企业员工自我效能对职业成功的影响研究*——以性别角色为调节变量

姚军梅 任 欢 于桂兰



企业员工自我效能对职业成功的影响研究*——以性别角色为调节变量

姚军梅 任 欢 于桂兰

内容提要：文章选取自我效能和性别角色两个心理变量，构建自我效能对职业成功的影响关系模型，将性别角色作为调节变量，实证分析自我效能对职业成功的作用机制。研究发现：高的自我效能会促进晋升这类客观职业成功变量，并能提升职业满意度、职业成功感两个主观职业成功变量；同时，性别角色显著影响自我效能对职业成功的作用程度。相较于未分化、男性化和女性化三种性别角色类型，双性化性别角色的受访者自我效能对职业成功的影响更为显著。

关键词：职业成功 自我效能 性别角色

*本文系教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目“女性高层次人才成长规律与发展对策研究”（10JZD0045—2）的阶段性研究成果。

对于企业员工而言，对自身能力的判断与认可直接影响其工作投入和工作表现，影响个人对于职业满意和职业成功的感知；同样，不同性别角色的各项特质，会影响员工在工作中的行为，在工作业绩以及职业评判上发挥着重要作用。研究自我效能和性别角色对职业成功的影响，能够帮助员工更好地完善个人特质，促进职业成功。本研究选取453份企业员工样本，探索自我效能和性别角色对职业成功产生影响的机制，为个人职业成功和组织人才培养提供借鉴。

一、文献回顾

（一）自我效能

1.自我效能的发展。Bandura（1995）将自我效能定义为“个体在执行某一行为操作之前对自己能够在什么水平上完成该行为活动所具有的信念、判断或主体自我感受”。Stajkovic和Luthans（1998）提出自我效能是指个体对自己在某个背景下为了成功完成某项特定任务而调动必须的动机、认知资源与一系列行动能力的一种确切的信念（或自信心）。

2.自我效能的测量。其测量量表可分为两大类：一类是适用于各个领域的普适性自我效能量表；另一类则是为了解人们在某一方面的自我效能而设计的特异性的自我效能量表。本文以自我效能为自变量，进一步探讨其对职业成功的影响。在测量时，选择了由王才康等2001年翻译编制的一般自我效能量表（中文版）。该量表是目前较为权威且被广泛应用的普适性自我效能量表，具有0.82的信度系数。

（二）职业成功

1.职业成功的概念。Seibert和Kraimer（2001）将职业成功定义为“从一个人的工作经历中获得的积极性的正面的工作和心理成果”。周文霞（2006）指出，职业成功是指“一个人在职业生涯发展的过程中所累积起来的积极的心理上的或是与工作相关的成果或成就”。

2.职业成功的衡量指标与测量。在近几年人们对职业成功的研究中，通常是把主观成功和客观成功同时考虑的。但两部分所用到的测量指标和量表有所不同。常用且比较权威的主观成功衡量指标有薪资、晋升、地位、薪资增长和管理层级等。客观成功的衡量标准有职业满意度、职业成功感、工作满意度和生活满意度等。本文在测量职业成功时，也从客观成功和主观成功两方面综合考虑，选择了应用最为广泛的晋升、薪资、职业满意度和职业成功感作为衡量指标。

（三）性别角色

1.性别角色的概念。杨雪燕和李树茁（2004）指出，性别角色是“社会针对具有不同生物性别的人所制定的，足以确定其身份与地位的一整套权利、义务的规范与行为、表现的模式”。蔡华俭等（2008）是从两种特质角度对性别角色进行分析，认为男性化特质和女性化特质代表两类在不同情境中具有不同适应价值的特质。Constantinople在1973年首次提出了双性化的性别角色概念，他指出“男性气质和女性气质是独立的单一维度，即一个人可能同时拥有男性特质和女性特质”。这种双性化模型认为，理想的性别角色是男性化和女性化特质均较高。

2.性别角色的测量。本文将性别角色作为调节变量，探讨其对职业成功的影响。在选择测量工具时，考虑到兼顾权威性与针对性，本文选择了以Bem性别角色原型，经卢勤等（2003）考虑中国背景下修订的性别角色量表。

二、理论模型与研究假设

（一）理论模型

笔者针对企业员工建立了以自我效能为自变量、职业成功为因变量、性别角色作调节变量的理论模型（如图1）。

图1　理论模型

（二）研究假设

1.自我效能对职业成功的影响。高水平的自我效能有助于提高员工对工作的信心、激发人的毅力、增强人的努力程度，对提升个人绩效、达成职业目标有积极的作用，能够促进个人职业成功；相反，低水平的自我效能使人们对自身缺乏控制，在遇到困难时容易产生悲观的想法，采取回避态度，不利于个人的职业成功。基于此，我们提出：

H1：自我效能水平越高，年收入水平越高。

H2：自我效能水平越高，晋升次数越多。

H3：自我效能水平越高，职业满意度越高。

H4：自我效能水平越高，职业成功感越高。

2.性别角色在自我效能与职业成功的关系间的调节作用。每个人的男性化特质与女性化特质高低程度是不同的。男性化特质所表现出的独立与较强的领导力等，女性化特质所表现出的善解人意与细心等都对个人的发展有很大的影响。双性化程度越高的人，其具有的多方面特质使其具有较好的自我效能，有利于实现个人成就，并能够帮助员工建立与维系良好和谐的关系，进而拥有高的工作绩效和工作满意度，有利于职业成功。基于此，我们提出：

H5：性别角色调节了自我效能与薪资之间的关系。即双性化相对于单性化而言，自我效能对薪资的影响力在增强，而单性化相对于双性化而言，自我效能对薪资的影响力在减弱。性别角色在自我效能与薪资的关系中有调节作用。

H6：性别角色调节了自我效能与晋升之间的关系。即双性化相对于单性化而言，自我效能对晋升的影响力在增强，而单性化相对于双性化而言，自我效能对晋升的影响力在减弱。性别角色在自我效能与晋升的关系中有调节作用。

H7：性别角色调节了自我效能与职业满意度之间的关系。即双性化相对于单性化而言，自我效能对职业满意度的影响力在增强，而单性化相对于双性化而言，自我效能对职业满意度的影响力在减弱。性别角色在自我效能与职业满意度的关系中有调节作用。

H8：性别角色调节了自我效能与职业成功感之间的关系。即双性化相对于单性化而言，自我效能对职业成功感的影响力在增强，而单性化相对于双性化而言，自我效能对职业成功感的影响力在减弱。性别角色在自我效能与职业成功感的关系中有调节作用。

三、研究方法

（一）研究对象与数据收集方法

本文研究对象主要是企业职工，通过网络问卷与纸质问卷相结合的方式，共回收问卷500余份，其中有效问卷453份。受调查区域包括吉林、山西、天津、大连、北京等多个省、市、地区，各地区间样本数量较为平均；受调查企业性质多样，其中国有企业所占比例约为44%，合资企业与外资企业共计50%，其余少量为私营企业；受调查行业覆盖了林业、食品业、汽车、咨询、酒店等多个行业，工业与服务业所占比重相当。本文选取有效问卷453份为样本，该样本的覆盖性较为全面，确保了本研究的普适性和合理性。

（二）研究变量的操作性定义及测量工具

本文所研究的自我效能，指的是适用于各个方面的、普适性的自我效能。所选取的量表是由Matthias Jerusalem和Ralf Sehwarzer在1979年设计的一般自我效能感量表。该量表共有十个题项，信度系数为0.82。该测量采用四点记分法。

职业成功的度量，笔者在客观职业成功指标和主观职业成功指标中选取了较为权威的指标，包括晋升、薪资、职业满意度和职业成功感四个维度。其中职业满意度测量采用的是由Greenhaus等（1990）编制的量表，该量表共有五个题项。职业成功感测量采用的是由Turban和Dougherty（1994）编制的量表，该量表共有四个题项。这两个量表均采用五点记分法。

本文中对性别角色的定义是基于双性化模型的。所选取的量表是由卢勤和苏彦捷（2003）对Bem性别角色量表（1974）进行修改，适用于中国文化的性别角色量表。该量表由14项男性化条目和12项女性化条目构成，采用七点记分法。其中男性量表的信度系数为0.939，女性量表的信度系数为0.922。

（三）数据处理方法

本研究使用统计软件SPSS18.0对数据进行分析，拟采用以下分析方法：（1）变量描述性分析。了解本次受访人员的基本情况，本文现针对受访人员的年龄、性别和工作年限进行基本信息的描述性分析。同时，晋升及性别角色这两个变量均需要对数据进行进一步的编码处理。（2）信度分析。包括对总体的信度分析，也包括自我效能、职业满意度、职业成功感和性别角色四个分量表的信度分析。（3）相关度分析。为进一步的回归分析做基础，根据本文的前四个假设，需要先针对自我效能对薪资、晋升、职业满意度、职业成功感四个指标做相关性分析。（4）回归分析。进行自我效能与薪资、晋升、职业满意度、职业成功感的回归分析以验证H1～H4。并以性别角色分组进行自我效能与薪资、晋升、职业满意度、职业成功感的回归分析是为了验证H5～H8性别角色的调节作用。

四、数据分析与研究结果讨论

（一）变量描述性分析

1.基本信息描述性分析。本次受访人群年龄分布较为广泛，平均值为2.41，即大约不到35岁；标准差为0.95，方差为0.91，即年龄分布较符合正态分布。从性别上看，均值为0.61，即女性多于男性。从工作年限上看（这里的工作年限指的是在目前公司的工作年限），均值为3.20，即平均工作年限为5～8年，标准差方差的值可以看出受访者工作年限分布较为分散。

2.晋升次数描述性分析及编码。本文根据刘宁（2007）在研究职业生涯成功时对于晋升方面的数据处理方式，同样采取收集数据时直接填写，再进行编码的方式。结果如下：

表1　晋升统计量

编码后，受访者的晋升情况分为没有晋升、一次晋升、两次晋升、三次及三次以上四种晋升类型，分别占到总体的46.6%、22.7%、15.9%和15%。本研究以此统计结果作为研究对象。

3.性别角色描述性分析及编码。性别角色是一个阶段性的变量，本文所用性别角色量表的26个题项包含14个男性化选项和12个女性化选项。每个题项需受访者根据自身感受在1～7中选择符合要求的。按照卢勤（2003）等的方式进行测量结果统计：男性化题项均分与女性化题项均分均小于4的，为未分化性别角色，编码时以1表示；男性化题项均分小于4，女性化题项均分大于等于4的，为女性化性别角色，编码时以2表示；男性化题项均分大于等于4，女性化题项均分小于4的，为男性化性别角色，编码时以3表示；男性化题项均分与女性化题项均分均大于等于4的，为双性化性别角色，编码时以4表示。在对性别角色数据进行计算和编码后，结果如表2。

表2　性别角色频率统计量

由上表可知，编码后的性别角色变量均值为3.48，可见双性化性别角色的受访者是占大多数的。根据频率统计可看出双性化的受访者占到总体的75.9%，未分化的占到5.7%，女性化和男性化分别占到16.6%和1.8%。笔者分析，男性化所占比例明显少于女性化，可能是由于样本中男性数量占总体的38.9%，少于女性数量造成的。

（二）信度分析

1.总体变量信度分析。根据数据分析可得，本样本有效问卷为453份，50项题目的Cronbach's Alpha系数为0.899＞0.75，标准化的Cronbach's Alpha系数达0.913＞0.75，说明该样本信度较高，数据质量较高，真实可信。

2.各分量表信度分析。自我效能量表Cronbach's Alpha系数为0.676，标准化的Cronbach's Alpha系数为0.858＞0.75，数据真实可靠，可信度较高；职业满意度量表Cronbach's Alpha系数为0.683，标准化的Cronbach's Alpha系数为0.77，均在0.5以上，数据真实可靠；职业成功感量表的信度不算太高，其Cronbach's Alpha系数为0.562＞0.5，标准化的Cronbach's Alpha系数为0.701＞0.5，数据也是相对可信的；性别角色量表的Cronbach's Alpha系数为0.918，标准化的Cronbach's Alpha系数为0.922，均明显高于0.75，数据真实可信，可信度较高。

（三）相关性分析

本文分别做了自我效能与四个维度的相关性分析，自我效能以平均值的方式表现。

表3　自我效能与职业成功各指标相关性分析

自我效能感与薪资的显著性系数仅为0.299＞0.1，不显著；与晋升的显著性值为0.000，在0.01水平上显著相关，Pearson相关性值为0.166，说明自我效能与晋升是在0.01水平上极其显著的正相关关系；与职业满意度的显著性值为0.000，在0.01水平上显著相关，Pearson相关性值为0.220，说明自我效能与职业满意度是在0.01水平上极其显著的正相关关系；与职业成功感的显著性值为0.000，在0.01水平上显著相关，Pearson相关性值为0.189，说明自我效能与职业成功感是在0.01水平上极其显著的正相关关系。

由此可知，除薪资外，自我效能与晋升、职业满意度、职业成功感均为显著相关关系。为探究其关系不显著是否有数据处理方面的原因，本文对自我效能和薪资均做了描述性统计。

表4　自我效能与年收入描述性统计量

表5　年收入频率统计

根据统计结果可知，自我效能感的均值为2.56（最大值为4），说明受访者的自我效能水平平均值是中等偏高的。而年收入的均值仅为1.17，则多数受访者的年收入均在10万元以下。由频率统计可知，受访者年收入在10万元以下这一项达到了总体的88.1%，其余四项共同占到总体的11.9%。因此，笔者推测，出现自我效能与薪资关系不显著的原因可能是在收集数据时，对年收入的划分跨度过大，使得10万元以下年收入的受访者，其薪资得不到更好的区分。

（四）回归分析

1.自我效能与职业成功各变量的回归分析。为了进一步探讨自我效能对职业成功的影响，笔者对自我效能与职业成功各变量以及总体之间均进行了回归分析。同时，为了验证性别角色在自我效能与职业成功关系间的调节作用，以性别角色分组进行了自我效能与职业成功的回归分析，以进一步验证本文假设。

表6　自我效能与晋升方差分析

从方差分析的结果看，自我效能与薪资的E（1，451）=1.082，p=0.299＞0.05，t值的显著系数同样为0.299，说明该回归分析的效果并不明显。则假设H1：自我效能水平越高，年收入水平越高不成立。同样，性别角色在二者之间的调节作用也不成立，即假设H5：性别角色调节了自我效能与企业员工薪资之间的关系，不成立。

其原因可能为以下两方面：（1）收入水平受客观环境影响。不同地域和行业的薪资水平存在很大差异，因此受访者的薪资水平不能通过同一标准衡量。（2）数据收集问题。正如相关性分析中所言，对薪资划分的不够细致造成所收集数据无法真实反映薪资的差异。

自我效能与晋升的E（1，451）=12.708，p=0.000＜0.01，t值显著性概率为0.000＜0.10，则回归系数显著不为0，有效，假设H2：自我效能水平越高，晋升次数越多，成立；与职业满意度的E（1，451）=22.946，p=0.000＜0.01，t值显著性概率为0.000＜0.10，则回归系数显著不为0，有效，假设H3：自我效能水平越高，职业满意度越高，成立；与职业成功感的E（1，451）=24.490，p=0.000＜0.01，t值的显著性概率为0.000＜0.10，则回归系数显著不为0，有效，假设H4：自我效能水平越高，职业成功感越高，成立。

2.以性别角色作调节变量，自我效能与晋升间的回归分析。性别角色作为一个阶段性变量，在验证其在自我效能与职业成功关系间的调节作用时，本文以性别角色拆分数据，分别针对不同性别角色受访者进行自我效能与职业成功中晋升、职业满意度和职业成功感三个关系显著的指标的回归分析。以性别角色分类，自我效能与晋升回归分析结果如表7。

表7　以性别角色分组，自我效能与晋升方差分析

由上表可直观看出，不同的性别角色的E值和p值均不同，双性化受访者的E（1，451）值为9.559，明显大于其他三组受访者。同时，只有双性化受访者的p=0.002＜0.01，说明其自我效能与晋升的回归效果显著，而其他三组p值均大于0.10，不显著。由此可知，不同性别角色受访者其自我效能对晋升的影响程度是不同的。可知H6：性别角色调节了自我效能与企业员工晋升之间的关系。即双性化相对于单性化而言，自我效能对企业员工晋升的影响力在增强，而单性化相对于双性化而言，自我效能对企业员工晋升的影响力在减弱。性别角色在自我效能与晋升的关系中有调节作用，成立。

3.以性别角色作调节变量，自我效能与职业满意度间的回归分析。以性别角色分类，自我效能与职业满意度回归分析结果如表8。其中，自我效能与职业满意度均以均值表示。

表8　以性别角色分组，自我效能与职业满意度方差分析

由上表可直观看出，不同的性别角色的E值和p值均不同，双性化受访者的E（1，451）值为18.474，明显大于其他三组受访者。同时，只有双性化受访者的p=0.000＜0.01，说明其自我效能与职业满意度的回归效果显著，而其他三组p值均不满足，不显著。由此可知，不同性别角色受访者其自我效能对职业满意度的影响程度是不同的。可知H7：性别角色调节了自我效能与企业职工职业满意度之间的关系。即双性化相对于单性化而言，自我效能对企业职工职业满意度的影响力在增强，而单性化相对于双性化而言，自我效能对企业职工职业满意度的影响力在减弱。性别角色在自我效能与职业满意度的关系中有调节作用，成立。

4.以性别角色作调节变量，自我效能与职业成功感间的回归分析。以性别角色分类，自我效能与职业成功感回归分析结果如表9。其中，自我效能与职业成功感均以均值表示。

表9　以性别角色分组，自我效能与职业成功感方差分析

由上表可直观看出，不同的性别角色的E值和p值均不同，双性化受访者的E（1，451）值为13.716，明显大于其他三组受访者。同时，只有双性化受访者的p=0.000＜0.01，说明其自我效能与职业成功感的回归效果显著，而其他三组p值均大于0.10，不显著。由此可知，不同性别角色受访者其自我效能对职业成功感的影响程度是不同的。可知H8：性别角色调节了自我效能与企业员工职业成功感之间的关系。即双性化相对于单性化而言，自我效能对企业员工职业成功感的影响力在增强，而单性化相对于双性化而言，自我效能对企业员工职业成功感的影响力在减弱。性别角色在自我效能与职业成功感的关系中有调节作用，成立。

（五）结果讨论

1.研究结果汇总。通过数据分析显示，该实证研究结果与本文假设基本上相符。

自我效能的高低会正向影响到个人的主观能动性、对事业的投入程度以及处理问题时的心理承受能力等多个方面，进而正向影响到个人职业规划、绩效表现和发展，从而影响客观职业成功，H2成立。

除了对客观职业成功的影响，自我效能强度也影响个人对自身的心态调节和对自身职业的评估，加之客观职业成功会给人主观上的满意感和成功感，因此，自我效能会正向影响主观职业成功，H3和H4成立。

相较于性别角色为未分化、女性化和男性化的人群，双性化的人具有更鲜明的性别角色自我认知，并且不容易受到心理性别方面的约束和影响，从而其自我效能对职业成功的影响程度比较强，除H5，因自我效能与薪资间回归关系不显著而无法验证外，H6—H8均成立，即双性化的人其自我效能对晋升、职业满意度、职业成功感的影响，明显高于性别角色为男性化、女性化和未分化的人群。

2.研究结果讨论。根据本文的研究结果，自我效能、性别角色这类心理特质的因素对职业成功的影响是非常显著的。因此，无论是政府想要更有效地培养人才，企业想要提高员工的工作绩效，还是个人想要更好地获得职业上的成功，都需要进一步加强这类心理特质。

参考文献

Bandura A，Self-efficacy in Changing Societies，New York：Cambridge University Press，1995.

Stajkovic Alexander D.& Luthans Ered.，Self-efficacy and Work-related Performance：A Meta-analysis，Psychological Bulletin，Vol 124（2），Sep 1998.

Scott E.，Seibert& Maria L.，Kraimer& Robert C.，Liden，A Social Capital Theory of Career Success，Academy of Management，Vol.44，No.2，2001.

周文霞、郭桂萍：《自我效能感：概念、理论和应用》，《中国人民大学学报》2006年第1期。

刘宁、谢晋宇：《从职业生涯的二元性看职业成功的评价》，《经济与管理研究》2007年第4期。

周文霞：《职业成功标准的思考与探讨》，《重庆工学院学报》2006年第12期。

杨雪燕、李树茁：《西方社会性别概念及其测量的回顾与评述》，《国外社会科学》2006年第4期。

蔡华俭、黄玄凤、宋海荣；《性别角色和主观幸福感的关系模型：基于中国大学生的检验》，《心理学报》2008年第4期。

卢勤、苏彦捷：《对Bem性别角色量表的考察与修订》，《中国心理卫生杂志》2003年第8期。

郭本禹、姜飞月：《职业自我效能理论及其应用》，《东北师大学报》（哲学社会科学版）2003年第5期。

责任编辑：王慧君

作者简介：姚军梅，吉林大学商学院博士生；任欢，吉林大学商学院硕士生；于桂兰，吉林大学商学院教授、博士生导师（吉林长春 130012）。

中图分类号：C936

文献标识码：A

文章编号：1009—5330（2016）01—0039—08