职业生涯早期员工的工作满意度、组织承诺与离职倾向关系研究

李宪印，杨博旭，姜丽萍，左文超，张宝芳

(1. 曲阜师范大学 管理学院，山东 日照 276826；2. 对外经济贸易大学 国际商学院，北京 100029； 3. 江南大学 商学院，江苏 无锡 214122)

一、引言

麦可思年度《中国大学生就业报告》显示，近年来，应届生离职率均超过30%。企业年轻一代员工的高离职率现象已引起学者们的关注，并且赋予这一代青年特殊的标签——“新生代”[1-2]。从职业生涯理论的视角来看，“新生代”员工正处于职业生涯早期，具有许多共性特征。职业生涯早期阶段员工在“职业化”过程中，容易产生理想与现实的冲突，公司利益与个人发展的冲突等问题，进而会影响其工作稳定性，职业生涯早期离职可能影响个人“职场学习”的连续性，不利于个人提升和职业目标的实现。对组织而言，职业生涯早期员工是组织活力的重要来源，对人才的培养需要从职业生涯早期开始[3]，而职业生涯早期员工的离职，将给组织带来各种有形和无形的损失。职业生涯早期员工“组织化”的过程也是组织承诺形成和提升的过程，其职业发展和组织承诺的形成具有同步性。工作满意度在员工组织承诺形成过程中具有重要的影响[4]，较高的组织承诺又可以有效降低员工的离职倾向[5]。然而，对职业生涯早期员工而言，其工作满意度、组织承诺与离职倾向之间的关系有待进一步的探索。

以制造企业职业生涯早期知识技能型员工为研究对象，对其工作满意度的构成要素及其对离职倾向的作用机制进行研究，并引入组织承诺作为中间变量，探索组织承诺在工作满意度与职业生涯早期员工离职倾向之间的多重中介作用，对于制造业企业创新人力资源管理政策，推行“人本管理”理念，提升年轻知识技能型员工的工作满意度，吸引并留住富有创造力的年轻员工，降低员工流动率，稳定员工队伍，具有积极的理论和实践价值；对于我国培养青年科技人才和高水平创新团队，实现我国制造业转型升级和创新型国家建设具有重要的战略意义。

二、文献与研究假设

(一)职业生涯早期工作满意度与离职倾向

Super(1957)指出，职业生涯是个体所经历的时间的演变方向及其发展历程，包含了个体在生活中以及职场中扮演的各种角色，包括有偿和无偿的工作，也包含了个体发展中所从事的副业、公民等角色，从而呈现出独特的自我发展形态。施恩(Schein)将职业生涯分为成长、幻想、探索阶段，进入职场，接受培训，获得早期资格，职业中期等9个阶段[6]。格林豪斯(Greenhaus)的职业生涯五阶段论：职业准备阶段(0-18岁)、进入组织阶段(18-25岁)、职业生涯初期(25-40岁)、职业生涯中期(40-55岁)以及职业生涯后期(55岁以后)。本文根据已有职业生涯阶段理论，将职业生涯早期定义为员工进入职场逐步“组织化”的过程，并将这一过程限定为10年以内[7]，年龄一般在20-35岁。

工作满意度是员工对职业和工作的总体感受，是员工与组织进行社会交换过程中对组织的主观评价。当员工从组织获取的报酬达到或超出预期时，员工的工作满意度将会提高，并通过高绩效等方式回馈组织；反之，则表现为低工作满意度，员工可能产生离职倾向。工作满意度与离职倾向的关系已经得到众多实证支持。彭川宇(2008)的实证结果表明，对于知识型员工而言，工作满意度同样是影响其离职的重要前因变量，提高工作满意度有利于降低知识型员工的离职倾向[8]。

基于以上论述，本文提出假设H1：职业生涯早期员工工作满意度对离职倾向具有显著的负向影响。

(二)职业生涯早期员工的组织承诺与离职倾向

1991年Meyer和Allen对组织承诺相关理论进行了总结和发展，提出了组织承诺的三维结构模型，并为学术界广泛认可。该模型认为，组织承诺由情感承诺、持续承诺和规范承诺三个维度构成。

在整个职业生涯中，员工个体的组织承诺水平始终处于变化状态。从进入某一组织开始，员工的组织承诺就开始形成，当他离开组织时，个体的组织承诺的水平会迅速降低为零。社会认同理论指出，员工不断获得并维持对现有组织的认同。对职业生涯早期员工而言，如果对组织认同感加强，组织承诺水平会提升，这时他们会想法留在组织中。Gatling等研究结果表明，组织承诺不但对离职倾向具有显著负向影响，还能作为中介变量，传导真实型领导对离职倾向的负向影响[9]。

基于此，本文提出以下假设：

H2a：职业生涯早期员工情感承诺对离职倾向具有显著的负向影响。

H2b：职业生涯早期员工规范承诺对离职倾向具有显著的负向影响。

H2c：职业生涯早期员工持续承诺对离职倾向具有显著的负向影响。

(三)工作满意度与组织承诺

关于工作满意度对组织承诺的影响目前存在三种观点，第一种观点认为，工作满意度是组织承诺重要的内生变量，Shalini的实证研究结果支持这一观点[10]；Vladica等(2014)将工作满意度划分为内部满意度和外部满意度进行的实证研究，得出了类似的结论。第二种观点则认为组织承诺先于工作满意度，Sedat、Bekir和Ali等(2015)以酒店员工为研究对象进行了实证研究，结果发现组织承诺对工作满意度的正向预测作用显著。第三种观点认为，两者之间存在相互作用，但不存在直接的因果关系。对于职业生涯早期而言，由于入职时间短，自身并未完全内化到组织之中，其组织承诺水平相对较低，而工作满意度是员工对工作的情感或态度，随着时间的推移，这种情感或态度将会逐渐影响员工对组织的态度，进而影响员工的组织承诺。因此，对于职业生涯早期员工而言，工作满意度也对组织承诺具有正向的促进作用，并提出以下假设：

H3a：职业生涯早期员工工作满意度对情感承诺具有显著的正向影响。

H3b：职业生涯早期员工工作满意度对规范承诺具有显著的正向影响。

H3c：职业生涯早期员工工作满意度对持续承诺具有显著的正向影响。

(四)组织承诺的中介效应

工作满意度是员工对当前工作的反映，不会直接影响员工的离职倾向，工作满意度通过其它中介变量对离职倾向产生影响。组织承诺可以作为员工对组织的联系纽带，在个体变量与组织变量之间具有重要的中介作用。实证研究表明，组织承诺不但可以做前因变量和结果变量，还可以作为中介变量发挥作用。Azusa等(2016)研究了跨国公司本土化对离职倾向的影响，结果发现跨国公司本土化对白领工人离职倾向的影响是通过组织承诺的中介作用实现的。

那么，对于处于职业生涯早期的员工而言，组织承诺是否在工作满意度与离职倾向之间起到中介作用，组织承诺的三个维度，情感承诺、规范承诺和持续承诺是否都有中介效果，仍有待于进一步探索。基于此，我们提出以下假设：

H4a：职业生涯早期员工情感承诺在工作满意度与离职倾向之间起到部分中介作用。

H4b：职业生涯早期员工规范承诺在工作满意度与离职倾向之间起到部分中介作用。

H4c：职业生涯早期员工持续承诺在工作满意度与离职倾向之间起到部分中介作用。

四、研究设计

(一)样本选择

本研究的样本数据来自20家大型企业，涉及电信、机械加工和房地产等行业。数据收集采用分层随机抽样方法。为保证问卷的可靠性和有效性，提前告知参与调查的被试，调查结果仅用于科学研究，并对其所有信息予以保密。总共发放问卷600份，回收问卷503份，问卷收集后，将存在空白选项、答卷者个人信息缺失、答案选项过于片面集中等问题的问卷剔除，最终得到有效问卷389份，有效回收率为65%。在所有受访者中，男性158人，占40.6%，女性231人，占59.4%；工龄在1-8年的员工累计占79.2%，30岁以下的员工累计占72.2%。

(二)测量工具

工作满意度的测量使用《职业生涯早期工作满意度量表》，该量表的编制参考了同类文献的原理和方法[11-12]，包括6个维度：薪酬与福利、领导行为、工作本身、人际关系、工作胜任和个人发展，共35个问题。量表总体的克伦巴赫(Cronbach)α信度系数为0.925。

组织承诺测量采用学术界广泛认可的Meyer等人开发的组织承诺量表[16]，共有15个题项，包括情感承诺、持续承诺和规范承诺三个分量表，信度系数分别是0.82、0.83、和0.74。

离职倾向的测量采用翁清雄等人(2010)设计的离职倾向量表，包括四个题项，该量表一致性信度系数为0.755。

本研究的问卷采用李克特五点量表法计分，从“非常不符合”、“不符合”、 “不确定”、“符合”到“非常符合”5个层次，按1-5计分。

五、数据分析与结果

(一)量表信度效度检验

1.信度分析

对数据进行信度分析结果显示，工作满意度量表整体的Cronbacha α信度系数为0.906，工作满意度六个维度的α系数在0.738-0.873之间，α系数均大于0.7，表明工作满意度量表测量结果稳定可信；组织承诺量表整体的Cronbacha α信度系数为0.781，组织承诺三个维度的α系数在0.719-0.824之间，α系数均大于0.7，测量结果稳定可信；离职倾向量表的Cronbacha α信度系数为0.854大于0.8属于高信度范围，其结果稳定可信。

2.效度分析

组合信度(CR)和平均萃取变异量(AVE)是效度检验常用的指标，本文同样使用CR、和AVE来分别检验变量的聚合效度和区分效度，结果如表1所示。

由表1可知，工作满意度、组织承诺和离职倾向三个变量各维度的CR值在0.748～0.875之间，均大于临界值0.6，表明三个变量均具有良好的聚合效度。

表1 变量相关系数

(二)共同方法变异偏差

由于受到公司文化、工作背景、个人特质等因素的影响，测量过程中可能存在共同方法变异，为了保证研究结果的可靠性，需要对共同方法变异进行检验和控制。本研究采取Podsakoff 等提出的程序和统计补救方法，使共同方法变异达到最小化。具体操作方法如下：首先，问卷设计过程中，排除项目的顺序效应，设置逆向问题，尽量降低题目之间的相似性；其次，在调查过程中，向被试保证调查的私密性，尽量消除其对个人信息泄露的担忧；最后，在问卷的题项和提示语设计中，采取中性的表达方式。尽管如此，程序控制并不足以完全消除共同方法变异偏差，需要在数据分析阶段进行共同方法偏差检验。本文采用Harman 单因子分析法对同源(Common Source)方差进行评估。在未进行旋转的情况下进行探索性因子分析，结果表明，工作满意度第一个因子解释的方差为30.7%，累计解释总方差为62.2%；组织承诺第一个因子解释的方差为27.3%，累计解释总方差为57.0%。两个变量第一个因子解释的方差只占累积总方差的1/2，单个因子均不能解释所有的变异，由此可以认为，数据不存在共同方法变异。

(三)假设检验

1.直接效应检验

本文采用温忠麟等(2004)的中介效应检验方法[13]，对组织承诺在工作满意度与离职倾向的关系中的中介作用进行检验。该程序的第一类错误和第二类错误比率之和通常比单一检验方法小，既可以做部分中介效应检验也可以做完全中介效应检验。

以工作满意度为内生变量，以离职倾向为外生变量，建立基础结构方程模型，检验工作满意度对离职倾向的直接作用效果。模型中，工作满意度作为高阶因子，包括薪酬与福利，领导行为、工作本身、人际关系、工作胜任和个人发展满意度等维度。运行AMOS 20.0统计分析软件，得到模型的适配度指标如表2所示。

如表2所示，基础模型的各项适配度指标中，卡方自由度之比(χ2/df=2.420)、拟合度指标(GIF=0.877、CIF=0.919)、简约适配指标(PGIF=0.723)和残差均方根(RMR=0.053、RMSEA=0.060)，除GFI值略低于临界值，其他指标均达到临界标准，表明模型与数据适配良好，可以进行下一步假设检验。

构建工作满意度与离职倾向结构方程模型，运行数据，得到各变量之间的路径系数，以检验变量之间的相互影响的程度。假设检验结果显示，工作满意度对离职倾向的影响显著(P<0.001)，工作满意度对离职倾向影响的标准化路径系数为-0.696，假设H1成立。

在假设H1成立的基础上，建立中介效应结构方程模型，以检验组织承诺的中介作用。以工作满意度为内生变量，以离职倾向为外生变量，以情感承诺、规范承诺和持续承诺为中介变量，建立中介效应结构方程模型，对组织承诺三个维度的中介作用进行检验。运行AMOS 20.0软件，得到中介作用模型的适配度指标以及变量之间的路径系数和假设检验结果(见表3)。

如表3所示，中介效应结构方程模型适配度指标中，卡方值与自由度之比(χ2/df=2.290)、拟合度指标(GFI=0.902、CFI=0.924)、简约适配指标(PGFI=0.732)和残差均方根(RMR=0.054、RMSEA=0.057)，所有适配度指标均达到临界标准，表明模型能够与数据适配良好，可以进一步做假设检验。

表2 结构方程模型适配度

假设检验结果可知，工作满意度对情感承诺、规范承诺和持续承诺的正向作用均具有统计显著性，标准化路径系数分别是0.90、0.57和0.45，假设H3a、H3b和H3c均通过了假设检验；情感承诺对离职倾向标准化路径系数为-0.73，也通过了显著性检验，假设H2a成立。而工作满意度对离职倾向、规范承诺对离职倾向和持续承诺对离职倾向的路径系数没有通过显著性检验，假设H2b和H2c不成立，表明工作满意度、规范承诺和持续承诺对离职倾向不存在显著预测作用，没有显著影响。

表3 路径系数和假设检验结果

注：***表示P<0.01。

2.中介效应检验

目前，关于分步中介作用的检验，一般需要进行sobel检验，但是sobel检验对样本量要求较高，而bootstrap方法更适用于对中小样本中介效应的显著性检验(方杰等，2012)[14]。虽然本文样本量满足研究需要，但从数量上依然不属于大样本的范畴，鉴于此，本文选取bootstrap方法进行多重中介作用检验。以离职倾向为内生潜变量，以工作满意度为外生潜变量，以组织承诺的三个维度为中介变量建立中介作用模型，并利用Amos 20.0，将bootstrap抽样值设置为3000，得到中介作用检验结果(见表 4)。

表 4结果显示，组织承诺的三个维度中，在95%的置信水平下，情感承诺的中介效应置信区间为[-0.341，-1.165]，未包含0，双侧检验P=0.001<0.05，表明情感承诺中介效应显著，中介作用为100%，属于完全中介效应，假设H4a成立；而规范承诺和持续承诺中介效应置信区间分别为[-0.027，0.016]和[-0.024，0.037]，置信区间中包含0，双侧检验P>0.05，表明规范承诺和持续承诺的中介作用并不显著，假设H4b和H4c不成立。

(四)结论与讨论

本文研究了制造业职业生涯早期知识技能型员工工作满意度对其离职倾向的作用机制，并检验了组织承诺的多重中介效应，主要研究结论如下：

1.职业生涯早期员工的工作满意度对其离职倾向具有显著的负向影响，标准化路径系数为-0.696，且明显高于其他职业生涯阶段员工工作满意度对离职倾向的影响。对于职业生涯早期员工而言，一方面，由于其入职时间较短，对组织的依赖相对较小，离职成本较低；另外，处于职业生涯早期阶段的员工对工作产生不满时，离职可能性更大。

第二，职业生涯早期员工工作满意度对组织承诺具有显著的正向影响，工作满意度对组织承诺三个维度的影响大小依次为情感承诺、规范承诺和持续承诺。这一结论支持工作满意度是组织承诺的内生变量这一观点。职业生涯早期阶段是员工组织承诺形成的重要时期，在这一阶段，员工对工作的态度会逐渐内化为对组织的态度，提高工作满意度是培养员工组织承诺的重要手段。

表4 中介效应显著性检验

第三，职业生涯早期员工情感承诺对离职倾向具有显著的负向影响，而规范承诺和持续承诺对离职倾向的影响并没有得到支持。这一结果证实了情感承诺在员工早期工作经历中的重要作用。对于职业生涯早期的员工而言，职业转换成本较低，离职后不会有大的损失。

第四，情感承诺在工作满意度对离职倾向的影响中起到完全中介作用，而规范承诺和持续承诺不具有中介作用。这表明，在职业生涯早期，员工工作满意度对员工离职不存在直接的影响，而是通过情感承诺对离职倾向间接发生作用。

六、对策建议

1.转变用人标准，创新招聘体制

对于处于职业生涯早期的青年人，工作目的已经不仅是为了温饱，更多地是追求自己的兴趣和自我价值的实现。因此，职业生涯早期员工的工作满意度也呈现多元化和立体化，既包括对传统的薪酬福利、工作本身等方面的满意度，更涉及到人际关系、个人发展等方面。同时我们必须认识由于职业生涯早期员工职业锚不稳定[15]，职业转换成本相对较低，一旦工作无法满足其基本需求，很容易选择离职。因此，公司在招聘过程中，充分考虑公司需求与员工需求的匹配性，设置合理的用人标准，创新招聘程序和甄选工具，确保招聘到“最合适”的人才。另外，对职业生涯早期的员工来说，科学的培训课程体系，一方面帮助他们快速提升工作技能，另一方面使员工树立与公司文化相一致的价值观，快速融入工作团队，改善工作满意度和组织承诺水平。

2. 培养并留住青年科技人才，提高企业竞争力

企业之间的竞争已经不单纯是资本投入的竞争，而是科技人才的竞争。职业生涯早期员工是企业未来发展的主力军，职业生涯早期有理想、有本领、有担当，企业就有希望，因此培养并留住青年人才，是企业未来发展的基本前提。职业生涯早期员工刚踏入工作岗位时，需要进行入职后的培养问题，促使新员工尽快适应工作岗位，“导师制”是较为有效的办法。“导师制”可以有效缩短员工与新环境的“磨合”期，较快的适应新岗位，并且对于密切新老员工之间的关系很有帮助。事实上，导师的职责相当宽泛，导师不仅要在业务、技术方面对新员工进行“传、帮、带”，还要在思想上进行引导，帮助新员工转变工作态度，快速适应新岗位。推行“导师制”需要做到：对基层来讲，能够更好地促使徒弟加快从导师身上获得工作技能和工作经验；对中高层来说，导师的管理方法和领导艺术可以对“徒弟”产生潜移默化的作用，提高整个组织的执行力。

另外，推行“导师制”，需要制度作保障。实现导师的物质和精神方面的激励，明确徒弟在与导师的关系中的义务和责任，规范师徒双方具体的考核标准等。需要特别指出的是，在对双方的考核中，对导师的考核比对徒弟的考核意义更为重大。

3. 创新体制机制，重视员工的职业生涯规划

面对新时期的青年一代，转变管理思想，创新管理体制机制，是稳定员工队伍，提高企业绩效的关键举措。在中国存在比较浓厚的论资排辈现象，职业生涯早期员工缺少职业成长平台和晋升空间，在工作中容易受到挫折，降低工作满意度，甚至导致员工流失。因此，人力资源管理部门应该更加重视处于职业生涯早期阶段员工的职业规划，不断创新青年员工的晋升机制，为青年员工设立规范通畅的职业发展通道，保证职业生涯早期员工与其他员工处在一个公平的竞争平台上，对于改善青年员工的归属感和忠诚度，提高工作满意度，降低青年员工的流失率，集聚人力资源，提高公司在人力资源市场上的竞争力具有积极意义。

4.创新公司文化，推行人本管理，提高员工组织承诺水平

职业生涯早期的员工情绪敏感、崇尚个性，强调自我，对工作、对同事或者对公司政策稍有不满就可能离职。新生代员工的高离职率问题已然成为管理学界的一个全新的课题。制造业企业人力资源管理政策需要与时俱进，从根本上创新组织文化，推行人本管理，以适应当前职业生涯早期人力资源结构转变的时代特征。为此，管理层需要摒弃传统的人事管理思想，创新企业文化，重塑企业价值观来凝聚员工；坚持“人本管理”，人力资源工作紧紧围绕 “人”这个核心，一切管理活动以培养人、发展人为前提，最大限度地开发员工潜能，激发职业生涯早期员工创新精神和企业家精神，以全新视角看待员工离职倾向，鼓励和支持企业员工内部创业，实行聘用与合作双轨机制，以提高员工组织承诺水平，降低离职率。

[1]阳立高, 龚世豪, 韩 峰. 新生代劳动力供给变化对制造业升级的影响研究——基于新生代劳动力供给和制造业细分行业数据的实证[J]. 中国软科学, 2015(11):136-144.

[2]朱永跃,夏正晶,马志强. 真实型领导、组织支持感与新生代研发人员敬业度的关系研究[J]. 中国科技论坛,2014(12):119-124.

[3]刘 洋. 美国国家科学基金会人才培养使用机制对中国的启示[J]. 中国科技论坛, 2017(6): 171-177.

[4]徐碧琳,李 涛. 基于网络联盟环境的工作满意度、组织承诺与网络组织效率的关系研究[J]. 南开管理评论,2011(1):36-43.

[5]Anastasios Z, Panayiotis Constanti, Antonis L Theocharous. Job involvement, commitment, satisfaction and turnover: Evidence from hotel employees in Cyprus [J]. Tourism Management, 2014, 41: 129-140.

[6]Schein E H. Career anchors revisited: Implications for career development in the 21st Century [J]. Academy of Management Executive, 1996, 10(4): 80-88.

[7]李宪印, 杨博旭, 杨 娜,等. 职业生涯早期员工工作满意度与离职倾向——基于多维度工作满意度分析[J]. 经济与管理评论, 2016(3): 79-88.

[8]彭川宇. 职业承诺对知识员工心理契约、工作满意度及离职倾向关系的研究[J]. 科学学与科学技术管理, 2008(12): 167-171.

[9]Gatling A, Kang H J A, Kim J S. The effects of authentic leadership and organizational commitment on turnover intention [J]. Leadership & Organization Development Journal, 2016, 37(2):181-199.

[10]Shalini Srivastava. Job satisfaction and organizational commitment relationship: Effect of personality variables [J]. The Journal of Business Perspective, 2013, 17(2): 159-167

[11]李宪印,杨 娜,刘钟毓. 大学生学业成就的构成因素及其实证研究——以地方普通高等学校为例[J]. 教育研究,2016(10):78-86.

[12] Lee X, Yang B, Li W. The influence factors of job satisfaction and its relationship with turnover intention: taking early-career employees as an example [J]. Anales De Psicología, 2017, 33(3): 697-707.

[13]温忠麟, 张 雷, 侯杰泰,等. 中介效应检验程序及其应用[J]. 心理学报, 2004, 36(5): 614-620.

[14]方 杰, 张敏强. 中介效应的点估计和区间估计:乘积分布法、非参数Bootstrap和MCMC法[J]. 心理学报, 2012, 44(10):1408-1420.

[15] Schein E H. Career anchors revisited: Implications for career development in the 21st century [J]. Academy of Management Executive, 1996, 10(4):80-88.