饭店业组织职业生涯管理对员工职业承诺及职业能力影响效果研究

孔海燕 罗润东 颜 麒

(1.山东大学威海分校商学院，山东威海 264209;2.山东大学劳动经济与人力资源研究中心，山东威海 264209;3.南京林业大学人文学院，江苏南京 210037)

1 引言

当今社会，随着技术进步、全球竞争以及组织结构变化，个人的职业能力变得越来越重要。个人不再像以往那样完全依赖组织来发展自己的职业生涯，而应该积极主动地管理自己的职业生涯，寻找符合自己的工作和组织(Hall，2002)。时代的发展需要个人担负起自我管理职业生涯的任务，因此个人应具备较高的职业生涯管理能力，在动态的职业生涯模式中，成功的人士通常都首先提高自己的职业能力，进而实现所期望的职业进步(Arthur，et al.，2005)。

受学习派代表人物詹姆斯·布赖恩·奎因(James Brian Quinn)的“智能型企业”(Intelligent Enterprise)的启发，美国管理学家亚瑟(Arthur，1995)提出了智能型职业能力的概念。智能型职业能力包括三种:“知道为什么”(knowingwhy)，“知道谁”(knowing-whom)，和“知道如何做”(knowing-how)(Arthur，et al.，1995)。“知道为什么”职业能力是指职业动机、人生价值、职业认同;“知道谁”职业能力是指与职业发展有关的各种关系和联系;“知道如何做”职业能力是指职业/工作相关技能与知识。在一个组织中，员工职业能力的提升有助于提高企业的核心竞争力(Arthur，et al.，1999)。人才是我国经济社会发展的第一资源①国务院印发《国家中长期人才发展规划纲要(2010－2020年)》，研究饭店企业员工的职业能力有助于提高我国饭店的核心竞争力。

尽管职业能力对于组织和个人都很重要，但该领域的研究多限于理论层面，缺乏系统的实证研究(Eby，et al.，2003)。如Arthur等(1995)对智能型职业能力的概念进行了系统的阐述。在分析概念的基础上，学者们进一步将职业能力与众所周知的管理能力进行比较，指出两者在概念、范围及时间范畴的不同之处。另有学者Defillippi和Arthur(1996)以及Inkson和Arthur(2001)讨论了智能型职业能力对组织和个人产生的意义，指出，员工的职业能力有利于提高企业的核心竞争力。这些成果为后继的学术研究提供了理论基础。随后，Kuijpers和Scheerens(2006)探索了职业能力与职业生涯成功之间的关系;Sturges等(2003)则通过调研发现，MBA教育是提高员工职业能力的有效途径。国内学者对职业能力进行了概念介绍，并进行了初步的分析和探讨。比如，彭剑锋和饶征(2003)提出了基于能力的人力资源管理方法;陈云川和雷轶(2004)分析了职业能力研究综述及发展趋势。虽然学者们对职业能力进行了相关研究，但系统的研究还没有充分展开，缺少有关中国饭店业职业能力理论研究和实证研究。只有探索影响职业能力发展的重要因素，才能为饭店和个人提供有价值的指导。本研究旨在探讨职业能力的影响因素，并运用结构方程检验饭店职业生涯管理、个人职业承诺以及职业能力之间的关系，以期为饭店和个人提供有价值的建议。

2 理论基础与研究假设

2.1 组织职业生涯管理与职业承诺的关系

组织职业生涯管理是指组织为了达成组织和个人的目标而采取的一系列旨在开发人的潜力的措施(龙立荣，等，2001)。组织在职业生涯管理中发挥着非常重要的作用(Hall，Moss，1998;Herriot，et al.，1994;Orpen，1994)。在传统的职业生涯体系中，组织发挥的作用主要是“命令和控制”(Baruch，2006)。如今，组织在员工的职业生涯管理中扮演的新角色就是作为职业生涯的开发者和支持者。饭店职业生涯管理是指饭店为帮助员工取得职业成功而采取的一系列措施和支持。要吸引和留住人才，饭店管理者必须重视员工的职业生涯发展并提供有效的支持。

职业承诺是一个人对其职业的态度(Blau，1985)，是个体与职业之间建立起来的一种心理纽带(Lee，et al.，2000)。我国学者认为，职业承诺是指由于个人对职业的认同和情感依赖、对职业的投入和对社会规范的内化而导致的不愿变更职业的程度(龙立荣，等，2000)。相比职业承诺低的人，职业承诺高的人对职业有更积极的态度。职业承诺受个人内在因素的影响(如控制能力的强弱)，也受环境等外在因素的影响(如上级监管的方式)(Iles，et al.，1990)。组织有效的职业生涯管理有助于提高员工的职业承诺(Noe，et al.，1990)。比如Eby等(2003)和Allen等(2004)经过研究发现，当员工意识到组织实施了一些有利于自己未来发展的措施时，他们就会更积极地投身于自己的工作中。因此，当饭店为员工的职业生涯发展提供有效支持时，员工就会更努力地工作，热爱并忠诚于饭店这一职业生涯。饭店职业生涯管理的实施与个人的职业承诺息息相关。基于以上分析，本文做出假设1:饭店职业生涯管理与职业承诺有正相关关系。

2.2 职业承诺与职业能力的关系

职业能力可分为三种:“知道为什么”(knowing-why)、“知道谁”(knowingwhom)和“知道如何做”(knowing-how)。这三种能力主要指人们的观点和信仰、知识和技能、以及人际网络等综合能力。职业承诺有助于提高个人的职业能力。Colarelli和Bishop(1990)研究发现，当一个人致力于自己的职业发展时，他会树立一个较高的目标，并采取行动去实现目标，即使遇到困扰也会坚持不懈。为了实现自己的职业目标，人们需要不断努力，主动工作，在追求目标实现目标的过程中提高了自身的职业能力(Crant，2000)。因此，对自己的职业发展有积极态度的人们可能表现出更高的“知道为什么”的职业能力。基于以上分析，本文做出假设2:职业承诺与“知道为什么”的职业能力有正相关关系。

职业承诺促使人们在职业生涯发展过程中不断地建立有利于职业成功的社交网络。当一个人热爱本职工作，并愿意在饭店行业继续发展的时候，他就会积极建立各种组织内部和外部关系。通过建立各种关系，个人可以从中获得多种信息(Granovetter，1974)，也可以从中获得各种支持(Higgins，Kram，2001)。因此，当人们热爱饭店工作并对饭店业有较高忠诚度的时候，就会积极建立各种业内外的关系网络，这意味着“知道谁”职业能力的提高。基于以上分析，本文做出假设3:职业承诺与“知道谁”职业能力有正相关关系。

Cheng和Ho(2001)通过研究发现，职业承诺激发人们的学习动机并使人们保持长期的学习积极性。当人们决定在某一行业发展自己的职业生涯时，就会愿意在教育方面投入较大资金，通过继续学习获得新知识新技能(McCloskey，McCain，1988)。致力于职业生涯发展的人们能不断提高新技术(Aryee，Tan，1992)，也能提高工作表现(Colarelli，1998)。Colarelli(1990)等研究爱岗敬业的员工拥有高水平的技能，他们经过年复一年的培训锻炼，使自己的技能达到炉火纯青。职业技能和工作知识的积累意味着“知道如何做”职业能力的提高。基于以上分析，本文做出假设4:职业承诺与“知道如何做”职业能力有正相关关系。

综上所述，我们提出了一个理论框架，其逻辑为:有效的组织职业生涯管理会对员工的职业承诺产生积极影响，而员工职业承诺水平的提高又将对“知道为什么”、“知道谁”、“知道如何做”三种职业能力产生积极作用(见图1)。

图1 组织职业生涯管理、职业承诺、职业能力的关系

3 研究方法

3.1 研究样本和数据采集

本研究采用配额抽样方法，在全国范围内的主要旅游城市进行问卷收集。根据豪华星级饭店在全国的分布情况，正式调查在北京、上海、天津、济南、青岛、杭州、苏州、广州、成都、三亚等主要旅游城市进行。调查对象为工作在50家四星级和五星级饭店的经理和主管。本次调查共发放问卷1000份，收回问卷907份。下表显示按照各地四星级、五星级饭店数量占国营饭店数量的百分比而列出的配额数(见表1)。

表1 各地四星级、五星级饭店数量占国营饭店数量的百分比而列出的配额数

在进行结构方程分析之前，需要对数据进行仔细的检查和筛选，以确保数据符合分析需要。因此，本研究详细检查了数据的缺失值、异常值、数据常态分布、及多元常态分布情况。异常值是指与其他案例有明显不同的资料点(Hair，et al.，2009)。因为异常值会影响到数据的平均值及正态分布，也可能会对模型适配度指标、参数估计以及标准误差等产生很大的冲击(黄芳铭，2005)，因此在进行模型分析前，首先应检验是否有异常值。

在结构方程中有两个取向可以用来识别观察值是否是异常值:一为模式独立取向，这种取向考虑观察值与其他大量资料点间的偏离情况;二为模式基础取向，这种取向是以一种特殊模式为基础的预测值来和观察资料点相对照，如果观察值极端地偏离此种预测值，那么这个观察值就是异常值(黄芳铭，2005)。模式独立取向又可分为单变项的检测或是多变项的检测。单变项的检测可以用分布图或茎叶图以及分数与样本平均数之距离来检测。多变项的检测比单变项复杂得多，一般可以用两种方式来检验:杠杆点以及影响性观察值，其中最常用来检测杠杆点的是马氏距离(Mahalanobis distance)。本研究综合运用了以上两种方法查找异常值。通过检验，在剔除了缺失值和异常值后，共保留780份有效问卷。经过数据筛选和分析后发现，所有的数据呈多元正态分布，适合进行结构方程分析。

3.2 测量工具

在变量测量方面，组织职业生涯管理以孔海燕等人开发的量表为基础，共13个题项(Kong，et al.，2011)。职业承诺的衡量使用Blau(1985)的五项指标。关于职业能力的测量项目，Eby等(2005)根据Arthur等(1995)的理论研究提出了职业能力测量标准，但该测量量表是在西方国家提出的，未必适合中国国情。因此，孔海燕通过在中国境内的调查与分析，提炼了量表(Kong，2010)。本研究采用的是提炼后的量表，包括:“知道为什么”、“知道谁”和“知道如何做”三个维度，所有变量均按里克特(Likert)七级量表测量。

3.3 数据分析

数据收集后，首先对每个结构的信度进行分析。信度指测验结果的一致性、稳定性及可靠性，一般多以内部一致性来加以表示该测验信度的高低。在信度分析合格后按如下顺序进行分析:首先检验每个个体测量模型;然后将正式调查收集的有效问卷随机分成相等的两部分，一部分用来进行探索性因子分析(EFA)，另一部分用来进行确定性因子分析(CFA);接着用所有数据检验总体测量模型;最后检验结构模型。其中确定性因子分析和结构方程均运用AMOS软件进行分析。

4 研究结果

4.1 描述性统计结果及各变量的信度检验结果

各变量的描述性统计和相关矩阵如表2所示，从中可以看出各变量的均值、标准差、Pearson相关系数、相关系数平方及信度Cronbach’s α值。结果显示各变量之间存在显著相关关系。在内部一致性方面，各变量的Cronbach’s α值介于0.84到0.90之间，超过了信度的最小标准0.7，表明内部一致性信度高(见表2)。

表2 各变量的描述性统计和相关系数矩阵

4.2 个体测量模型检验结果

(1)组织职业生涯管理个体测量模型检验结果

探索性因子分析最终得出3个维度，所解释的方差占总方差的65.92%，与孔海燕等的发现一致，这3个维度分别被命名为:职业考评，职业发展，职业培训(Kong，et al.，2011)。组织职业生涯管理变量的总体信度α值为0.90，三个维度的信度α值分布在0.78至0.89之间，表明这些构成组织职业生涯管理结构的项目具有很好的内部一致性和稳定性。

为了检验3个维度量表的有效性，本研究用随机分离的另一部分数据进行确定性因子分析。通过模型的拟合优度指标来考察其与原始数据的拟合程度。最终模型的拟合优度指标如下:卡方(x2)=278.58，自由度(df)=62，比较拟合优度(CFI)=0.92，拟合优度(GFI)=0.90，近似误差均方根指标(RMSEA)=0.08。以上数据显示模型与数据拟合较好。每个结构的平均提取方差值(average variance extracted，AVE)都大于0.50，说明聚合效度很好。(分别为职业考评，0.56;职业发展，0.52;和职业培训，0.64)。聚合效度(convergent validity)是指测量同一个结构的测量项目相关性要高(Hair，et al.，2009)。并且三个维度的AVE值高于其相关系数的平方，说明区别效度达到满意水平(Fornell，Larcker，1981)。区别效度(discriminant validity)是指测量某结构(如结构A)的项目要与测量其他结构(如结构B)的项目有所区别。聚合效度和区别效度共同解释一个理论模型的结构效度，即一组测量值能够真实反映理论结构的程度。基于以上分析，组织职业生涯管理理论模型的结构效度达到满意水平。

(2)职业承诺个体测量模型检验结果

通过探索性因子分析发现，测量职业承诺的5个项目所解释的方差占总方差的60.23%.这5个项目的KMO值为0.84，巴特勒球形检验的值(Bartlett’s)为显著，证明各项目的相关性相对稳定并能产生可信的维度(Field，2005)。职业承诺的信度α值为0.84，超过了信度的最小标准0.7。因此得出结论，这些测量职业承诺的项目具有很好的内部一致性和稳定性(Nunnally，1994)。职业承诺的确定性因子分析结果显示数据与模型拟合良好(x2=34.5，df=5，CFI=0.96，GFI=0.97，RMSEA=0.08)。检验平均提取方差值(AVE=0.64)发现，职业承诺的结构效度达到满意结果。

(3)职业能力个体测量模型检验结果

首先对职业能力进行探索性因子分析，采用方差最大正交旋转处理后抽取特征值大于1的共同因素，提取职业能力三个维度:知道为什么，知道谁，知道如何做。三个维度的KMO值为0.85，巴特勒球形检验的值(Bartlett’s)为显著。随后进行确定性因子分析，结果显示数据与模型拟合可以接受(x2=115.67，df=17，CFI=0.93，GFI=0.92，RMSEA=0.09)。随后对平均提取方差值进行检验:知道为什么(AVE=0.55)，知道谁(AVE=0.50)，知道如何做(AVE=0.56)，表明职业能力的结构效度达到满意结果。

4.3 总体测量模型及结构模型检验结果

在个体测量模型检验合格之后，研究者继续对总体测量模型进行检验。检验结果表明，整体模型的拟合指数可以接受(x2=528.50，df=97，CFI=0.95，GFI=0.92，RMSEA=0.08);并且 AVE 数值大于0.5，也大于相关系数平方。因此，总体测量模型合格，适合进行结构模型的检验。

在测量模型之后，我们继续对结构模型进行分析。为研究组织职业生涯管理、职业承诺及职业满意度之间的关系，我们提出了假设的基本模型图1，其拟合指数不太理想(x2=767.37，df=94，CFI=0.90，GFI=0.88，RMSEA=0.09)。因为组织职业生涯管理经过分析提取三个维度，我们决定将结构方程进行修正，得到修正模型图2。经过比较，修正模型的拟合指数比基本模型高(x2=952.87，df=173，CFI=0.93，GFI=0.92，RMSEA=0.06)。因此选择修正模型作为最终的解释模型。下图为修正模型的最终结果，各标准化路径系数及显著程度(p＜0.01)表明前文所提出的理论模型的假设得到检验支持(见图2)。

图2 结构方程模型的完全标准化解

5 分析与讨论

5.1 研究结果讨论

组织职业生涯管理是影响职业承诺、职业能力的重要因素。本文探讨了组织职业生涯管理对职业承诺的影响作用以及职业承诺对职业能力的影响效果，其结果具有一定的理论及实践意义。

(1)组织职业生涯管理与职业承诺的关系

假设1的检验结果表明，组织职业生涯管理对职业承诺有积极的正向影响作用。这充分表明饭店实施有效的职业生涯管理将会产生积极的效果，有助于提高员工的职业承诺水平，进而提高职业能力。而员工职业能力的提高又会进一步提高企业的竞争力，因此实施职业生涯管理无论对企业还是个人都会产生双赢。

而在具体的实践管理中，人力资源部门需要了解哪些具体的措施会产生积极的影响，从而有针对性制定详细的职业生涯管理措施。在职业生涯管理的三个维度中，职业考评对职业承诺的影响作用最大，可见科学的考评体系和有效的职业指导是使员工爱岗敬业的首要条件。因此管理者应重视员工的职业生涯管理，为他们的职业发展提供一定的建议，实施360°考评，同时也要肯定员工的工作，对他们的业绩表现给予充分的肯定和清楚的反馈。因为对于员工来说，除了物质奖励，他们更重视领导对自己工作表现的肯定;与提高薪水相比，他们更重视自己的未来发展(Kong，et al.，2010)。企业对员工职业生涯发展的关系和支持，是对员工的有效激励。

(2)职业承诺与职业能力的关系

假设2的检验结果表明，职业承诺有助于提高员工“知道为什么”职业能力。一个致力于自己职业生涯的人，会建立职业发展目标并坚持自己的目标，即使遇到挫折也会百折不挠。假设3的检验结果表明，职业承诺对“知道谁”职业能力有积极影响作用。一个爱岗敬业的人会积极参加各种社会活动，建立各种关系网络，结识对自己有帮助的人，从而进一步提高自己的职业能力。假设4的检验结果表明，职业承诺对“知道如何做”职业能力有积极的影响作用。个人如果忠于自己的职业，就会努力工作，通过培训、参加讲座等各种途径提高自己的专业知识，从而提高“知道如何做”职业能力。员工自身知识的提高又会对所在公司的发展献计献策，有利于推动企业的发展和改革。

本文揭示了实施有效的职业生涯管理措施所产生的一系列良性效果。企业关心员工的职业生涯发展，就会提高员工的职业承诺，并进一步提高员工的职业能力，最终提高个人的职业成功以及企业的核心竞争力。但是，与西方国家相比，我们企业在实施职业生涯管理方面还存在差距，职业生涯管理还没有得到充分的实施和普及(Kong，Cheung，2010)。因此有必要借鉴国外先进经验，结合中国文化和管理方式，实施科学的职业生涯管理。比如，由于缺少专业的职业咨询师，中国企业很难为员工提供正式的职业辅导。但调查发现，即使没有正式的职业辅导，主管领导如果能对员工的职业发展提供建议也会使员工从中受益，并感受到来自领导的关心，从而更愿意留在这家公司并努力工作。

5.2 研究局限与未来研究展望

本文的局限性主要表现在以下几方面。首先，本文只是讨论了组织职业生涯管理对职业承诺的影响作用，以及职业承诺与职业能力的关系，没有检验组织职业生涯管理是否对职业能力产生影响。因此后续研究可以进一步检验组织职业生涯管理对员工职业能力的影响，并与职业承诺产生的效果进行比较。其比较结果将为人力资源管理提供有价值的数据和指导。

另外，本文只检验了各变量之间的直接关系，没有检验职业承诺的中介作用。后续研究可扩大研究范围，进一步检验中介变量的作用。此外，因为员工的职业能力是企业核心竞争力的一部分，因此有必要检验员工职业能力的提高是否能引起工作满意度、工作投入度及工作表现的提高。

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