仕途“天花板”：公务员职业生涯高原结构、测量与效果*

王忠军 龙立荣 刘丽丹 黄小华 贾文文李 璐 马红宇

(1青少年网络心理与行为教育部重点实验室,华中师范大学心理学院暨湖北省人的发展与心理健康重点实验室,武汉430079)

(2华中科技大学管理学院,武汉 430074) (3湖北中医药大学人文学院,武汉 430065) (4江西省委统战部,南昌 330006)

1 问题的提出

公务员是我国社会中的一个特殊群体,指“我国各级党政机关、人大政协、法院检察院,以及承担行政职能的事业单位和群众团体的人员” (依据《公务员法》)。与其他职业群体相比,公务员拥有较多的社会、文化和经济资源,掌握较大的社会公共权力,承担公共事务的管理责任(董鑫,2007)。职业生涯高原(career plateau)指的是个体在当前组织中职业生涯发展出现停滞的一种现象(Smith-Ruig,2009; Miles,Gordon,& Storlie,2013)。即在职业生涯的某一阶段,个体进一步 ① “晋升” (Ference,Stoner,& Warren,1977)、 ② “工作流动” (Veiga,1981)、③“承担更大或更多责任” (Feldman & Weitz,1988)、 ④“ 学习新知识与新技能” (Lee,2003) 的可能性很小。鉴于职业生涯高原对个人和组织效能的消极影响,近年来,中国企业员工的职业生涯高原问题受到较多的关注(谢宝国,龙立荣,2008; 余琛,2006; 李华,2006; 王竹青,张慧,2007),也有少量针对教师职业生涯高原的研究(寇冬泉,2007; 高峰,2011; 惠善康,曹健,2010),但针对中国公共组织中公务员群体的职业生涯高原现象,尚未有系统的研究。

1.1 公务员仕途的“天花板”现象

公务员群体中是否存在职业生涯高原现象？从我国公务员管理体制的历史与现状来看,答案应是肯定的。近10年来,中国公务员职业生涯发展所依托的制度基础是 2006年颁布实施的《中华人民共和国公务员法》,该法对公务员录用、分类管理、考核、职务任免、升降、交流与退出做出系统规定。与中国公务员法相配套的法规还有《党政领导干部选拔任用工作条例》、《公务员职务与级别管理规定》等。以上法规构成了中国公务员群体职业生涯发展的基本政治与制度背景。但没有任何制度是万能的,或完美无缺。许多研究者认为,我国公务员群体的职业生涯发展,存在许多制度性的瓶颈制约,比如：①晋升渠道单一,发展空间狭小; ②人力资源配置不够优化; ③官本位现象严重,个人目标与组织目标脱节; ④内外流动不畅,人才难尽其用; ⑤培训重形式轻实效;⑥ “强者流失、弱者易留”,“逆淘汰”现象严重(梁文懋,杨龙兴,2006; 梁丽芝,郑凤娇,2007)。直到今天,这些问题都没有得到很好地解决。

公务员管理体制的瓶颈,制度变革的滞后效应,加上公务员队伍年轻化、知识化的发展趋势,加剧了公务员职业发展的难题,比如职业路径单一、晋升通道狭窄、晋升空间有限、工作流动困难(张文勤,2006; 张再生,2005; 杜兴洋,田进,2011)。由于我国各类党政机关为高耸的“金字塔”式组织结构,我们推测,大量有潜质的公务员的职业生涯发展会过早地停滞不前,他们在不同人生阶段,都长期陷入职业生涯高原状态,也被媒体称为官员或干部仕途的“天花板现象”,即在干部成长过程中,大多数人达到一定级别后,晋升空间便会越来越小,从而在不同阶段遇到自身仕途的“天花板”的状况(杜凤娇,2009)。例如,人民论坛杂志社曾联合多家网络媒体和研究机构进行了一项“干部成长天花板”的大型调查(受调查人数总计 8311人),结果显示,64%的被调查者认为县处级“天花板”干部最多,尤其是年龄在45～55岁之间,而全国绝大部分公务员都在处级以下,在县乡两级公务员中,更多的人只能在“科员”与“办事员”这“两级台阶”上走完“仕途”(杜凤娇,2009)。但遗憾的是,学术界尚未对这一重要的现象开展过系统的研究。

1.2 公务员职业生涯高原的结构

公务员的职业生涯高原是否有别于企业员工？这是值得研究的问题。从前文所述,职业生涯高原概念的内涵十分丰富,导致有关职业生涯高原概念结构的研究长期存在较大的争议。比如职业生涯高原概念先后出现：①单维观(指晋升的可能性小)(Tremblay & Roger,1993,2004); ②二维观(层级高原、工作内容高原) (Milliman,1992); ③三维观(结构高原、内容高原、生活高原) (Bardwick,1986); ④四维观(结构高原、内容高原、个人选择和工作技能)(Joseph,1996)。其中,结构高原和层级高原均指在组织中难以晋升; 内容高原指在工作中难以获得新知识和技能; 生活高原指个体所感受到在所有生活领域的低成就感或停滞感。国内研究者谢宝国、龙立荣和赵一君(2008)通过实证研究,提炼出三维结构：层级高原、内容高原和中心化高原。其中,中心化高原指很难被赋予更多的责任,向组织中心转移的可能性很小。但以上都是针对企业员工的研究结果。

根据《公务员法》,中国公务员分为领导职务(包括乡科级、县处级、市厅级、省部级、国家级)和非领导职务(包括科员与办事员、正副主任科员、正副调研员、正副巡视员)两大类别或系列,但两类公务员之间存在交错流动的现象(施康,2006)。概括而言,主要有两种职业生涯运动形式：第一,跨越职务、职级向上流动,即“晋升”。值得注意的是,向上流动可能会有两种结果：一是“被重用”,地位上升、资源更多、职权和职责扩大、待遇更好; 二是职责与权力没有明显变化,甚至下降或缩小,即被“边缘化”、“明升暗降”。第二,跨越公共部门职能边界平行或横向流动,即“交流”。《公务员法》规定,公务员需要在不同地区、部门、职务进行交流、挂职锻炼、调任或转任。相对于企业员工在组织内部的转岗、轮岗而言,公务员的交流范围更大、形式较多、内涵更丰富,并伴随着职权、职责的变化。并且,交流有一定“趋高性”,往往成为晋升的前提,没有交流的机会,也表明晋升希望渺茫(施康,2006;刘欣,2014)。同样地,交流可能会给公务员带来或“起”或“落”的感受。

鉴于公共组织的职位设计与公务员职业生涯运动轨迹的复杂性,我们推测,公务员职业生涯高原的概念结构也有别于企业员工。比如,晋升与交流的停滞与机会缺失可能是公务员职业生涯高原的核心,并伴随着权力资源的缺乏,以及被组织“冷落”或“边缘化”的感受。但以上推测还有待实证研究的检验。

1.3 公务员职业生涯高原的测量

对职业生涯高原的实证与干预研究都必须建立在对这一概念的有效测量的基础上。20世纪 90年代以前,研究者主要采用从他人判断的角度对职业高原进行测量,并提出了一些客观测量指标,如年龄、任职时间、两次晋升的间隔时间等(Slocum,Jr,Cron,Hanson,& Rawlings,1985; Evans & Gilbert,1984)。其中任职时间是一个相当重要的指标,如Tremblay和Roger (1993)通过不同样本的测量,均发现如果员工的任职时间达到或超过5年,便可判定其达到职业生涯高原期。虽然使用任职时间、年龄、晋升间隔期等指标较为客观,但无法解释诸如为什么有些员工在同一职位干了很长时间,却依然能保持较高的工作热情和不俗的绩效等现象。

事实上,员工的工作态度和行为的基础,是基于他们对客观现实的主观认知,而非客观现实本身。因此上世纪90年代以后,学者们更多地从个人感知的角度,对职业生涯高原进行主观测量。Chao(1990)就明确指出采用主观知觉测量比用客观指标更为恰当,因为个体对其职业生涯发展的主观评估,决定了其对当前工作的反应,Chao因此使用了包含两个条目的量表来测量知觉的结构高原。随后,采用主观测量方法的研究逐渐成为主流。比如Joseph(1996)和Milliman (1992)各自开发了一些条目来测量结构高原和内容高原。谢宝国等(2008)也基于中国企业员工开发了一套包含 16个条目的主观测量工具。作为一项探索性的研究,我们对公务员职业生涯高原也将采用主观测量的方式,同时结合一些客观指标进行交互验证。

综上所述,探究基层公务员职业生涯高原现象,是深入了解中国公务员队伍职业生涯发展现状,揭示公务员职业心理与行为规律的一个独特视角。虽然学术界对职业生涯高原现象的研究已有了一些积累,但这些研究主要基于营利性的企业组织和员工样本,缺乏对非营利性的公共管理组织与公务员队伍的研究。且在以往文献中,有关职业生涯高原的理论与概念结构并不统一,缺乏统整的、权威的理论或结构模型作为实证研究的基础。另一方面,国内外文献中缺乏对公职人员职业生涯高原的理论与实证研究,由于文化与体制的差异,国外的研究结果也很难被直接适用于中国公务员对象。

考虑到中国文化中的高权力距离、“官本位”的传统思想,以及公共组织的“金字塔式”层级结构,“职位”与“权力”可能是中国公务员职业发展特殊“生态环境”中最为核心的两大要素,而这一点与企业员工也有较大差异(如薪酬回报、知识经验、工作技能、可雇佣性对于企业员工职业发展尤其重要)。因此,本研究拟采用“归纳式”研究取向,即从现象、经验和数据出发,“自下而上”地建构公务员职业生涯高原的理论结构。由于处级及其以下级别的公务员是职业生涯高原多发的阶段,且在人数上也占中国公务员队伍的绝大多数(杜凤娇,2009),本研究主要以处级以下的基层公务员为研究对象,拟初步探索公务员职业生涯高原的内涵结构与测量,进一步考察职业生涯高原与公务员职业心理与行为的关系。

2 研究1：公务员职业生涯高原的质性研究及结构要素的探索

2.1 研究方法

2.1.1 公务员职业生涯高原的访谈、开放式问卷调查及问卷的初步编制

第一步：深度访谈。首先,研究人员对职业生涯高原的相关文献进行了分析,制定了访谈提纲。访谈提纲分为两个部分：第一部分为受访者的基本信息,比如性别、年龄、工龄、学历、单位、职务、职责、职级等; 第二部分为公务员职业生涯高原的表现,比如要求受访者回答以下问题：在党政机关里工作,陷入职业发展停滞状态的公务员是否普遍,哪些人员表现比较突出,有何征兆,请举例说明等。访谈是半结构化的深度访谈,以个别访谈的方式进行,每名访谈对象的访谈时间为1个小时左右。

考虑到访谈对象身份与访谈内容的特殊性,同时为了充分地收集信息,首先研究人员确定选取16名处级以下公务员(领导职务、非领导职务各 8名)作为访谈对象,其中,领导职务中有2名正处、2名副处、2名正科、2名副科; 非领导职务中有2名调研员、2名副调研员、2名主任科员、1名副主任科员和1名科员。接下来,在江西省南昌市和新余市的市委组织部门的支持和帮助下,研究人员在两市公务员名册上,每间隔一定数量的页码选取一页,然后基于该页名单中的个人信息与研究需要,从中选取1人作为访谈对象,并通过电话与其约定访谈时间,这样直到选取所需的16名对象为止。在访谈对象选取时,注意涵盖了不同性别、年龄、职务、级别和组织。在性别上,男性10名,女性6名;访谈对象的年龄在35～47岁之间; 其工作单位包含林业局、农业局、审计局、经贸委、民政局、教育局、科技局、统战部、人大、司法局等多家单位。

第二步：开放式问卷调查。为了在更大范围内搜集公务员职业生涯高原的信息,在江西省南昌市某干部培训班上进行了开放式问卷调查。调查内容与访谈研究相同,比如公务员陷入职业生涯发展停滞状态的具体信号、征兆、表现等,要求调查对象对每一问题至少列出3项信息或事例。被试是来自江西省不同地市的公务员,总共发放55份问卷,回收有效问卷43份。其中,男性占71%,女性占29%;平均工龄24年; 专科占11%,本科占76%,研究生以上占 13%; 正科级占 23%,副处级占 68%,正处级占9%。

第三步：编码、条目归类与汇总。首先由3名研究人员独立对访谈和开放式问卷调查所得资料进行编码,然后集中讨论编码结果,在达成一致的基础上将所有条目输入计算机,进行筛选工作,然后归类、汇总。筛选标准为：(1)被试的描述必须有清楚的含义; (2)对频次和重要性排序,选取出现频次大于3的描述。根据以上标准,最后得到30个有关公务员职业生涯高原的描述性陈述。

第四步：问卷条目的初步编制。在确定了公务员职业生涯高原所包含的特征之后,由2名人力资源管理专家参照国内外职业生涯高原测量问卷的描述,并根据前一研究阶段所汇总的公务员职业生涯高原现象描述,经分析讨论后确定了公务员职业生涯高原测量问卷的 20个初始条目。为了确保条目的内容效度,另请8名研究人员对这20个初始条目进行了评定与修改。在综合考虑了问卷的内容效度,条目的单维性、重要性、文字表述清晰和简洁性,以及是否适合公务员对象这几个方面的因素后,最终缩减为 14个条目构成公务员职业生涯高原预试问卷。采用Likert 5点等级量表计分,1表示“完全不符合”,5表示“完全符合”。

第五步：试测。在江西省南昌市某公务员学习班上对初编问卷进行了试测。试测时,共发放 50份问卷,回收有效问卷 41份。在样本中,男性占68.3%,女性占 31.7%; 正科级占 4.9%,副处级占90.2%,正处级占 4.9%; 大专占 4.9%,本科占61.0%,研究生及其以上占34.1%。在填答问卷的同时,要求调查对象对条目中描述不合适、表述不恰当或理解不清的地方进行标记。问卷填写完毕后,研究人员随机对其中6名公务员进行了回访,征求他们对问卷的意见。最后综合上述信息对部分条目的用词表达进行了调整,并将包含 14个条目的职业生涯高原问卷用于下一阶段的大样本问卷调查。

2.1.2 大样本问卷调查

大样本问卷调查被试一部分是来自江西省南昌市的一个公务员培训班学员,学员是来自该省不同地市的公务员,另一部分来自江西省新余市党校培训班的学员,其学员是来自该市所辖各区、县、乡的公务员。问卷由研究人员在培训期间集中发放,并当场回收。

本次调查共发放 320份问卷,回收有效问卷279份,有效回收率为87.19%。在有效样本中,男性占82.4%,女性占17.2%; 已婚占96.8%,未婚占0.7%; 中专及其以下占 0.4%,大专占 17.6%,本科占60.9%,研究生及其以上占20.4%; 乡镇占16.8%,县(市、区)占 20.8%,设区市占 40.5%,省直占19.0%,其他地区占 1.4%; 正乡科级占 30.1%,副县处级占 49.8%,正县处级占 18.6%,其他职级占0.4%; 领导职务占 89.9%,非领导职务占 7.6%; 30岁(含)以下占 1.9%,31～35 岁占 7.6%,36～40 岁占30.5%,41～45岁占 41.8%,46～50岁占 12.4%,51～55岁占 4.4%,55岁以上占 1.5%; 调查对象的平均工龄为22.65年,标准差为6.07。

2.2 探索性因素分析结果

为了寻求公务员职业生涯高原的概念结构,采用SPSS16.0统计软件对14个问卷条目进行探索性因素分析,提取因子的方法为主成分分析法(principal components analysis),转轴的方法是极大方差法,选取特征根大于等于1作为保留因子的标准。第一次探索性因素分析后删除了因素负荷过低的条目“调任至外单位任职的希望不大” (因素负荷小于0.35); 第二次探索性因素分析后删除了因素负荷过低的条目“在单位内部调动工作的可能性不大”(因素负荷小于0.35),以及存在双重负荷的条目“我不想继续升职”; 第三次探索性因素分析后删除了存在双重负荷的条目“上级领导不关注我”; 第四次因素分析的结果比较理想,10个测量条目呈现出比较清晰的两因素结构,各测量条目的因素负荷在0.62～0.81之间,解释的方差总量为 60.61%。具体见表1。

表1 公务员职业生涯高原结构的探索性因素分析

因素一包括6个条目,反映公务员知觉到在现任职位上得不到上级和组织的重视与关怀,缺乏权力和影响力,很难获得更大的职权,缺乏成就感,并倍感失落的一种状态,体现的是在目前职位与权力体系中被“边缘化”后的感受。因此,我们将该因素命名为“职位边缘化”。因素二包括4个条目,反映公务员知觉到的其职务、级别、工作岗位在公职系统中难以得到进一步晋升、交流的状况。因此,我们将该因素命名为“升迁停滞”。

经探索性因素分析所得两因素间具有中等程度的相关(

r

= 0.51,

p

< 0.01),职位边缘化、升迁停滞分别与总分的相关为0.86、0.88 (

p

< 0.01),说明两因素既共同反映了相同构念的内容,又具有一定程度的独立性。职位边缘化、升迁停滞的内部一致性信度系数(Cronbach α)分别为0.85和 0.81,总问卷的内部一致性系数为0.87,表明职业生涯高原问卷的信度较好。

3 研究2：公务员职业生涯高原结构的验证及信效度检验

3.1 研究方法

选取江西省南昌、九江、新余、景德镇、萍乡、宜春、赣州共7个地市的研究样本,采用本研究所开发的公务员职业生涯高原问卷,将 10个测量条目在不同维度上进行交叉排列,以Likert 5点等级量表来计分。通过各地公务员培训与学习班、党校、机关单位来搜集数据,样本覆盖面宽、来源广泛,具有代表性,基本涵盖了该省各地区、层级、单位的公务员。采用集中发放问卷,当场回收,研究人员进行现场指导,并强调本调查的学术目的和匿名性。总共发放1250份问卷,回收有效问卷1037份,有效回收率为 82.96%。由于本次问卷调查所搜集的样本量较大,我们通过计算机将其随机分为两半,一半样本(

n

= 517)用于验证性因素分析,另一半样本(

n

= 520)用于考察职业生涯高原与效果变量的关系。在样本一(

n

= 517)中,男性占 67.4%,女性占32.6%; 已婚占 88.3%,未婚占 11.7%; 中专及其以下占 5.7%,大专占 32.0%,本科占 53.9%,研究生及其以上占8.4%; 乡镇占10.5%,县区市占17.6%,设区市占56.7%,省直占13.4%,其他地区占1.8%;副乡科级占 19.4%,正乡科级占 33.3%,副县处级占 19.2%,正县处级占 11.7%,其他职级占 16.4%;领导职务占70.3%,非领导职务占29.7%; 30岁(含)以下占18.1%,31～35岁占14.2%,36～40岁占21.5%,41～45岁占 21.7%,46～50 岁占 10.4%,51～55 岁占11.4%,55岁以上占2.8%; 调查对象的平均工龄为19.89年,标准差为 10.003。采用 SPSS16.0和LISREL8.30统计软件对数据进行统计分析。

3.2 研究结果

3.2.1 验证性因素分析

采用验证性因素分析(CFA)来验证公务员职业生涯高原两因素结构。验证性因素分析技术的关键在于通过比较多个模型之间的优劣,来确定最佳匹配模型。从前面的探索性因素分析(EFA)结果可知,公务员职业生涯高原是一个两因素的结构,包括升迁停滞和职位边缘化。但这两个因素之间具有显著的相关,那么,公务员职业生涯高原是否为单维度结构,即单因素模型？本研究对单因素模型和双因素模型进行比较。选择的拟合指数包括 χ

、df

、χ/

df

、RMSEA、SRMR、IFI、CFI、GFI。验证性因素分析结果见表2、表3所示。

表2 公务员职业生涯高原的验证性因素分析结果

表3 双因素结构模型中各潜变量在外源变量及误差上的负荷

从表2所呈现的模型拟合指数的结果来看,单因素模型的χ

/df

值超过了5,RMSEA值超过了0.08,SRMR值超过了0.06,说明单因素模型的拟合情况较差。相对而言,双因素模型的各项拟合指数明显较好,达到可接受的临界水平,并且与单因素模型比较,

Δ

χ为 128.45、

Δdf

= 1,达到 0.001 的显著水平,我们接受拟合效果更好的双因素模型,这一结果也说明我们编制的公务员职业生涯高原问卷具有较好的结构效度。

3.2.2 信度分析

对样本二(

n

= 517)的数据进行信度分析。其中,升迁停滞、职位边缘化两个分量表的内部一致性Cronbach α信度系数分别为0.82、0.85,总问卷的内部一致性系数为 0.89,所有的信度系数均高于0.70的推荐值。这表明,公务员职业生涯高原问卷的信度质量比较理想。同时也说明,研究2和研究1中,公务员职业生涯高原问卷信度比较稳定。

3.2.3 效标检验

根据《公务员法》和其他相关法规,如《党政领导干部选拔任用工作条例》、《公务员职务与级别管理规定》,我国选任制和委任制公务员大多具有工作任期制度。选任制公务员每一职务任期大约5年,在任期届满后,如果不能晋升,便可能体会到“仕途停滞”感,而委任制公务员如果在同一职位或职级上连续工作满 5年以上,如果无法改变,也同样可能存在“仕途停滞”感。在本研究的访谈和开放式问卷调查中,接受调查的公务员也普遍认为,如果在某一职级或职务连续工作满5年,还得不到提拔升迁的话,晋升的希望就比较小。在以往文献中,Slocum 等(1985)、Savery (1989)、Tremblay 和Roger (1993)也通过不同的企业样本进行测量均发现,如果企业员工在当前职位上的任职时间达到或超过5年,便可判定其达到了职业生涯高原阶段。综上考虑,我们选择了三个效标。

首先,在问卷中编制了一个题目,要求调查对象根据实际情况评估自己“在未来 5年内晋升的可能性”。该题采用5级计分,1表示“完全可能晋升”,5表示“完全不可能晋升”。通过对样本数据进行相关分析,结果发现,公务员的“升迁停滞”与其感知的“未来 5年内晋升的可能性”显著负相关(

r

=-0.57,

p

< 0.01),公务员的“职位边缘化”与其感知的“未来5年内晋升的可能性”显著负相关(

r

=-0.28,

p

< 0.01)。其次,考虑到中国公务员管理体制的特殊性,如公务员的职级与职务既有联系又有区别,职务指公务员所具有的岗位头衔称谓,主要体现工作能力和职责大小,如科长、处长、县长、局长、厅长等;职级指一定职务层次所对应的级别,主要体现资历,如县长所对应的职级一般是县处级正职,与正处级、调研员可能为相同级别。职务与职级不一定具有“同步性”,比如存在“高职低就”和“低职高就”的情况(施康,2006; 刘欣,2014),我们采用独立样本t检验方法进行差异分析,结果发现：(1)任目前职级5年以上的公务员,其升迁停滞得分(

M

= 3.18,

SD

= 0.96)显著高于5年以内者(

M

= 2.85,

SD

= 0.99) (

t

= 3.79,

p

< 0.01),其职位边缘化得分(

M

= 2.85,

SD

= 0.90)也高于5年以内者(

M

= 2.70,

SD

= 0.87) (边缘显著,

t

= 1.77,

p

< 0.10)。(2)任目前职务5年以上公务员,其升迁停滞得分(

M

= 3.24,

SD

= 0.97)显著高于5年以内者(

M

= 2.85,

SD

= 0.98) (

t

= 4.17,

p

<0.01),其职位边缘化得分(

M

= 2.90,

SD

= 0.92)也显著高于5年以内者(

M

= 2.69,

SD

= 0.86) (

t

= 2.49,

p

< 0.05)。以上结果表明,公务员职业生涯高原测量问卷,对公务员晋升和工作任期具有较好的区分度,如果5年没有得到升迁,公务员容易出现职业生涯高原状态。同时,上述结果表明公务员感知的升迁停滞与职位边缘化程度有差异,这也在一定程度上说明公务员职业生涯高原双因素结构的合理性。

最后,职业成功(career success)是个体职业生涯发展最重要的结果,指的是个体在工作经历中逐渐积累和获得的积极的心理感受(主观职业成功),以及与工作相关的成就(客观职业成功) (Seibert,Grant,& Kraimer,1999)。在当代职业生涯管理领域中,个体主观的或心理成功感日益受到学者们的重视。职业满意度(career satisfaction)是个体从自身的角度,采用内在的标准对其职业生涯发展状况的总体性评价与感受,是衡量个体主观职业成功的最重要的、普遍采用的指标(Heslin,2005)。理论上,职业生涯高原是公务员知觉到的一种严重的负性职业发展状态,与职业成功应是相反的结果。

为了检验上述假定,同时考虑到问卷的长度问题,我们在问卷中加入一道题目,请公务员评价“对目前职业发展现状的总体满意度”,采用 Likert 5点计分,1表示“非常不满意”,5表示“非常满意”。该题目来源于Greenhuas、Parasuraman和Wormley(1990)编制的职业满意度问卷,该指标目前被学术界广泛用于测量主观职业成功。我们假设：公务员职业生涯高原与自评的职业满意度负相关。对公务员职业生涯高原和职业满意度进行相关分析结果表明,公务员的升迁停滞与职业满意度呈现显著的负相关(

r

= -0.41,

p

< 0.01),公务员的职位边缘化与职业满意度同样呈现显著的负相关(

r

= -0.54,

p

<0.01)。该结果验证了我们的假设,说明当公务员处于职业生涯高原状态时,对自身职业生涯发展满意度的评价也不高。

3.2.4 公务员职业生涯高原在人口学因素上的特征

进一步通过独立样本

t

检验、单因素方差分析和相关分析,探讨公务员职业生涯高原在人口统计学因素上的特征。结果表明：(1)公务员的升迁停滞在性别(

M

= 2.99,

SD

= 0.98,

M

= 2.94,

SD

=0.97,

t

= 0.56,

p

> 0.05)上不存在显著差异,公务员的职位边缘化在性别(

M

= 2.75,

SD

= 0.86,

M

=2.78,

SD

= 0.92,

t

= 0.30,

p

> 0.05)上也不存在显著差异; (2)公务员的升迁停滞在地区因素上不存在显著差异(

F

(4,486)

=

0.51,

p

> 0.05),职位边缘化在地区因素上差异显著(

F

(4,478)

=

3.36,

p

< 0.05),经事后多重比较发现,县区市公务员(

M

= 2.69,

SD

=0.90)的职位边缘化显著高于乡镇公务员(

M

= 2.69,

SD

= 0.90); (3)已婚公务员的升迁停滞(

M

= 2.99,

SD

= 0.96)与未婚公务员(

M

= 2.78,

SD

= 1.03)的差异不显著(

t

= 1.52,

p

> 0.05),已婚公务员的职位边缘化(

M

= 2.72,

SD

= 0.84)与未婚公务员(

M

= 2.87,

SD

= 0.97)的差异不显著(

t

= 1.07,

p

> 0.05); (4)领导职务公务员的升迁停滞(

M

= 2.97,

SD

= 0.96)与非领导职务公务员(

M

= 3.01,

SD

= 1.02)的差异不显著(

t

= 0.37,

p

> 0.05),但是,非领导职务公务员的职位边缘化(

M

= 3.01,

SD

= 0.88)显著地高于领导职务公务员(

M

= 2.67,

SD

= 0.87) (

t

= 3.92,

p

< 0.01);(5)最后,公务员的升迁停滞与其年龄显著的正相关(

r

= 0.32,

p

< 0.01),与其工作年限显著地正相关(

r

= 0.28,

p

< 0.01),与其教育程度显著的负相关(

r

=-0.22,

p

< 0.01),公务员的职位边缘化与其年龄的相关不显著(

r

= 0.08,

p

> 0.05),与其工作年限的相关也不显著(

r

= 0.01,

p

> 0.05),但与其教育程度显著的负相关(

r

=-0.20,

p

< 0.01)。以上结果不仅能初步反映中国基层公务员的职业生涯高原现状,也为本研究开发的公务员职业生涯高原问卷的有效性提供了更多的证据。

4 研究3：职业生涯高原与公务员职业心理与行为的关系

职业生涯发展是人们获得成就感和价值感的重要来源。而较早进入职业生涯的停滞期,往往会使他们发生机能失调,产生挫败感,进而降低工作积极性和组织的效能。正是由于职业生涯高原所引发的一系列问题,使得该现象成为人力资源管理研究的重要内容。以往研究证实,职业生涯高原会对企业员工的工作满意度、组织承诺、组织认同、工作绩效、缺勤、工作投入、工作压力、离职等一系列工作态度与行为变量产生消极影响(Lemire,Saba,&Gagnon,1999; McCleese,Eby,Scharlau,& Hoffman,2007; Ji-hyun & Jinkook,2008; 余琛,2006; 李华,2006; 谢宝国,龙立荣,2008; 白光林,凌文辁,李国昊,2011)。

但值得注意的是,以上研究主要针对的是企业员工,职业生涯高原与公务员职业心理与行为关系的研究尚是空白。更重要的是,从中国公务员的历史与现状来看,与企业员工的高流动性不同,公务员队伍的离职率极低,这是不争的事实。例如,在我们的前期访谈中,管理部门和访谈对象普遍反映,即使职位多年无法升迁,也很少有公务员会选择离职。此外,公务员的工作绩效的标准、绩效考核与评价的机制问题一直是困扰中国公共管理的一个难题,这一点也与企业员工有着明显的差异(王骚,2011)。因此,作为一项探索性的研究,为了揭示职业生涯高原与公务员心理与行为的关系,同时检验公务员职业生涯高原问卷的预测效度,在综合考虑以上因素后,我们拟选择组织承诺、职业倦怠与工作退缩行为作为公务员职业生涯高原的效果变量。

4.1 研究假设

组织承诺(organizational commitment)反映个人对所属组织的参与、忠诚和认同(Meyer & Allen,1984)。高组织承诺的员工会主动增加工作投入,创造更高的工作绩效,从而提升组织绩效。公务员对政府的组织承诺也是保持公务员队伍稳定、提高行政效率的重要手段,提高公务员对政府的组织承诺,意义深远(安世民,蔺全录,2007)。总所周知,中国公务员的职业生涯运动轨迹与发展结果受组织与体制因素的影响较大,且公务员向组织外部流动、主动离职的机会也较少(梁文懋,杨龙兴,2006; 梁丽芝,郑凤娇,2007)。一方面,根据归因理论(attribution theory)和人类成就归因中的“自我服务偏差”倾向(self-service bias) (Weiner,1985)来推测,公务员很可能将高原状态归因于与组织、政策、体制等相关的外因,并因此而降低对组织的承诺。另一方面,根据社会交换理论(Blau,1964),长期处于职业生涯高原状态的公务员,也容易产生受到组织不公正对待的感受,会降低自己回报组织的义务感,可能表现为降低对组织的承诺。例如,针对企业员工样本的研究证实,职业生涯高原与情感承诺存在负相关关系(Ji-hyun & Jinkook,2008; 谢宝国,龙立荣,2008),但对继续承诺和规范承诺的影响还缺乏研究。根据组织承诺的三维度理论,情感承诺强调对组织的情感依恋,规范承诺强调留在当前组织的义务感知,情感承诺与规范承诺间一般存在显著的正相关(Allen & Meyer,1990),可推测职业生涯高原与公务员对组织的情感承诺、规范承诺间存在正相关关系。而继续承诺强调对离职的成本感知,是一种功利性的结果,由于公共组织在中国社会的先天“优越性”,职业发展越“停滞”,越可能强化公务员对于离开公共组织所带来利益损失的感知,而不得不继续留在组织中。因此,我们提出如下假设：

假设1

：职业生涯高原与公务员的组织承诺相关。具体而言,升迁停滞、职位边缘化分别与其对组织的情感承诺负相关,与继续承诺正相关,与规范承诺负相关。

从职场压力的视角来看,职业生涯高原也是一种与组织和工作相关的工作压力源,职业倦怠则是目前被广泛关注的一种职业压力症状。职业倦怠(occupational burnout),也称工作倦怠、工作耗竭、职业枯竭等,指一种情绪耗竭、犬儒主义及个人专业效能降低的现象,是对工作中长久的情绪和压力的持续反应,表现为身体上的耗竭与长期性的疲倦,感觉无助与无望,进而对工作、生活或其他人产生负面的观念及态度(Maslach & Jackson,1981)。其中,情绪耗竭是指个体情绪与情感处于极度疲劳状态,乃至无法应付工作之需要; 犬儒主义又称为讥诮态度、情感疏离等,是指个体以消极、否定或麻木不仁的态度对待工作,以应对耗竭,这是对工作本身的态度; 专业效能包含对过去和现在的成就感的满足,可评估个体未来继续努力工作的可能(Maslach,Jackson,& Leiter,1996)。

对公务员而言,升迁的停滞,以及职位的边缘化,会在一定程度上导致公务员体验到不同程度的职业发展压力。一般而言,人们都带着期望到工作中,每个人都有成长的动机,希望在组织中不断成长。对于那些具有较高期待的公务员来说,如果期望没有得到满足,在工作中没有获得认可与提升,同时受体制的限制,又没有办法进行灵活的职业发展规划,人生中又缺乏其他的机会时,很容易产生压力,增加焦虑、恐惧等不良情绪。在以往文献中,“工作压力→工作倦怠”的模型已得到广泛支持(Schaufeli & Taris,2014)。根据资源保存理论(the conservation of resources,COR) (Hobfoil,1989)来推测,公务员的升迁停滞与职位边缘化,会导致个体资源的实际的、潜在的损失,因而感知到压力和威胁,工作资源的相对缺乏,会进一步对身心反应产生负面影响,引发工作倦怠感。这一推论在其他样本的研究中也得到初步的证实,如研究发现,企业员工和教师的职业生涯高原与工作倦怠正相关(陈子彤,金元媛,李娟,2011; 赵寅汝,2012)。因此,我们提出以下假设：

假设2

：公务员职业生涯高原与职业倦怠相关。具体而言,升迁停滞、职位边缘化分别与情绪耗竭正相关,与犬儒主义正相关,与专业效能负相关。

工作退缩行为(Withdrawal behavior)是组织成员在维系组织运作与工作角色关系的前提下,逃避工作角色和工作任务的一种行为,例如不合理的迟到、早退,找借口逃离工作、擅离岗位、缺勤、假装生病等(Hanisch & Hulin,1990)。由于这些行为背后的原因与机制存在某些共性,研究者统称之为退缩行为。人们的行为会受到情绪和认知的影响,当员工处于消极情绪时,更容易引发工作退缩行为(Judge,Scott,& Ilies,2006)。如研究发现,退缩行为可能是源于工作满意度的下降,以“闹情绪”方式表现出来,也可能是个体面临角色冲突和工作压力的一种被动性应对方式(Griffeth,Gaertner & Sager,1999; Taris,Schreurs,& van Iersel-van Silfhout,2001)。

如同前面的分析,从归因的角度来看,公务员很可能将职业生涯高原归因于与公共管理组织、政策、体制等相关的外因。根据社会交换理论,处于职业生涯高原状态的公务员,会体验到组织不公正对待的感受,但在公共组织中,公开的报复或离职行为一般较为少见,公务员更容易做到的是减少对工作的投入,减少在组织中的主动参与行为,即更多地表现出退缩行为。中国文化强调以和为贵、遇事忍为先,因此在长期面对职业发展停滞时,基层公务员更可能出现消极情绪和负面认知,增加公务员身心双方面回避工作的倾向,例如消极怠工、拒绝帮助、“出工不出力”、“在其位不谋其政”等。作为国家公共管理系统中的公务员,退缩行为不仅会给个人和组织带来消极影响,还有可能给社会和民众带来长久的负面效应。因此,我们提出以下假设：

假设3

：公务员职业生涯高原与工作退缩行为正相关。具体而言,公务员升迁停滞与工作退缩行为正相关、职位边缘化与工作退缩行为正相关。

4.2 方法

4.2.1 样本

(1)样本一来自江西省南昌、九江、新余、景德镇、萍乡、宜春、赣州共7个地市的共1037名处级(含)以下的基层公务员中随机分配的另一半样本(

n

= 520),问卷调查方法和数据收集过程与研究2相同,该样本量也相对较大,基本覆盖了各级、各类公务员。在该样本中,我们同时测量与收集了公务员职业生涯高原与组织承诺的数据,我们基于该样本来检验假设 1。其中,男性占 67.1%,女性占32.9%; 已婚占 90.2%,未婚占 9.8%; 中专及其以下占 2.2%,大专占 31.1%,本科占 59.9%,研究生及其以上占 6.8%; 乡镇占 8.6%,县区市占 13.5%,设区市占61.3%,省直占15.3%,其他地区占1.2%;副乡科级占 20.7%,正乡科级占 32.1%,副县处级占 18.6%,正县处级占 11.8%,其他职级占 16.8%;领导职务占 69.7%,非领导职务占 30.3%; 30岁以下占18.4%,31～35岁占17.9%,36～40岁占16.3%,41～45岁占22.7%,46～50岁占11.7%,51～55岁占10.5%,55岁以上占2.5%; 调查对象的平均工龄为19.51年,标准差为9.64。

(2)样本二来自湖北省某厅级单位及其下属的2家单位的公务员,研究人员对不同部门的公务员进行现场问卷调查,并当场收回问卷。问卷内容主要涉及公务员职业生涯高原、职业倦怠和工作退缩行为。共发放问卷250份,有效回收问卷230份,有效回收率为92%。样本二集中于某一特定的机关系统,主要为处级以下公务员,虽然样本量小于样本一,但被试在性别、学历、年龄、工龄与职级上分布比较均匀,样本代表性较强,我们基于该样本的数据来检验假设2和假设3。其中,男性占57.8%,女性占42.2%; 学历为中专及以下占2.6%,大专占8.3%,本科占 48.7%,研究生及以上占 40.4%; 在年龄上,25岁以下占 4.3%,26～30岁占 22.2%,31～35岁占 22.2%,36～40 岁占 16.5%,41～45 岁占12.6%,46岁以上占 22.2%; 工龄为 5年以下者占29.1%,6～10年者占 17.4%,11～15年者占 13%,16～20年者占12.2%,21年以上占28.3%; 办事员占28.7%,科员占 43.9%,副科级占 11.7%,正科级占10%,副处级占4.8%,正处级占0.9%。

4.2.2 测量工具

职业生涯高原

。采用本研究所编制的公务员职业生涯高原问卷,包含“升迁停滞” (4个测量项目)和“职位边缘化” (6个测量项目)两个维度,将10个测量项目在不同维度上进行交叉排列,以 Likert 5点计分,1表示“完全不符合”,5表示“完全符合”。在样本一中,升迁停滞、职位边缘化两个分量表的内部一致性α系数分别为0.83和0.85,总问卷的内部一致性系数为 0.89; 在样本二中,升迁停滞、职位边缘化两个分量表的内部一致性 α系数分别为0.91和0.89,总问卷的内部一致性系数为0.92。这表明,本研究开发的公务员职业生涯高原问卷的信度较为稳定。

组织承诺

。采用Allen和Meyer (1990)编制的三维度组织承诺问卷(即情感承诺、继续承诺和规范承诺),该问卷被国内外的众多研究普遍使用。采用Likert 5点等级量表计分,1表示“完全不同意”; 5表示“完全同意”。在本研究的样本一中,情感承诺、继续承诺和规范承诺的α系数分别为0.76、0.79和0.80,总问卷的α系数为0.89。

职业倦怠

。采用Maslach等开发的MBI-GS (第三版)量表(Maslach Burnout Inventory-General Survey),该量表是国际上应用最广的职业倦怠测量工具,适用更广泛职业领域的员工职业倦怠水平的测评(Maslach et al.,1996)。该量表包括三个维度,分别是情绪耗竭、犬儒主义、专业效能,共16个测量项目,采用Likert 5点计分,1表示“非常不同意”,5表示“非常同意”。在本研究的样本二中,情绪耗竭、犬儒主义、专业效能的的α系数分别为0.81、0.72和0.76,总问卷的α系数为0.87。

工作退缩行为

。采用Lehman和Simpson (1992)编制的退缩行为问卷,共4个测量项目,如“我不想上班”、“我对目前的工作不愿全力以赴”,采用Linkert 4点记分,1表示“从不如此”,4表示“始终如此”。在本研究的样本二中,该问卷的内部一致性α系数为0.74。

4.2.3 变量测量的验证性因素分析

对样本一中的变量构建了一个五因素的测量模型(升迁停滞、职位边缘化、情感承诺、继续承诺、规范承诺),基于样本一的数据(

n

= 520)进行验证性因素分析,五因素模型的各项拟合指数如下：χ= 955.75

、df

= 265

、

χ/

df

= 3.61、RMSEA = 0.07、SRMR = 0.06、IFI = 0.95、CFI = 0.94、NFI = 0.93、NNFI = 0.94。模型拟合的结果比较理想,这说明在样本一中变量测量之间具有较好的区分效度。同样,我们对样本二中的变量构建了一个六因素的测量模型(升迁停滞、职位边缘化、情绪耗竭、犬儒主义、专业效能、工作退缩行为),基于样本二的数据(

n

= 230)进行验证性因素分析,各项拟合指数如下：χ= 869.68

、df

= 390

、

χ/

df

= 2.23、RMSEA =0.07、SRMR = 0.07、IFI = 0.96、CFI = 0.96、NFI =0.93、NNFI = 0.96。模型拟合的结果同样比较理想,这说明在样本二中变量测量之间也具有较好的区分效度。

4.2.4 共同方法偏差的控制与检验

由于本研究采用问卷调查法,所有的问卷题目均由被试本人填答,因此测量中可能存在共同方法偏差(common method bias)问题。在程序控制上：(1)本研究在数据收集过程中强调匿名性、保密性以及数据仅限于科学研究的说明; (2)在不同变量的测量项目上采用不同的计分方式,例如有的测量问卷采用Likert 5点计分,有的则采用Likert 4点计分; (3)对不同问卷采用不同的反应方式,如有的采用同意程度,有的采用符合程度,有的采用行为频次。由于程序控制只能对共同方法偏差起到部分的修正作用,我们采用统计方法进一步检验共同方法偏差效应。

首先根据 Podsakoff,MacKenzie,Lee和Podsakoff (2003)的建议,我们进行了Harman单因子检验,也就是同时对所有变量的测量项目进行未旋转的主成分因素分析。如果得到了多个因子,且第一个因子解释的变异量没有超过40%,则表明共同方法变异问题并不严重。本研究中,样本一的未旋转的主成分因素分析结果表明,有4个因子的特征根值大于 1,且第一个因子解释的变异量只有24.17%; 样本二有 6个因子的特征根值大于 1,第一个因子解释的变异量只有 27.07%。这一结果初步说明本研究中的共同方法偏差问题并不严重。

考虑到单因子方法检验共同方法偏差的局限性,进一步通过控制非可测潜在因子影响法检验共同方法偏差(Anderson & Williams,1992)。即将共同方法偏差作为一个潜变量进入结构方程模型,允许所有的标识变量在该方法潜变量上负载,通过比较含有共同方法偏差潜变量与不含方法潜变量的两种情况下的拟合程度,来检验共同方法偏差效应。通过比较样本一中两模型的χ和

df

的差值可知,当在五因素模型中加入一个共同方法变异因子后,模型的卡方值并没有得到显著的改变(

Δdf

= 25,Δχ=35.63)。当在样本二的六因素模型中加入一个共同方法变异因子后,模型的卡方值也没有显著的改变(

Δdf

= 30,Δχ= 41.02)。此外,样本一与样本二在纳入共同方法因子前后两模型的RMSEA、CFI、IFI、NFI、NNFI等主要拟合指标的改变在0.01～0.02之间,其改变并不显著。因此可判定,加入共同方法偏差因子后,模型并未得到十分明显的改善,即共同方法偏差对模型中的变量关系并未产生显著影响,基于本研究的数据得出的职业生涯高原与各效果变量的关系是可信的。

4.3 结果

表4呈现的是公务员职业生涯高原、组织承诺、职业倦怠、工作退缩行为的描述性统计及相关分析结果。

以职业生涯高原为自变量,分别以组织承诺的三个维度(情感承诺、继续承诺、规范承诺)、职业倦怠的三个维度(情绪耗竭、犬儒主义、专业效能)和工作退缩行为作为因变量,采用层级回归(Hierarchical Regression)分析方法探讨职业生涯高原与各结果变量之间的关系。控制变量包含性别(1为男,0为女)、年龄、教育程度和职务(1为领导职务,0为非领导职务)。表5为层级回归分析的汇总结果。

表4 变量的描述性统计与相关分析结果

层级回归分析的结果表明,控制人口学变量后,公务员的升迁停滞与组织情感承诺(β = 0.11,

p

>0.05)、继续承诺(β = 0.01,

p

> 0.05)、规范承诺(β =0.05,

p

> 0.05)的相关均不显著; 公务员的职位边缘化与组织情感承诺显著地负相关(β = -0.37,

p

< 0.01),与继续承诺显著地正相关(β = 0.15,

p

< 0.05),与规范承诺的负相关边缘显著(β = -0.11,

p

< 0.10),本研究的假设1得到部分支持。其次,公务员的升迁停滞与情绪耗竭显著地正相关(β = 0.22,

p

<0.01),与犬儒主义同样显著地正相关(β = 0.19,

p

<0.05),但与专业效能的相关不显著(β = -0.05,

p

>0.05); 公务员的职位边缘化与情绪耗竭显著地正相关(β = 0.48,

p

< 0.01),与犬儒主义同样显著地正相关(β = 0.52,

p

< 0.01),与专业效能显著地负相关(β =-0.46,

p

< 0.01),本研究的假设2基本得到支持。最后,公务员的升迁停滞与工作退缩行为的相关不显著(β = 0.09,

p

> 0.05),但职位边缘化与工作退缩行为具有显著的正相关(β = 0.52,

p

< 0.01),假设3得到部分支持。此外,在上述结果中不难发现,公务员升迁停滞虽然能在一定程度上引发职业倦怠(如与情绪耗竭、犬儒主义正相关),但相对而言,职位边缘化却是一种更为严重的职业生涯高原状态,其消极影响更为严重。

表5 公务员职业生涯高原与各效果变量的层级回归分析

5 讨论

5.1 公务员职业生涯高原现象及概念结构

某一构念的结构模型一般通过两条途径来建构：一是理论驱动型,即在文献分析与理论的基础上进行建构; 二是数据驱动型,主要通过因素分析来实现。鉴于以往针对企业员工职业生涯高原的研究中,缺乏统一、权威的理论基础及结构模型,加上受文化与制度的约束,中国公务员职业生涯发展轨迹比较特殊,本研究主要基于经验数据“自下而上”地建构公务员职业生涯高原的结构模型。本研究的“升迁停滞”维度主要是从外显的、可见的“流动”角度来刻画公务员的职业生涯高原,不仅包含针对企业员工研究所提出的层级高原(Milliman,1992; Bardwick,1986; 谢宝国等,2008)、结构高原(Joseph,1996)以及针对中小学教师研究中的层级高原(寇冬泉,2007)所表达的晋升或向上流动的含义,即职业生涯纵向运动的“晋升”,还包含中国公务员职业生涯发展中较为特殊的横向交流、调动与转任等职务的变化,即横向运动的“交流”。无论“升”还是“迁”对公务员而言都有着同等的意义。在中国现行公务员管理体制下,也唯有“升迁”二字最能概括公务员职业生涯运动的特殊、丰富的含义。

本研究的“职位边缘化”维度主要是从内隐的、不可见的“权力”角度来刻画公务员的职业生涯高原,具有更强烈的主观心理体验色彩,体现了公务员职业生涯高原的特殊性,与谢宝国等人(2008)提出的“中心化高原”也有区别。在企业中,员工即便没有获得职位晋升,也可能被组织赋予更大的工作职权与责任,或者被纳入到核心的决策团队中。但在党政机关等公共组织中,组织结构为典型的“金字塔”式科层结构,职务、级别往往与特定的权力、责任和待遇挂钩,等级森严,不容错乱,故有“在其位,谋其政”,“不在其位,则不谋其政也”的说法,因而在公务员中难以出现类似于企业员工的中心化高原。对于公务员而言,职务级别的升迁往往伴随着权力资源与社会影响力的变化,二者如影随形。换言之,公务员在升迁停滞的同时,容易感知到所拥有权力和资源的相对静止或减少,即影响力下降。更进一步,在遭遇升迁停滞与影响下降后,公务员会感受到不被上级和组织重视,由此产生低成就感与失落感,“门前冷落车马稀”正是其后果的写照。

不过,在本研究中并没有发现企业员工中广泛存在的内容高原维度(Milliman,1992; Bardwick,1986; Joseph,1996; 谢宝国等,2008)。究其原因,可能与组织背景的差异有关。目前,企业组织中技术更新速度快,员工的知识技能与学习能力是适应竞争、取得职业成功的关键要素。但在公共组织中,官僚行政文化仍占主导地位,公务员“官本位”思想比较严重,很多公务员在设定目标的过程中,无疑会把“晋升”、“当领导”作为实现人生价值的唯一目的或途径(杜兴洋,田进,2011)。在影响公务员职业生涯发展和工作胜任的因素中,人际关系、政治背景、思想品德往往是极为重要的因素(何胤,2005; 候奕斌,2007)。因此,除了少量专业技术性职务类型的公务员外,公共组织对员工知识和技能的要求总体上不如企业组织高,这在本研究前期访谈中也有相同的发现。因而,内容高原在公务员群体中并不凸显,也是容易理解的。

5.2 公务员职业生涯高原的现状特征

本研究发现,在中国基层(处级以下)公务员群体中,存在较为普遍的职业生涯高原现象。当陷入职业生涯高原状态时,最直接的表现就是职务、职级升迁调动的停滞(升迁停滞),更严重的是公务员所拥有的权力、资源减少,个人影响力下降,不被领导和组织重视、发展无望所导致的心理上的困扰(职位边缘化)。具体而言,我们通过

t

检验发现,基层公务员的职业生涯高原在性别、婚姻上不存在显著差异。相关分析表明,随着年龄的增长,公务员职业生涯高原状况越严重,这一特征在两个维度上具有一致性,其中以 45岁以上的公务员的职业生涯高原最为明显。并且,由于工龄与年龄具有较高的相关(

r

= 0.92,

p

< 0.01),所以在工龄上也基本呈现与年龄一致的情况。此外,本研究还发现,职业生涯高原与教育程度显著地负相关,其基本趋势是教育程度越高,职业生涯高原状况越好,这与当前干部选拔中对“年轻化”、“知识化”的要求是一致的。

中国是一个具有两千多年封建官僚传统的国家,自古以来就有“官者,管也”的文化传统。在职务上,本研究发现相对于领导职务,非领导职务公务员感知的职业生涯高原更为严重。由于领导职务的权力相对较大,地位较高,在某种程度上来讲,许多长期居于非领导职务系列的公务员觉得自己“有职无权”,或“无职无权”,处于边缘化状态,缺乏影响力,个人成就感低便是必然的结果。我国政府公务员领导职务与非领导职务的划分虽然为公务员提供了“两个职业发展通道”,但由于在非领导职务中,只有极少数的公务员能晋升到上一级领导职务,专业技术人员很难沿着非领导职务的系列向上攀升(宋斌,2010)。而高层次的非领导职务(如调研员)往往成了给担任领导职务的公务员以高一级职务待遇的“虚职”,这就直接造成领导职务的“通道”吸引力依然大于非领导职务,这种“官本位”的制度设计思路使得公职人员都想方设法往领导职务的目标奋斗(施康,2006)。

5.3 职业生涯高原与公务员职业心理与行为的关系

本研究通过层级回归分析,在控制了重要的人口学变量后,考察了职业生涯高原与公务员的多种职业心理与行为效果变量(如组织承诺、职业倦怠、退缩行为)的关系。首先,众多研究证实企业员工的职业生涯高原与情感承诺的负向关系(Ji-hyun &Jinkook,2008; Lemire et al.,1999; Chay,Argee,&Chew,1995; Allen,Poteet,& Russell,1998; 谢宝国,龙立荣,2008)。本研究同样证实,职位边缘化对公务员的组织情感承诺产生显著的消极影响。与我们的假设一致,本研究还发现,职位边缘化会在一定程度上削弱公务员对组织的规范承诺,同时也会增强公务员对组织的继续承诺。但本研究同时发现,升迁停滞与公务员的组织情感承诺、继续承诺和规范承诺的相关均不显著。这说明,对于组织承诺,职业生涯高原不同维度的预测作用存在差异,职位边缘化是更为显著的预测源。

与企业员工不同,公务员的收入稳定,有良好的社会保障和福利待遇,工作环境和条件较好,职业地位和职业声望较高,使得公务员成为一个热门职业。对公务员而言,放弃工作的损失较大,而重新就业的风险和难度也较大,这对年龄较大、工龄较长、学历较低的公务员更是如此。因此,即便遭遇职业生涯高原,但继续承诺却越发增强,这可能也是公务员队伍低离职率的一个原因。另一方面,在公共组织中,公务员群体大多直接受共产党与政府多年的培养和教育,文化素质、思想政治觉悟普遍较高,受制度的管束也较多,随着年龄与工龄的增长,其忠诚于组织的规范承诺应该不低。但本研究证实,职业生涯高原不仅降低公务员对组织的情感承诺,增强继续承诺,也会在一定程度上削弱公务员的规范承诺。

本研究还表明,职业生涯高原不仅会导致公务员的职业倦怠,还会促发工作退缩行为。例如,升迁停滞会造成公务员在工作中表现出更多的情绪耗竭和犬儒主义的现象,这显然会对工作效率带来消极影响; 而职位边缘化会导致公务员出现更多的情绪耗竭、犬儒主义、退缩行为,还会降低专业效能感。有意思的是,本研究再次发现,相对于升迁停滞,职位边缘化对各效果变量(组织承诺、职业倦怠、工作退缩行为)均有更加显著的预测作用,这一研究结果再次说明公务员职务升迁的复杂性。这也说明,对于公务员而言,职位边缘化是一种更应值得关注和重视的职业生涯高原状态,对公务员工作态度与行为的影响更为消极。

目前,国内缺乏公务员职业生涯高原及其后果的研究,本研究基于公务员群体的研究发现既有特殊性,也进一步丰富了职业生涯高原的研究。由于组织承诺、职业倦怠、工作退缩行为也可能与公务员的工作投入、工作绩效以及众多工作偏差行为相关联,那么,公务员职业生涯高原是否能引发“心理偏差”、“不平衡感”以及职业价值的扭曲,是否能导致当前中国社会普遍关注的官员“腐败行为”、“不作为”或者“过度行为”呢？这是未来值得研究的问题,本研究给我们带来一些重要的启示,未来可从不同理论视角(例如归因、公平、社会交换、社会比较等)进行深入探究。

5.4 研究贡献与展望

本研究采用层层递进的深度访谈、多阶段大样本问卷调查的方法,通过“自下而上”地探索并验证了公务员职业生涯高原的双因素理论结构,即体现“工作流动”的“升迁停滞”,体现“权力影响”的“职位边缘化”,这一理论结构提炼出中国公共组织中公务员职业生涯发展停滞现象的本质与特色,有助于我们深入理解中国公务员职业生涯发展规律,并做好公共组织成员的职业生涯管理。本研究开发出公务员职业生涯高原问卷,具有良好的信度和效度,符合心理测量学标准,可应用于未来研究,以及公职人员职业生涯高原的咨询、诊断与干预。此外,本研究还考察了公务员职业生涯高原对一系列重要的职业心理与行为结果的影响,有助于认识职业生涯高原对公务员个人和公共组织所造成的负面影响。但作为一项探索性的研究,本研究对公务员职业生涯高原现象的研究还并不深入。未来的研究可在此基础上,进一步探讨公务员职业生涯高原对一些严重的工作偏差行为(如贪污腐败或行政不作为等)的影响机制,可从个人层面、组织层面、政策层面考察引致公务员职业生涯高原的前因以及公务员的心理反应,还可针对公务员职业生涯高原现象开展一些咨询、诊断、管理对策及干预研究。

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