到1756个条目。第四, 预试。对1756个条目进行多次专家会议讨论,总结为83个项目的预试问卷。调查(北京、重庆、西安、四川、武汉、青海、河南7省市)共发放问卷450份, 回收有效问卷394份, 有效回收率87.6%。经过项目分析、探索性因素分析等方法对题目进行分析, 经过多次专家会议, 得到59个题目的大规模调查问卷。

2.2 大学生可就业能力结构模型的建构

2.2.1 被试

本次调查发放问卷1390份, 回收有效问卷1190份, 有效回收率85.6%。样本分布在北京、四川、山东、重庆、湖北、广东共10所高校。随机选择其中的585份问卷作为探索性因素分析的样本,具体情况如下。普通本科学校39.7%, 211或985大学56.6%, 未填3.7%; 文科专业40.5%, 理工40.0%,艺术体育16.2%, 未填3.3%; 一年级16.8%, 二年级12.0%, 三年级15.4%, 四年级52.6%, 未填3.2%;男44.1%, 女52.6%, 未填3.3%; 汉族88.2%, 少数民族8.7%, 未填3.1%; 来自农村37.4%, 来自城市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 探索性因素分析结果

使用SPSS 10.0统计软件对585份问卷进行数据分析。首先进行项目分析, 包括题目与总分相关、偏度和峰度系数、区分度、内部一致性系数。接着进行因素分析,

KMO

(0.911,

p

＜ 0.01)结果说明适合进行因素分析。综合以上结果, 确定剔除23个质量不高的项目, 剩下36个项目。对这36个项目进行探索性因素分析, 采用主成分分析中的方差最大化正交旋转, 提取标准为特征值大于1的因素。结果(表1)表明, 我国大学生的可就业能力包括8个因素, 总共解释变异63.05%。各因素的命名如下。因素一命名为“职业认同”, 包含职业规划和职业期望等6个题目。因素二为“人际关系”, 包含融入新集体和处理人际关系等5个题目。因素三为“乐观开朗”, 包含积极看待问题、心态积极等6个题目。因素四为“问题解决”, 包含做事思路清晰、迅速处理事物等有5个题目。因素五为“社会支持”, 包含亲属和朋友提供就业帮助等4个题目。因素六为“学习能力”, 包含学习新知识和愿意、从基层做起等4个题目。因素七为“团队合作”, 包含与团队成员配合和团队分享信息等3个题目。因素八为“网络差异”,包含人际交往面广等3个题目。8个因素的

α

系数(最低为0.76)都达到了心理测量学的基本要求。

2.3 大学生可就业能力结构模型的验证

2.3.1 被试

为了验证得到的结构模型, 用Amos 4.0软件对第二个样本605份问卷数据进行验证性因素分析。样本情况如下, 普通本科学校41.2%, 211或985大学54.4%, 未填4.4%; 文科类43.2%, 理工34.0%,艺术体育18.2%, 未填4.6%; 一年级16.9%, 二年级10.2%, 三年级19.0%, 四年级49.9%, 未填4.0%;男41.5%, 女54.4%, 未填4.1%; 汉族89.9%, 少数名族6.1%, 未填4.0%; 来自农村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 验证性因素分析结果

根据文献建立5个竞争模型(表2)。结果表明,一维模型的χ/

df

(6.66) (χ/

df

小于3表明拟合较好)和RMSEA (0.106) (临界值为0.08) 都达不到心理测量学的基本要求。四维模型、六维模型、两个七维模型的NFI、IFI、TLI、CFI、RMSEA五个指标都不理想, 也都低于八维模型。这说明本研究建构的八维度结构模型数据拟合较好(Bollen, 1989)。

在结构效度方面, 验证性因素分析结果表明(表3), 八因素结构模型的各项目与各因素的负荷较高, 在误差上的负荷较低, 说明每个项目对相应潜变量的解释率较大而误差较小。这说明数据拟合较好, 问卷具有较好的结构效度。

表1 大学生可就业能力的探索性因素分析结果

2.4 重测信度

对48名大三学生前后间隔5个月进行重测,结果表明, 8个维度与总分的重测信度都高于0.46(职业认同0.46, 人际关系0.57, 乐观开朗0.52, 问题解决0.66, 社会支持0.78, 学习能力0.59, 团队合作0.51, 网络差异0.60, 总0.69), 都达到极其显著的水平, 说明大学生可就业能力的问卷具有较高的信度。

表2 各模型的拟合指标

表3 各潜变量在外显变量上的载荷和误差

3 大学生可就业能力与主客观就业绩效的关系

3.1 被试

被试来自北京、西安、河北、山东12所高校的应届毕业大学生。被调查大学生第一时间点填写可就业能力问卷, 在第二个时间点(隔2周)填写职业探索问卷和报告录用通知书数, 并请最熟悉被调查大学生的同学或老师通过他评填写主观就业绩效问卷。共发放600份问卷, 将3份问卷进行匹配,得到有效匹配问卷530份, 有效率为88%。具体情况如下。文科类41.7%, 理工类55.8%, 未填2.5%;男50.8.8%, 女48.9%, 未填0.4%; 汉族89.2%, 少数名族10.4%, 未填0.4%; 来自农村46.6%, 城市53.0%, 未填0.4%。

3.2 研究工具

可就业能力问卷采用本研究得到的36个题目的问卷, 职业探索问卷采用Werbel (2000)8个题目的问卷, 主观就业绩效采用王苑(2006) 6个题目的问卷, 以上3个工具都采用Likert 5点量表从“1—完全不同意”到“5—完全同意”进行评价。其中英文问卷经过多次英汉循环互译确定每个项目的文字表述。客观就业绩效—录用通知书数用一个题目考察：“您收到的单位录用通知书数是多少？”。为了检验本研究设计变量的测量模型, 建立3个竞争模型(如表4)。结果表明, 一维模型、两个二维模型的RMSEA (0.102 / 0.088 / 0.086 )都达不到心理测量学的基本要求(一般标准为0.08, Bollen, 1989), 3个模型的其它拟合指标都比三维模型的要低。所以, 数据拟合结果表明, 本研究设计的3个变量的模型最优。

3.3 描述性统计结果

各研究变量的描述性统计结果显示(表5), 可就业能力与主观就业绩效(0.26,

p

＜ 0.01)呈显著相关, 但与录用通知没有显著相关(-0.02,

p

＞ 0.05)。可就业能力平方与录用通知呈显著相关(-0.11,

p

＜0.05), 但与主观就业绩效(0.05,

p

＞ 0.05)、职业探索(0.04,

p

＞ 0.05)没有显著相关。这些为验证假设提供了基础。各量表的

α

系数都达到0.82以上, 达到心理测量学的要求。

表4 各模型的拟合指标

表5 各研究变量的描述性统计结果

3.4 共同方法偏差

本研究采取两个措施(Podsakoff, MacKenzie, Lee,& Podsakoff, 2003) 控制和检验共同方法偏差。第一,在问卷调查阶段采取两个办法控制共同方法偏差：多来源数据和纵向调查。首先, 主观就业绩效是由大学生的同学或老师进行他评, 可就业能力、职业探索、客观就业绩效(录用通知书)由大学生自评。其次, 在两个时间点填写问卷, 大学生在第一个时间点填写可就业能力问卷, 两周后填写职业探索问卷和报告录用通知书数。这两个措施在很大程度上减少了共同方法偏差。第二, 在数据分析阶段检验共同方法偏差。首先, 根据Harman的单因素检验法(Podsakoff et al., 2003), 把3个变量50个题目一起进行探索性因素分析, 结果表明抽取的第一个因素只解释总变异的28.4% (累积总变异67.29%), 在未旋转的因素结构中也未出现一个共同因素。其次, 验证性因素分析结果表明(表4)一维模型达不到测量学的要求(Bollen,1989), 说明没有一个共同因素出现。这表明共同方法偏差不是本研究的一个问题。

3.5 大学生可就业能力与主客观就业绩效的直接关系

在主观就业绩效方面, 用层次回归分析法来分析大学生可就业能力与主观就业绩效的关系(如表6和表7)。第一步, 控制变量(表6 M1或表7 M2),结果表明性别(-0.25,

p

＜ 0.01)和生源地(0.12,

p

＜0.01)与主观就业绩效有显著相关。第二步, 可就业能力的主效应(表6 M2或表7 M3)。结果表明, 大学生可就业能力(0.21,

p

＜ 0.01)与主观就业绩效呈显著正相关。这验证了假设1a。在客观就业绩效方面, 按照同样方法分析大学生可就业能力与录用通知书数之间的关系(如表6和表7)。第一步, 控制变量(表6 M5或表7 M6), 结果表明, 性别(0.15,

p

＜ 0.05)与录用通知书之间有显著相关。第二步, 可就业能力与录用通知书数的直接效应(表6 M6和表7 M7), 结果表明直接效应不显著。第三步, 可就业能力平方的主效应(表6 M7或表7 M8), 结果表明大学生可就业能力与录用通知书有显著的倒U型关系(-0.10,

p

＜ 0.05)。这验证了假设1b。

3.6 职业探索和生源地的调节作用

用层次回归来分析职业探索的调节作用(如表6)。在主观就业绩效方面, M4结果显示, 可就业能力与职业探索的交互作用不显著(-0.06,

p

＞ 0.05),这说明职业探索对大学生可就业能力与主观就业绩效之间的关系没有显著的调节作用, 这没有验证H2a。同理, 在录用通知书方面, M10显示可就业能力平方与职业探索的交互作用显著(-0.16,

p

＜ 0.05),这说明职业探索对大学生可就业能力与录用通知书之间的倒U型关系有显著的调节作用, 这验证了H2b。进一步层次回归分析表明, 高水平职业探索下, 可就业能力与录用通知书之间存在显著的倒U型关系(-0.23,

p

= 0.076 ＜ 0.1); 而在低水平的职业探索下, 二者之间不存在显著U型关系(0.08,

p

=0.67), 线性关系也不显著(0.06,

p

= 0.68)。图2则更好地显示了不同职业探索水平的大学生可就业能力与录用通知书之间的关系。

表6 大学生可就业能力与主客观就业绩效的关系：职业探索的调节作用

表7 大学生可就业能力与主客观就业绩效的关系：生源地的调节作用

在生源地的调节作用方面(如表7), M4结果显示, 可就业能力与生源地的交互作用显著(-0.18,

p

＜ 0.01), 这验证了H3a。为了进一步表明生源地的调节作用, 进一步的层次回归分析表明, 农村大学生可就业能力与主观就业绩效之间有显著的正相关(0.35,

p

＜ 0.01), 而城市大学生二者之间不存在显著相关(0.08,

p

＞ 0.05)。图3则更好地显示了不同生源地大学生的可就业能力与主观就业绩效之间的关系。同样道理, 在录用通知书方面, M10显示可就业能力平方与生源地对录用通知书有显著的交互作用(-0.16,

p

＜ 0.05), 大学生可就业能力与录用通知书之间的倒U型关系在不同生源地之间有显著不同, 这验证了H3b。进一步的层次回归分析表明, 城市大学生可就业能力与录用通知书之间存在显著的倒U型关系(-0.24,

p

＜ 0.01); 而农村大学生二者之间不存在显著U型关系(0.02,

p

＞ 0.05),线性关系也不显著(-0.09,

p

= 0.18)。图4则更好地显示了不同生源地大学生可就业能力与录用通知书之间的不同关系。

图2 可就业能力与录用通知的倒U型关系：职业探索的调节作用(低职业探索时不显著)

图3 可就业能力与主观就业绩效的线性关系：生源地的调节作用(城市的不显著)

图4 可就业能力与录用通知的倒U型关系：生源地的调节作用(农村的不显著)

4 分析与讨论

4.1 我国大学生可就业能力的结构模型

本研究基于资源保存理论、整合输入视角的三个方面建构了我国大学生可就业能力的8因素结构模型, 这是对大学生可就业能力的一个新探索。具体表现在如下三个方面。第一, 在胜任特征方面,本研究得出大学生在就业中对人(人际关系、团队合作)和对事(问题解决、学习能力)两方面的胜任特征, 这与多数文献结果一致(如谢晋宇, 宋国学,2005; 罗峥等, 2010; 刘小平, 邓靖松, 2009; 宋国学, 2008; 贾利军, 2007)。第二, 在社会资本方面,社会支持和网络差异这两个维度与Fugate等(2004)的理论观点一致, 但在国内外的诸多研究中, 这两个社会资本方面的因素并没有得到足够重视。本研究发现大学生可就业能力中的社会资本体现在亲戚朋友对就业的支持, 以及大学生人际网络的范围大小, 这两方面正好体现了社会资本的两个特征：范围和程度(Leana, & Van Buren, 1999)。这表明本结构具有一定的中国文化特色, 说明关系和社会资本在我国劳动力市场上的重要价值。第三, 在个性特征方面, 乐观开朗因素与Fugate和Kinicki(2008)、刘小平和邓靖松(2009)、贾利军等(2007)的研究结果一致。同时, 本研究得出的职业认同维度与Fugate和Kinicki (2008)、Côté(1997)、罗峥等(2010)的研究结果一致。所以, 本研究得出的8维度结构模型, 验证了文献中从资源输入视角对可就业能力三个方面的理解, 也与生涯资本理论(Inkson & Arthur, 2001)一致：生涯成功取决于个体人力资本、社会资本与心理资本。所以, 本研究的8因素结构模型强调能够提高大学生就业可能性的个人资源, 这种资源来自于胜任特征、个性特征和社会资本三个方面。

4.2 大学生可就业能力与主客观就业绩效的线性和倒U型关系：职业探索与生源地的调节作用

本研究得出, 大学生可就业能力与主观就业绩效呈正相关的线性关系, 但与录用通知书数(客观就业绩效)呈倒U型关系。与主观就业绩效的线性关系验证了资源保存理论的观点(Hobfoll et al.,2003)：可就业能力是大学生就业的一种重要资源,它直接影响大学生在就业过程中的积极性, 影响大学生求职结果的期望水平, 直接提升大学生的主观就业绩效。但是, 大学生可就业能力与录用通知书数的倒U型关系, 则表明在大学生可就业能力这种资源在劳动力市场上被认可的过程中, 用人单位的归因解释(可就业能力的归因理论, Hogan et al.,2013)直接影响到用人单位是否给大学生录用通知书; 同时用人单位在对大学生可就业能力进行归因解释时, 存在着一定的“过犹不及效应” (Baron,1989), 这种效应一方面与我国当前激烈的劳动力市场竞争形势有关, 另一方面也与我国自古以来一直信奉的“中庸之道”文化有关(Grant & Schwartz,2011)。这说明从劳动力市场来看, 可就业能力对大学生客观就业绩效的价值, 是大学生自身、用人单位和劳动力市场三者交互作用的结果。因此大学生可就业能力在劳动力市场上的价值要从交互作用的视角来分析, 当然三者的交互作用机制还需要未来研究的进一步探究。

在职业探索的调节作用方面, 对于职业探索水平高的大学生来讲, 可就业能力与录用通知书有显著的倒U型关系, 而职业探索水平低的大学生二者没有显著关系。一方面, 这验证了资源保存理论(Hobfoll et al., 2003)关于投入资源以获得新资源的观点, 这说明大学生可就业能力作为大学生的一种就业资源, 需要诸如职业探索等其它就业资源的补充, 才能够为大学生带来更好的就业价值; 这进一步验证了大学生的职业探索也是大学生就业的一种重要个人资源, 其更为复杂的价值需要进一步深入研究。另一方面, 职业探索的调节作用也验证了可就业能力关系模型(Thijssen et al., 2008)的观点：可就业能力对就业的价值需要一定的促进条件; 说明职业探索作为一种个人就业的重要资源, 它为大学生可就业能力的价值实现指明了方向, 更提高了可就业能力价值的实现效率。可以说, 可就业能力是大学生就业的资源基础, 职业探索为这种资源价值的发挥提供了方向和条件。由上所述, 大学生可就业能力要更好地发挥对其就业的价值, 需要良好的内部和外部条件。

但是, 本研究并没有验证职业探索在可就业能力与主观就业绩效关系中的调节作用, 可能的原因有如下两个。第一, 其中可能存在更为复杂的机制。根据生涯的信息加工理论(Peterson, Sampson, Lenz,& Reardon, 2002), 职业探索作为大学生的一种积极职业生涯管理行为, 如果个体对自己、职业及其环境投入过多、信息量过大, 超过了个体承受的能力范围, 反而会给个体带来职业决策困难, 致使大学生求职积极性降低, 求职结果的期望降低。所以,职业探索与二者的相关有可能存在倒U型的关系,也就是说只有在个体职业探索中等程度、处于比较理性而思路清晰的情况下, 大学生可就业能力对主观就业绩效更重要, 二者关系更强。当然这个非线性的调节作用模型需要今后设计更加科学的实证研究来加以验证。第二, 根据资源保存理论(Hobfoll et al., 2003; De Cuyper et al., 2012), 个体资源会推动个体获得更多相关资源, 也会使个体不会主动流失其它资源。职业探索作为大学生的一种职业行为, 在某些条件下有可能会带来个体就业资源的减少。因为在我国劳动力市场快速变化的今天, 大学生在职业探索中对自己、职业及其环境的探索本身就是很耗费个人资源的活动, 如果职业探索耗费个体的资源过多, 反而会降低可就业能力这种就业资源价值的发挥。当然其中深入的作用机制需要进一步研究。

在生源地的调节作用方面, 农村大学生的可就业能力与主观就业绩效的关系显著, 而城市大学生二者没有显著相关; 城市大学生的可就业能力与录用通知书有显著的倒U型关系, 而农村大学生二者没有显著关系。这验证了支持流动模型(Turner,1960; Ng et al., 2005)的观点：生源地是影响我国大学生就业社会支持程度的重要因素。这也表明“过犹不及效应” (Baron, 1989)对城市大学生更容易发生。这个结果更验证了社会认同理论(Brewer, 2009)和身份标记理论(Ashforth & Kreiner,1999; Grant et al., 2013)所揭示的生源地对我国大学生的心理意义。一方面, 农村大学生由于对城市生活和就业环境的陌生, 在就业过程中更加依赖自身的可就业能力, 把注意力更多集中在如何积极探索各种就业机会来得到用人单位的认可; 另一方面, 城市大学生则由于较高的心理安全感和较高的就业期望, 在就业过程中只对有限的就业机会进行探索, 用人单位对其评价存在更强的“过犹不及”效应。这也表明城乡二元结构分割对大学生心理及其就业的影响, 当然其中深入的作用机制还需要进一步的实证研究来检验。

4.3 本研究的理论和实践价值

在理论上, 本研究的价值主要有五个方面。第一, 本研究发现大学生可就业能力与主观就业绩效(线性关系)和客观就业绩效(录用通知书：倒U型关系)的不同关系模式, 这是文献所没有探讨到的,这对于完善大学生可就业能力价值实现的理论具有重要启发。第二, 本研究首次提出和验证了职业探索这个个体内部条件对大学生可就业能力价值发挥的调节作用(Thijssen et al., 2008), 这为深入把握可就业能力发挥就业价值的机制提供重要启示。第三, 本研究首次提出并验证了生源地这个外部条件对大学生可就业能力价值实现的调节作用(Ng et al., 2005), 这对更深入地理解我国劳动市场结构对大学生可就业能力价值发挥的影响提供了重要启发。第四, 本研究发展了可就业能力归因理论(Hogan et al., 2013), 发现用人单位的归因评价中会发生“过犹不及效应” (Baron, 1989);也丰富了资源保存理论(Hobfoll et al., 2003), 发现大学生会投入诸如职业探索等更多资源来取得就业。第五, 本研究建构的8因素结构模型, 对于从输入视角、基于个体资源理论来理解和把握大学生可就业能力具有重要启发, 其中社会支持和网络差异等维度具有一定的中国文化特色, 为深入研究中国文化对我国大学生可就业能力的影响具有重要启示。

在实践上, 本研究的价值主要有四个方面。第一, 回答了大学生可就业能力对大学生求职的价值问题, 它是可以直接推动大学生积极求职并实现自己就业期望的个体资源基础。第二, 揭示了大学生可就业能力与客观的录用通知书数之间非线性的倒U型关系, 显示大学生可就业能力在劳动力市场上的价值实现是用人单位的归因解释、大学生就业心理和劳动力市场三者综合作用的结果。第三, 表明可就业能力在不同情景中对大学生就业的价值不同, 我国城乡二元制的劳动市场隔离对大学生可就业能力价值的发挥具有重要影响。第四, 提示大学生在提升可就业能力的同时, 一定要提升自己的职业探索水平, 以便更好的实现自身可就业能力在劳动力市场中的价值。这为实践中高校更加坚定的构建和实施基于可就业能力的高等教育体系, 为大学生建立基于可就业能力的自我职业生涯开发体系, 提供了科学的理论支持。

4.4 本研究的不足和未来研究的方向

在研究内容方面主要有五个。第一, 在就业绩效指标上, 由于精力所限, 本研究只探讨了可就业能力与主观就业绩效、录用通知之间的关系, 未来可以更加深入的探究可就业能力与大学生的其它客观就业绩效(如起步工资、职位晋升等)的因果关系。第二, 本研究仅仅验证了与可就业能力密切相关的职业探索和生源地在可就业能力价值实现中的调节作用; 今后可以从更加宏观和中观的视角,基于资源保存理论(Hobfoll et al., 2003)和可就业能力归因理论(Hogan et al., 2013), 甚至以更加整合的理论, 检验更多的具有一定中国文化特色的调节变量(如民族、用人单位类型、组织职业生涯管理模式等：Ng et al., 2005)对大学生可就业能力推动就业的价值。第三, 可以基于可就业能力归因理论(Hogan et al., 2013)和社会认知生涯理论(Lent,Brown, & Hackett, 1994)构建有调节的中介和有中介的调节等理论模型, 基于社会认知生涯理论研究自我效能感是否在可就业能力与就业绩效的关系中起中介作用, 基于归因理论研究用人单位、大学生和劳动力市场三者在大学生可就业能力被劳动力市场认可过程中的交互作用, 以便更好的建构大学生可就业能力价值实现机制的理论框架。第四,可以更深入地比较可就业能力与主客观就业绩效关系中的调节变量的不同作用, 可以比较个体特征(如职业理想、职业兴趣匹配、专业认可)和外部环境特征(如行业、地区、家庭社会经济地位等)在二者关系中的不同调节作用。第五, 本研究没有验证职业探索在可就业能力与主观就业绩效关系中的调节作用, 今后可以根据生涯的信息加工理论(Peterson et al., 1998)和资源保存理论(Hobfoll et al.,2003; De Cuyper et al., 2012), 研究个体的信息加工能力、不同就业资源等在其中的调节作用。

在研究方法上主要有四个方面。第一, 本研究虽然在两个时间点进行调查, 但并不是严格的纵向研究, 未来可以设计纵向研究, 以便得出大学生可就业能力与不同就业绩效的因果关系。第二, 本研究邀请熟悉被试大学生的同学或老师评价主观就业绩效, 未来可以探究大学生可就业能力与用人单位评价的主观就业绩效和用人单位提供的客观绩效(如初始工资、晋升)之间的关系, 以便更深入的比较可就业能力对其就业的价值。第三, 在研究工具上, 未来可以综合输入和输出视角, 开发更为综合的测量工具, 进一步检验本研究的结果, 发现可就业能力更为深入的文化特色。第四, 本研究采用大学生自评的可就业能力, 虽然绝大多数研究都采用这种方法, 但这有一定的主观性; 当然采用大学生主观知觉的可就业能力也有它的优势, 因为这体现了大学生对自己与劳动力市场、自己与职业关系的个人理解, 是个体特征与职业、外在劳动力市场等关系在个体认知情感系统中的解释; 未来可以进一步比较大学生自评、同学或老师他评、用人单位他评的可就业能力与大学生就业绩效的关系。

5 结论

(1)我国大学生可就业能力包括8个因素：人际关系、团队合作、学习能力、问题解决、社会支持、网络差异、乐观开朗、职业认同。我国大学生可就业能力问卷具有良好的信效度, 可以作为未来研究的测量工具。

(2)大学生可就业能力与主观就业绩效呈显著的正相关线性关系, 与录用通知书数这个客观就业绩效呈显著的倒U型关系。

(3)职业探索在可就业能力与录用通知书数的关系中起调节作用, 职业探索高水平时二者呈倒U型关系, 而职业探索低水平时二者没有显著关系。

(4)生源地在大学生可就业能力与主观就业绩效、录用通知书的关系中起显著的调节作用, 农村大学生可就业能力与主观就业绩效有显著正相关,而城市大学生二者没有显著相关; 城市大学生可就业能力与录用通知书呈显著倒U型关系, 而农村大学生二者关系不显著。

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