企业管理者职业高原对工作满意度与离职倾向的影响

白光林

(江苏大学 管理学院，江苏 镇江 212013)

一、引 言

在现代社会，人们更加关注个人的职业发展。对管理者来说，其职业发展主要表现为职位的垂直晋升。但是人才竞争的激烈、组织的扁平化趋势，导致越来越多的管理人员难以沿着组织的等级结构做进一步垂直运动，职业发展陷入停滞状态，即职业高原。这必将给企业管理人员的工作态度与行为带来一系列的冲击，导致管理者出现工作失去激情、不求上进、工作效率降低，甚至离职等不良态度与行为。同时，在我国，“官本位”、“学而优则仕”等传统观念根深蒂固，这使得职业高原对管理者工作态度和行为的消极影响更为严重。

知识经济时代，人力资源成为企业核心竞争能力的关键来源。尤其是在当前“变革”成为时代关键词，企业发展模式面临着由机会型向战略型、粗放型向集约型转变的历史时期，管理者成为企业资源中的关键资源，其工作态度积极与否对企业变革转型至关重要。但遗憾的是，在我国文化背景下，虽有学者对职业高原展开了研究，但是专门针对企业管理者这一群体展开的研究尚不多见。因此，以我国企业管理者为对象，对其职业高原及其与效果变量之间的复杂关系进行研究不仅具有重要的实践意义，也具有较强的理论价值。

二、文献回顾与研究假设的提出

(一)职业高原的概念及其与工作满意度、离职倾向的关系

职业高原的概念最早由Ference 等人提出，他们将职业高原定义为“个体在职业生涯中的某个阶段，获得进一步晋升可能性很小的一种状态”。Feldman 和Weitz 认为职位上升了，职位所承担的责任也许会下降，因此职业高原还意味着个人在工作上进一步增加责任与挑战的可能性很小。Shon 提出主观知觉职业高原(Perceived Career Plateau)的概念，认为职业高原是员工个人主观感知到的职业发展停滞。Chao 认为员工个人认为自己达到了职业高原状态比组织所评价出来的职业高原更为重要，因为个人对职业高原的主观感受对个人的态度和行为有更大的影响。因此，本研究采用主观职业高原的概念，并采用主观知觉测量的方法对其进行量化。

职业高原与工作满意度、离职倾向的关系一直受到研究者的关注，但研究结论难以达成一致。Burke 等发现职业高原员工比非职业高原员工报告出更低的工作满意度，更高的离职倾向;但是也有人研究发现职业高原员工与非职业高原员工在满意度和离职倾向上不存在差别;甚至有人发现职业高原员工比非职业高原员工满意度更高、离职意愿更低。分析这些分歧产生的原因，其中一个很重要的原因就是不同的研究者采用不同的方法对职业高原进行界定和量化。例如，Slocum 将职业高原员工界定为五年以上没有得到晋升或岗位轮换的员工，Veiga 则认为年龄四十岁以上、在当前岗位上工作时间超过七年的管理者到达了职业高原阶段，Shon 则采用主观知觉评价的方法来测量职业高原。

根据组织行为学理论，人的行为是以他们对现实的认知为基础的，而不是以现实本身为基础的。所以，本研究采用主观知觉的测量方法对职业高原进行测量，应该对员工的态度与行为具有更大的预测作用。根据社会交换理论，员工与组织的关系本质上是一种交换关系。员工为组织贡献自己的时间、精力和努力工作，作为回报组织为员工提供薪酬、职业保障以及职业发展机会。员工对组织的态度建立在组织与员工交换平衡的基础之上。可见，当员工遭遇职业高原的时候，员工职业发展的需要没有得到组织的满足，这必然会影响员工的工作态度与行为。同时，企业管理者一般拥有较高的学历、能力和素质，他们比普通员工更加关注自身职业的发展，Laurel 等人研究指出文化程度和职位越高，他们的职业承诺水平就越高，而且对于知识型员工来讲，其职业承诺要高于组织承诺。所以，与一般员工相比，当管理者个人职业发展陷入高原状态时，对工作满意感和离职倾向的影响更大。因此，我们不难得出:

假设1a:职业高原会导致管理者工作满意度降低;

假设1b:职业高原会导致管理者离职倾向增加。

工作满意度是最为重要的工作态度之一，是员工针对工作特点而产生的对工作的积极感觉。根据态度的构成理论，任何一种态度都可以分为认知成分、情感成分和行为成分，而且这三种成分紧密联系、不可分割。不过，一般我们认为认知导致情感，情感导致行为。认知失调理论也指出当个体的态度与行为之间产生失调的时候，个体会努力减少这种失调。可见，当员工工作不满的时候，这种态度肯定会表现在一定的行为之中，而离职便是其中很重要的一种行为。很多研究均表明工作满意度对离职具有显著的预测作用。因此，不难推测，首先是管理者个人职业发展停滞引发其对目前工作的不满，如果这种不满得不到很好的解决，最后才会产生离职倾向。于是我们提出:

假设2:职业高原通过工作满意度中介作用于离职倾向。

(二)成就动机对职业高原与工作满意度、离职倾向关系的调节

从文献上看，现有研究多从职业高原和工作满意度、离职倾向等变量之间的直接效应展开，但是职业高原和工作满意度、离职倾向的关系也许不是简单的直线关系，而是受到调节变量和中介变量的影响;虽然也有研究者对此进行了探讨，例如Jung＆Tak 研究发现职业动机和主观感知的上级支持对职业高原和员工的工作态度有调节作用，白光林等研究发现职业高原会通过工作满意度和组织承诺中介作用于离职倾向。但遗憾的是，目前的研究者都是将中介效应和调节效应分开，在不同的模型中分别进行研究，殊不知职业高原与这些变量之间存在着错综复杂的关系，中介效应和调节效应完全有可能同时存在。因此，本研究将中介效应和调节效应一起纳入到研究模型中，共同探讨。

不同的员工具有不同的动机结构和价值观念，对自己职业的定位和对职业成功的看法也不一样，这就导致了同样都是职业高原员工却有不一样的工作态度。Smith＆Theresa 直接指出职业高原对员工的影响是多方面的，可以是积极的，可以是消极的，关键是员工怎么去定义自己的职业和成功。也就是说，员工个体因素对职业高原与组织效果变量之间的关系具有调节作用。成就动机是指个体要求获得高成就的欲望，是一种重要的社会性动机，是决定一个人事业成功的关键因素，对个体的职业选择具有很大影响。成就动机高的人更加关注自身职业的发展，当自身职业发展遇到阻碍的时候，他们更容易对组织产生不满，从而萌生离职倾向。所以成就动机会对职业高原与工作满意度、离职倾向的关系起到调节作用，而且这种调节作用不仅仅体现在职业高原到工作满意度、离职倾向的直接效应上，还体现在对从职业高原到工作满意度再到离职倾向的间接效应上。这样，我们提出:

假设3a:成就动机对“职业高原→工作满意度”(第一阶段效应)具有正向调节作用，即成就动机越高，职业高原对工作满意度的预测作用越大;

假设3b:成就动机对“工作满意度→离职倾向”(第二阶段效应)具有正向调节作用，即成就动机越高，工作满意度对离职倾向的预测作用越大;

假设3c:成就动机对“职业高原→离职倾向”(直接效应)具有正向调节作用，即成就动机越高，职业高原对离职倾向的预测作用越大;

假设3d:成就动机对“职业高原→工作满意度→离职倾向”(间接效应)具有正向调节作用，即成就动机越高，职业高原到离职倾向的间接效应就越大。

(三)概念模型的提出

为了更好地研究变量之间的复杂关系，Edwards ＆ Lambert 将中介变量和调节变量整合到同一个研究模型中，提出了“总效应调节模型”。该模型假定中介过程的三条路径——“自变量→中介变量”、“中介变量→因变量”、“自变量→因变量”都有可能受到调节变量的影响，因而将直接效应和间接效应整合到一起进行调节分析。这不但可以找出中介模型中受到调节的路径，而且会对每一路径的调节效应进行统计检验;此外，还能对通过中介变量传递的间接效应做出估计，揭示出间接效应在调节变量不同水平上的变化情形。

本研究将职业高原作为自变量，离职倾向作为因变量，工作满意度作为中介变量，成就动机作为调节变量，采用“总效应调节模型”，将中介变量和调节变量放到一个研究框架中进行研究，提出如图1 所示的概念模型。

图1 概念模型图

三、研究方法

(一)调查过程与样本分布

本研究结合方便抽样与随机抽样方法，以企业管理者为调查对象，在广州、深圳、镇江、昆山、苏州、盐城、宁波、温州和德州等城市通过现场发放、电子邮件寄送等方式，共发放问卷760 份，收集到企业管理者有效个案508 个，问卷有效率为66.84%。对样本分布情况进行描述性统计，男性占59.64%，女性占40.36%;年龄在35 岁以下占48.62%，35 到44 岁占29.13%，45 岁及以上占22.25%;高层管理者占15.0%，中层管理者占36.0%，基层管理者占49.0%;学历在中学及以下占11.02%，大学占83.86%，研究生及以上占5.12%。

(二)测量工具及其信度和效度检验

在本研究中需要测量的变量有职业高原、工作满意度、离职倾向和成就动机。管理者职业高原问卷由Bai 等人编制，包含18 个项目，四个维度，分别是需求满足高原、工作心态高原、横向发展高原和技能信心高原。研究显示，该问卷的分半信度和同质性信度都大于0.8，各个分量表的分半信度和同质性信度都大于0.7，问卷总分、各个维度得分与效标得分之间都达到了显著正相关。工作满意度问卷由Bacharach 等人编制，包括五个项目。离职倾向问卷由欧明臣编制，包括四个项目。成就动机问卷节选自由Gjesme＆Rnygard 编制、叶仁敏和Hagtnet 译制的成就动机量表，包括四个项目。每种问卷都采用里克特5 点量表。

对四个测量工具的信度和效度进行评价。首先，如表1 所示，四个测量工具Cronbach α 系数最小值是0.78，说明四个量表内部一致性信度较好;其次，采用主成分分析和验证性因子分析的方法对四个测量工具的结构效度进行验证，结果显示四个问卷的KMO 值均大于0.7，抽取一个主成分的累计方差解释量均大于50%，各模型拟合指标均达到了很好的拟合水平(见表1)，因此，四个测量工具均具有较好的结构效度。再次，对于所有测量指标而言，标准化因子负荷最小值为0.60，从而充分显示了测量模型具有极强的内敛效度。此外，根据Fornell 和Larcker 等人的研究结论，各个建构AVE 的平方根应该大于该测量模型与其他测量模型的相关系数。也就是说，各个测量模型之间存在着内涵和实证方面的差异。如表2 所示，这一条件也得到了较好的满足，从而说明了各个测量模型具有较好的判别效度。

表1 测量工具信度和效度检验

表2 相关系数矩阵与AVE 的平方根

(三)共同方法偏差的检验

本研究采取潜在误差变量控制法来判定共同方法偏差，即在结构方程模型中，将共同方法偏差作为一个潜在变量，如果在包含方法偏差潜在变量情况下模型的拟合度显著优于不包含的情况，那么共同方法偏差效应就得到了检验。具体处理结果见表3。

表3 单因子模型、四因子模型和五因子模型的比较

从单因子模型的各项拟合指数来看，各个变量之间并不存在非常严重的同一方法偏差。当在四因子模型中加入一个公共方法变异因子后，模型的各项拟合指标均明显变差，而且模型的卡方改变量(Δχ=89.002，Δdf =12，P ＜0.005)达到了显著性水平。因此，在本研究中，各个变量间并未存在共同方法偏差问题。

四、研究结果

(一)相关分析

如表2 所示，相关分析结果发现职业高原与工作满意度显著负相关，与离职倾向显著正相关，初步验证了假设1。从相关系数矩阵看，该研究的数据具备条件进行中介和调节效应的分析。

(二)直接效应检验(假设1)

采用结构方程模型对职业高原到企业管理者工作满意度、离职倾向的直接效应进行检验。结果显示，模型的各项拟合指标均达到了较好的拟合水平(见表4 直接效应模型)，职业高原到工作满意度、离职倾向的标准化路径系数为－0.67、0.86，T 值为－13.06、17.68，都达到了十分显著的水平，这说明职业高原会导致企业管理者工作满意度降低和离职倾向增加，假设1a 和1b 得到了验证。

表4 直接效应和中介效应模型拟合指数

(三)中介效应检验(假设2)

根据温忠麟等人提出的中介效应检验程序，首先对职业高原与离职倾向的关系进行验证，结果表明二者之间的标准化路径系数为0.81，T 值为16.24(χ/df=5.91，RMSEA=0.09，GFI=0.95，AGFI=0.91，NFI=0.95，NNFI=0.93，CFI=0.96，IFI=0.96，SRMR=0.04)，达到了显著性水平;其次，用结构方程模型对中介效应模型进行验证。如表4 中介效应模型所示，模型各项拟合指标均达到了较好的水平;从潜变量路径系数上看，职业高原到工作满意度、职业高原到离职倾向、工作满意度到离职倾向的标准化路径系数分别为－0.63(T= －12.29)、0.70(T=12.08)、－0.17(T= －3.35)，都达到了十分显著的水平，可以得出职业高原通过工作满意度部分中介作用于离职倾向，假设2 得到了验证。

(四)调节效应检验(假设3)

根据Edwards 和Lambert 的分析程序，建立以下两个回归方程。

工作满意度=a+a* 职业高原+a* 成就动机+a* 职业高原* 成就动机+e

离职倾向=b+b* 职业高原+b* 工作满意度+b* 成就动机+b* 职业高原* 成就动机+b工作满意度* 成就动机+e

通过对以上两个回归方程的计算得到下列系数:(1)“第一阶段”:自变量(职业高原)到中介变量(工作满意度)的回归系数;(2)“第二阶段”:中介变量(工作满意度)到因变量(离职倾向)的回归系数;(3)“直接效应”:自变量(职业高原)到因变量(离职倾向)的回归系数;(4)“间接效应”:由第一阶段与第二阶段的回归系数相乘而得;(5)“差异”:指高成就动机情况下的系数减去低成就动机情况下的系数所得的差。最后，运用拔靴法(bootstrap method)抽取1000 组样本，根据Edwards 和Lambert 提出的检验程序对上述各回归系数及直接效应、间接效应和“差异”的显著性进行检验，结果见表5，图2、图3 和图4。

表5 调节效应分析结果

图2 第一阶段调节效应

图3 第二阶段调节效应

图4 间接效应的调节作用

如表5 所示，第一阶段，在成就动机的不同水平下，职业高原到工作满意度的路径系数都达到了显著性水平，而且二者的差异也十分显著，说明成就动机对职业高原与工作满意度的关系具有调节作用。从图2 可知，在高成就动机水平上，职业高原到工作满意度的直线更为陡峭，说明在高成就动机水平上，职业高原对工作满意度的预测作用更大，假设3a 得到了验证。同理可知，在第二阶段，成就动机对工作满意度与离职倾向的关系具有正向调节作用，在高成就动机水平上，工作满意度对离职倾向的预测作用更大(见图3)，假设3b 也得到了验证。

如表5 所示，成就动机对直接效应的调节作用没有得到验证，但是对间接效应的调节作用得到了验证，而且在高成就动机水平上，间接效应作用更大(见图4)，假设3d 得到了验证。

五、结论与启示

(一)研究结论

本研究以企业管理者为研究被试，采用实证的研究思路对职业高原与工作满意度、离职倾向的复杂关系进行了探讨，结果发现:职业高原会导致企业管理者工作满意度降低，离职倾向增加，而且还会通过工作满意度中介作用于离职倾向;成就动机对从职业高原到离职倾向(以工作满意度为中介变量)第一、二阶段的效应，及间接效应都会产生正向调节作用;但是对职业高原到离职倾向的直接效应的调节作用没有得到证实。

(二)研究贡献

第一，从研究对象看，本研究专门针对企业管理者这一群体，对其职业高原问题展开了研究，可以在一定程度上弥补国内研究的不足。

第二，从研究结论看，首先，以往的研究之所以产生较大分歧，一个很重要的原因是对职业高原的测量没有统一。职业生涯的主客观性决定了职业高原有主观(subjective)和客观(objective)之分，主观职业高原本质上是一种知觉，较客观职业高原能更大程度解释员工工作结果变量的变化。本研究采用了主观职业高原的概念，用主观知觉测量的方法对其进行量化，所得的数据更加符合企业管理者的心态，所以职业高原对企业管理者工作态度的消极影响得到了证实。这在一定程度上发展了职业高原的相关理论，丰富了目前主观职业高原的研究成果。

其次，职业高原与后果变量的关系不是简单的直线关系，这个关系会受到很多中介因素和调节因素的影响。本研究证实了成就动机对职业高原对工作态度消极影响的调节作用，尤其是证实了成就动机对间接效应的调节作用，在一定程度上揭示了职业高原与后果变量的复杂关系，为职业高原与组织效果变量关系研究结果的分歧提供了一个较为合理的解释。

第三，从研究方法看，只有将中介效应与调节效应统和到同一个研究模型中，才能更为准确地揭示变量之间的复杂关系，给客观现象更为合理的解释。基于此，Edwards 和Lambert 于2007 年提出了“总效应调节模型”，并给出了相应的分析程序与方法，但遗憾的是到目前为止，采用这种方法的实证研究在国内还不多见。在本研究中引入这种方法，为将来的实证研究提供了很好的借鉴。

(三)管理启示

在实践上，研究结论给企业管理者带来以下几点启示。首先，切实加强管理人员的职业生涯管理，打通管理人员的职业发展通道。无论成就动机的水平高低，当管理者感觉到职业发展受阻时都会萌生去意。其次，基于管理人员的个性特征实施差异化管理。高成就动机水平的人在职业发展受阻时更容易产生不满，从而导致离职倾向增加。所以，在对管理干部进行任用、管理的时候，不仅要关注“冰山”以上的知识和技能因素，还要关注隐藏在水平面以下的动机和特质因素。再次，加强管理者培训，帮助员工树立合理的职业发展观。随着管理者职业的发展，垂直晋升停止是难以避免的，而管理者主观感知到的职业高原对其工作态度影响更大，因此，树立合理的职业发展观是缓解职业高原消极影响的重要举措。

(四)研究不足与未来方向

企业管理者可以分为高层管理者、中层管理者和基层管理者，他们的职业发展面临的形势是不同的。因此，未来研究可以专注于某个特定的管理者层次，充分挖掘不同级别的管理者的典型特征，从而为企业管理提供更具体的建议。

将中介变量和调节变量统和到一个模型中进行研究有助于揭示变量间的复杂关系。但由于研究资源的限制，在变量选择上仅仅考虑了工作满意度、离职倾向和成就动机。期待未来的研究者能够将更多的变量，像职业价值观、人格特征等纳入到研究模型中来，形成对职业高原与组织效果变量关系更为全面的解释。