组织职业生涯管理对高职院校教师职业生涯成功的影响

戚正楠

(浙江农业商贸职业学院 人事处，浙江 绍兴 312000)

随着国家“双高计划”的启动实施，培育高水平高职院校师资队伍成为推动高职院校和专业群建设的重要任务。当前，高职院校在师资队伍的建设上除了持续加大人才引进力度外，也开始重视组织职业生涯管理体系的构建。对教师开展职前培养、入职培训、在职研修、企业轮岗等一系列组织职业生涯管理措施，已成为高职院校师资队伍建设的常态化举措。但是高职院校的这些措施能否像企业的组织职业生涯管理那样，既能有效提升个体的职业生涯状况，又能确保实现组织的既定发展目标，需要进一步探索研究。职业生涯成功作为衡量教师个体职业生涯现状及发展的重要指标之一，不仅是教师个人职业生涯目标的追求，也是学校组织职业生涯管理水平的体现。[1][2]鉴于此，可以从高职院校教师职业生涯成功的角度来研究探讨组织职业生涯管理对学校师资队伍建设和发展的作用。

职业生涯成功(Career Success)最早由Thorndike提出，作为职业生涯管理领域的重要内容，是该领域理论探索与研究的初衷和目的。[3]Seibert和Kraimer认为，职业生涯成功是一种来源自个体职业生涯中取得的心理成就和获得的实际成果[4]，该定义得到了目前大多数学者的认可。[5]后续的研究将职业生涯成功划分成主观职业生涯成功和客观职业生涯成功[6]，前者通常以个体的职业满意度进行衡量，后者则通常用个体组织内外的职业竞争力来衡量。[7]个体职业生涯的成功取决于多种因素，而所在组织是影响职业生涯成功的一个重要因素。已有研究发现，组织因素中的组织规模、组织业绩、组织支持、组织职业生涯管理活动等均能对个体的职业生涯成功有显著影响。[8]随着职业生涯发展的多元化，组织职业生涯管理对个体职业生涯成功的作用愈发明显，这使得相关研究成为了该领域的焦点之一。

组织职业生涯管理是一种更有具体性和针对性的组织管理行为[9]，通过组织层面为个体构建职业发展体系和制定实施方案，从而促进员工职业发展。[10]已有研究表明，组织职业生涯管理不仅能为组织提升整体绩效，还能满足个体职业发展需求。[11]因此，组织职业生涯管理和个体职业生涯成功之间有着显著的正相关关系。[12]随着研究的深入，Chao等(1992)的研究发现，组织职业生涯管理可以显著提升个体的职业满意度。[13]Dreher和Ash的研究指出，个体在组织职业生涯管理的作用下能够获得更多的职位提升机会和更高的加薪机会，且更易拥有较高的职业满意度。[14]Allen等(2003)的研究也得出结论，组织职业生涯管理不仅能够正向作用于主观职业生涯成功，也能显著正向影响客观职业生涯成功。[15]由此，本研究假定，学校的组织职业生涯管理是高职院校教师实现个人职业生涯成功的重要因素。

基于已有的研究成果可知，以往研究在考察组织职业生涯管理和职业生涯成功关系时，多以企业人员作为研究对象，鲜少涉及教师这一群体，对高职院校教师的相关研究更为少见。因此，本研究将高职院校教师作为研究对象，在分析该群体职业生涯成功状况和学校组织职业生涯管理水平的基础上，进一步研究两者之间的关系，以期在国家推进“双高计划”期间，为促进高职院校教师职业发展以及政府和学校在高职院校教师队伍的建设与管理方面提供理论依据及实践启示。

1 研究方法

1.1 研究样本

本研究选取来自浙江、上海、江苏、北京、广东等省市的高职院校教师为调查对象，采用网络问卷和纸质问卷结合的方式收集数据。发放问卷共计500份，回收问卷467份，回收率为93.4%。剔除有明显作答规律和填答不完整的问卷后，共获得440份有效问卷，有效率为94.21%。

此次有效样本中，在性别上，男性教师168人，占42.3%，女性教师254人，占57.7%；在年龄分布上，30岁及以下的111人，占25.2%，31—40岁的261人，占59.3%，41—50岁的60人，占13.6%；51岁及以上的8人，占1.8%；在教育程度上，本科及以下的131人，占29.8%，硕士286人，占65%，博士23人，占5.2%；在职称上，初级职称及以下106人，占24.1%，中级职称253人，占57.5%，副高职称77人，占17.5%，正高职称4人，占0.9%；在学校规模上，200人及以下的占16.1%，201—400人的占58.6%，401—600人的占13.4%，601人及以上的占11.8%；在学校性质上，公办学校教师366人，占83.2%，民办学校教师74人，占16.8%。

1.2 变量测量

本研究采用已有文献中被国内外广泛使用和验证的测量量表，具有较高的信度和效度，并结合本研究所涉及的特定情境进行个别的表述修改。

(1)组织职业生涯管理的测量。本研究采用Sturges等人在2002年编制的组织职业生涯管理量表简洁版作为测量工具。该量表为单维度结构量表，包含了9个题项。[16]在不改变量表原本选项含义的基础上，用“教师”“学校”等表述替换“员工”“企业”等相关表述。量表采用Likert 5分法，1表示“非常不符合”，5表示“非常符合”，用以计算整体的得分，分数越高表明学校的组织职业生涯管理水平越高。该量表在国内外广泛运用，具有较好的信度和效度。本研究中，组织职业生涯管理量表的Cronbach’s α系数为0.884。

(2)主观职业生涯成功的测量。本研究采用的是Greenhaus等(1990)编制的职业满意度量表测量主观职业生涯成功。该量表为5个题项的单维度结构量表。[17]采用Likert 5分法，1表示“非常不符合”，5表示“非常符合”，计算量表得分，分数越高表明高职院校教师的主观职业生涯越成功。该量表经过多次的使用验证，Cronbach’s α系数均在0.80以上。本研究中，主观职业生涯成功量表的Cronbach’s α系数为0.835。

(3)客观职业生涯成功的测量。量表选择严圣阳等依据Edy的职业生涯成功标准修订的职业生涯成功量表中的职业竞争力部分作为测量工具，该量表共计6道题项。[18]整个量表采用Likert 5点计分，1表示“完全不同意”，5表示“完全同意”，得分越高，表明高职院校教师的客观职业生涯越成功。以往的研究表明，该量表具有较好的信度和效度。在本研究中，客观职业生涯成功量表的Cronbach’s α系数为0.858。

(4)控制变量。本研究选取性别、教育程度、职称、学校规模和学校性质作为控制变量。

1.3 分析方法

本研究使用SPSS 25.0软件对调查数据进行统计处理，采用描述性统计分析、相关分析和回归分析等统计方案，对学校组织职业生涯管理同高职院校教师职业生涯成功的内在关系进行分析。

2 研究结果

2.1 描述性统计分析

由表1可知，高职院校教师的总体职业生涯成功均分为3.71±0.70，其中主观职业生涯成功均分为3.70±0.78，客观职业生涯成功均分为3.72±0.75，学校组织职业生涯管理水平均分为3.84±0.70。高职院校教师的总体职业生涯成功、主观职业生涯成功和客观职业生涯成功及学校组织职业生涯管理水平均高于各自的量表理论中值，表明总体职业生涯成功、主观职业生涯成功、客观职业生涯成功和组织职业生涯管理水平的得分均呈中等偏上水平。

表1 因变量和自变量的描述性统计

2.2 相关分析

表2为本研究的各变量相关系数。根据表2可知，主观职业生涯成功同组织职业生涯管理(r=0.698，P<0.01)呈显著正相关，客观职业生涯成功同组织职业生涯管理(r=0.709，P<0.01)也有显著正相关。可以初步说明，组织职业生涯管理对高职院校教师的主客观职业生涯成功均有正向影响，即学校组织职业生涯管理水平越高，高职院校教师的主客观职业生涯越成功，这为后续的研究提供了初步证据。

表2 变量的相关性分析

2.3 回归分析

为进一步研究学校组织职业生涯管理和高职院校教师职业生涯成功之间的内在联系，本研究采用分层回归分析方法，将职业生涯成功中的主观职业生涯成功、客观职业生涯成功作为因变量，组织职业生涯管理作为自变量，性别、教育程度、职称、学校规模和学校性质等作为控制变量，依次进行分析。分析前，对所有模型的拟合精度进行了检验，模型的Durbin-Watson统计量分别为1.988(≈2)和1.787(≈2)，说明模型中的残差之间相互独立，各变量均没有明显的相关性，模型的拟合精度较高。分析时，首先将控制变量放入模型1，再在模型1的基础上纳入本研究的自变量。分析后，对所有模型进行了共线性分析，分析结果中所有变量的容忍度均超过0.1最小临界值标准，方差膨胀因子(VIF)全部低于10的标准，且条件指标均低于30的临界水平，表明不存在多重共线性问题。回归结果如表3和表4所示。

表3 主观职业生涯成功的回归分析结果

表3的分析结果显示，模型1中的职称(P<0.001)、学校规模(P<0.05)对高职院校教师的主观职业生涯成功有显著统计学意义；模型2在模型1的基础上引入自变量组织职业生涯管理。分析结果显示，学校组织职业生涯管理对高职院校教师主观职业生涯成功有显著正相关(β=0.408，P<0.001)，即学校组织职业生涯管理水平的提高可以有效提升高职院校教师主观职业生涯成功。同时，R2也有了显著的增长变化，增加了51.6%的解释变异量。此外，职称(P<0.001)和学校规模(P<0.05)仍对因变量有明显的影响，但β值较模型1有所降低。

由表4可知，模型1中的职称(P<0.01)和学校性质(P<0.01)对高职院校教师客观职业生涯成功有显著统计学意义；模型2在控制了个体特征的基础上，纳入了自变量组织职业生涯管理，回归结果表明，学校组织职业生涯管理对高职院校教师客观职业生涯成功有显著的正相关(β=0.496，P<0.001)，即学校组织职业生涯管理水平可以有效提升高职院校教师客观职业生涯成功。同时，R2也有了显著的增长变化，增加了50.8%的解释变异量。此外，学校性质(P<0.01)仍有显著的统计学意义，但β值有所下降，而职称则无统计学意义(P>0.05)。

表4 客观职业生涯成功的回归分析结果

3 结论与展望

3.1 结果讨论

本研究针对浙江、上海、江苏、北京、广东等省市的高职院校教师展开调研，通过相关性分析和回归分析，探讨了学校组织职业生涯管理对高职院校教师职业生涯成功影响作用的内在机理。研究结果表明：(1)高职院校教师的主观职业生涯成功和客观职业生涯成功均处于中等偏上水平；(2)学校的组织职业生涯管理水平处于中等偏上水平；(3)学校的组织职业生涯管理均对高职院校教师的主观职业生涯成功和客观职业生涯成功有正向影响。

3.2 理论贡献

首先，本研究将高职院校教师作为此次研究的对象。当前关于职业生涯成功的组织因素研究多聚焦于企业人员、医务人员等群体，虽有学者关注到教师群体，但大多是研究本科院校教师、中小学教师和幼儿教师的职业生涯成功与组织因素之间的关系，高职院校教师的相关研究尚未得到学术界重视。因此，本研究拓宽了该领域的研究对象群体。

其次，本研究引入组织职业生涯管理这一变量，详细阐明了该变量对高职院校教师职业生涯成功的影响机制。虽有研究探索了组织规模、组织业绩、组织支持对职业生涯成功的影响机制，但是国内关于组织职业生涯管理和职业生涯成功之间关系的研究成果仍不够充分。故本研究扩充了现有职业生涯成功的组织因素影响机制的研究，丰富了相关研究成果。

3.3 实践启示

基于上述研究结论，本研究对高职院校现阶段的师资管理具有以下启示：一是学校应重视组织职业生涯管理正向作用。学校组织职业生涯管理水平的提高，不仅可以提高高职院校教师的个体职业满意度，而且可以提高该群体的个体职业竞争力，从而促进教师队伍质量和水平的提升。由此可见，高职院校要重视组织职业生涯管理工作。二是学校要不断完善组织职业生涯管理体系。以“双高计划”对高职院校教师的要求为导向，厘定所需的专业能力标准、教学能力标准、服务能力标准，为教师个体制定合适的职业发展规划，分阶段、分层次、分类别开展相关专业技能培训，使高职院校教师更容易获得职业生涯成功。三是学校需发挥组织职业生涯管理引导作用。通过对教师实施组织职业生涯管理，可以引导高职院校教师将个人职业发展目标和学校的发展规划结合起来，使二者相互依存、相互促进，推动学校可持续发展。

3.4 不足与展望

首先，本研究只基于组织因素开展探索研究，没有考虑家庭因素、社会因素等其他因素对高职院校教师的职业生涯成功产生的影响作用。未来研究可以探究多个因素对高职院校教师职业生涯成功的作用机制，完善相关理论模型。其次，本研究调查的数据属于横断面数据，未来研究可以采用跨时间、多波段等方式进行长期连续研究，进一步完善检验结果和研究结论。最后，本研究只对组织职业生涯管理和职业生涯成功两者的关系进行了探讨，在更深层次的分析上稍显不足，未来研究可以探索更多的变量来验证是否对两者的关系产生中介效应或者调节效应。