人力资本对职业流动意愿的影响：工作满意度的角色

谢嗣胜，汤小文

(南京航空航天大学 经济与管理学院，南京 211100)

1 引言

在劳动力市场上，职业流动是常见现象，是企业与员工相互匹配的过程。适度的职业流动有助于员工与岗位的更加契合，频繁的职业流动则增加企业的人力资本投资和重置成本，亦不利于员工个人的人力资本积累。职业流动意愿反映员工潜在的职业流动行为，职业流动意愿是否受到人力资本影响是人力资源管理研究的重要话题。符建春(2008年)认为人力资本各成分具有不同质性，各个侧面都有自己相对独立的影响能力和作用机制[1]。王超恩(2013年)研究发现人力资本存量越高，职业稳定性越高，职业流动意愿弱[2]。俞林(2016年)认为性别、年龄、受教育程度等人力资本要素对职业流动能力有显著影响，职业培训与受教育经历等人力资本要素刺激职业流动[3]。谢嗣胜等(2018年)认为技能型员工受到流动收益、流动成本以及外部机会的共同作用进行有序层流[4-5]。工作满意度在经济学研究中被认为是个体工作效用的反应，在心理学和社会学研究中被界定为个体对现有角色的喜好[6]。将工作满意度引入人力资本与职业流动意愿的关系研究，是经济学假设在社会学领域的自然延伸。过往研究中，不乏有研究者考察工作满意度对员工职业流动意愿的直接影响，但该变量是否对人力资本与职业流动意愿关系有调节作用尚不明确，值得做进一步的研究。

本文以江苏、安徽两地制造企业为样，计量分析人力资本对技能型员工职业流动意愿的影响效应，特别是人力资本异质性构成要素对技能型员工职业流动意愿的不同动力作用，并进一步考察工作满意度对二者关系的调节作用。

2 方法

2.1 人力资本

Mincer(1958年)认为在学校受教育获得的知识累积成通用人力资本，在特定工作岗位习得的经验转化为专用人力资本[7]。从年龄及本单位工作年限来看，Mortensen(1977年)的研究结果表明员工在最初被雇佣时不确切知道企业的特征，当其工作一段时间后发现工作是不可接受的，他会选择离职[7]。Farber(1994年)认为随着劳动者的年龄和工作年限的增长其专有资本积累增加，工作流动性减少[9]。从受教育程度角度来看，Knight(2004年)总结出中国劳动者的职业流动行为特点：受教育程度较高者有非常显著的自愿流动倾向，受教育程度较低者则往往考虑规避风险而不主动流动[10]。在职业技能等级方面，殷红霞(2014年)认为文化知识和工作经验的欠缺制约劳动力的职业流动，受教育程度及职业技能突出则意味着较高的职业转换能力，刺激职业流动[11]。综合现有研究成果，人力资本影响职业流动意愿，且其各要素动力作用存在差异。本文研究对象是技能型员工，与其它类型人力资本相比有其特殊性，人力资本构成要素对职业流动意愿存在不一样的影响。基于此，提出如下研究假设：

假设1：技能型员工的人力资本显著影响职业流动意愿

假设1a：年龄增长趋于工作稳定，年纪轻则倾向于职业流动

假设1b：受教育程度对职业流动意愿有分层影响

假设1c：职业技能等级对职业流动意愿同样具有分层影响

假设1d：本单位工作年限增加，专用人力资本提升，迁移成本高，职业流动意愿下降

2.2 工作满意度的调节效应

范皑皑(2007年)通过工作满意度预测员工行为和工作绩效：较高的工作满意度会导致更低的离职率和更高的工作绩效[12]。Chen(2011年)认为随着组织任期的增长，员工的工作满意度变化与未来工作期望的关系会更加缓和，从而降低员工的职业流动意愿[13]。基于此，提出如下研究假设：

假设2：工作满意度在技能型员工的人力资本与职业流动意愿关系中起调节作用

2.3 研究设计

2.3.1 样本选择与数据来源

样本选择的技能型员工界定为在岗位一线生产和服务，具备专门知识、技术、操作技能，并能够运用这些能力解决生产操作中实际问题的员工。

数据来源于江苏、安徽两地制造企业技能型员工的实地调研，发放调查问卷300份，剔除数据填写不完整或错误的问卷，回收有效问卷267份。问卷内容涉及技能型员工的个人特征、人力资本、职业流动意愿以及工作满意度情况。问卷结束后与企业管理者进行交流，回收一份访谈材料。

2.3.2 模型选择与变量测量

研究分析主要采用交叉分析和层次回归分析等方法，结合调查样本的特征，对自变量和因变量的设置与解释如下：

(1)自变量：自变量包括个人特征变量、人力资本各要素变量。技能型员工的个人特征变量包括性别和婚姻状况。性别编码为：男性1人，女性无。婚姻状况编码为：单身无，已婚1人。人力资本包括年龄、受教育程度、职业技能等级以及本单位工作年限四个要素变量。年龄编码为：16-25岁1人，26-35岁2人，36-45岁3人，46岁及以上4人；受教育程度编码为：初中及以下1人，高中、中专、大专2人，本科及以上3人；职业技能等级编码为：无技能等级证书无，初级工1人，中级工2人，高级工、技师、高级技师3人。依据探索分析的结果，本单位工作年限数据的结果通过正态性检验，满足均值为2.28，偏度为0.3的正态分布。因此，本单位工作年限编码为：1年及以下1人，1-3年2人，3-6年3人，6年及以上4人。

(2)因变量：职业流动意愿。打算离开现有职业1人，继续留在现有职业无。

3 结果

3.1 交叉分析

为便于观察各研究变量的数据分布，初步筛选现有自变量因素是否能够解释因变量，表1列出了各研究变量的二维交叉分析结果。

表1 研究变量与职业流动意愿的交叉分析表

注：表中*表示α=0.1的水平上显著；**表示α=0.05的水平上显著；***表示α=0.01的水平上显著。

被调查制造企业男性员工占比高，职业流动意愿低于女性员工。87.3%的技能型员工为已婚，职业流动意愿低于未婚员工。性别及婚姻状况未通过卡方检验，对职业流动意愿没有显著作用。新生代员工成为制造企业的生产主力，占比88.6%。年龄增长，员工的职业流动意愿减弱。技能型员工的受教育程度集中在高中及以下学历水平，本科及以上学历水平的技能型员工比例占比19.1%，职业流动意愿强，受教育程度对技能型员工职业流动意愿起关键作用。职业技能等级未通过卡方检验，但考虑到该变量是评价技能型员工人力资本的重要指标，暂时不予剔除。超过半数的员工在本单位工作年限少于三年，工作稳定性差。在本单位工作6年及以上的员工愿意留下的比例占50%，本单位工作年限增长，职业流动意愿增强。

综上所述，技能型员工人力资本的各要素变量包括年龄、受教育程度、职业技能等级和本单位工作年限进入相关分析及回归分析。控制变量设计为性别及婚姻状况。

3.2 描述性统计和相关系数矩阵

主要研究变量的平均值、标准差以及Pearson相关系数矩阵直观地显示自变量与因变量之间的相关关系，具体结果见表2。

表2 研究变量的描述性统计和相关系数矩阵

注 ：*表示P<0.05，**表示P<0.01(双尾检验)。N=267。

表2分析结果表明，职业技能等级与其他变量没有显著相关性，年龄与职业流动意愿负相关，受教育程度及本单位工作年限与职业流动意愿正相关。表中不同变量之间的相关系数低于0.5，容差远>0.1，方差膨胀因子<5，特征值不为0。这表明此次研究自变量之间不存在多重共线性问题。结合交叉分析及相关分析结果，可以初步得知技能型员工的人力资本对职业流动意愿有显著影响，下一步实证检验以获得更准确的结论。

3.3 假设检验

3.3.1 技能型员工的人力资本与职业流动意愿

分析自变量和控制变量对因变量的作用，检验人力资本对技能型员工职业流动意愿影响，研究分六个模型操作：模型1仅包含控制变量；模型2至模型5依次加入人力资本各要素包括年龄、受教育程度、职业技能等级、本单位工作年限和控制变量；模型6包含所有显著性变量和控制变量。回归分析结果见表3。

表3 人力资本对职业流动意愿的回归分析结果

注 ：N = 267。*表示P<0.1，**表示P<0.05，***表示P<0.01。

由表3可知，假设1a、1b得到验证，假设1c、假设1d未得到验证。控制变量对技能型员工的职业流动意愿未产生显著影响。年龄与职业流动意愿显著负相关，受教育程度对职业流动意愿有分层影响。R^2、△R^2、F值等指标及其显著性水平表明模型4、模型5未通过检验，职业技能等级和本单位工作年限作用不显著。回归模型总体效果理想。

3.3.2 工作满意度的调节效应

根据温忠麟的研究理论[15]，人力资本是连续型变量，工作满意度强制分布为工作满意度较高和工作满意度较低两类，以调节变量的取值分组，分别做因变量对自变量的回归。若回归系数的差异显著，则调节效应显著。第一步进入回归方程的为控制变量，第二步人力资本各要素变量和控制变量依次进入回归方程，第三步人力资本中的显著变量和控制变量进入回归方程。表4为回归分析结果。

表4 工作满意度的调节效应

注 ：*表示P<0.1，**表示P<0.05，***表示P<0.01。

由表4可知，假设2得到了验证。工作满意度对人力资本与职业流动意愿的关系有显著调节作用。工作满意度较高时，职业技能等级的增加削弱员工的职业流动意愿。工作满意度水平较低时，年龄与职业流动意愿显著负相关，受教育程度越高职业流动意愿越强。工作满意度水平较低条件下的人力资本对职业流动的解释能力(11.5%)大于工作满意度较高水平时人力资本对职业流动的解释能力(6.8%)。

4 讨论

通过对江苏、安徽两地制造企业的调查研究，发现60.3%的技能型员工有职业流动意愿。员工产生职业流动意愿的原因有很多，人力资本是主要因素。结合交叉分析及回归分析结果：年纪轻的员工职业流动意愿强，这是因为他们倾向于选择挑战性强、报酬高的工作，年龄增长则趋于工作稳定。受教育程度对职业流动意愿有分层影响，受教育程度高则通用人力资本累积存量高，获得就业机会的可能性大，职业流动意愿强。相反的，受教育程度低则规避风险意识高，职业流动意愿弱。分组回归分析结果表明：工作满意度的调节作用显著。工作满意度低时，工作满意度对人力资本与职业流动意愿关系未起到作用。工作满意度高时，职业技能等级对职业流动意愿的影响转为显著，年龄和受教育程度对职业流动意愿的影响转为不显著。基于双因素理论，员工对工作满意度高源于对工作本身、企业管理政策、薪酬福利、工作条件和员工关系的认可。加上职业技能等级的提高意味着其专用人力资本提高，职业转换的机会成本大，因而职业流动意愿弱。分组回归分析结果还表明：对比来看，工作满意度低时，人力资本对职业流动意愿影响的拟合效果更佳，这表明技能型员工的工作满意度较低更贴近实际情况。结合现实情况和访谈结果，发现制造企业多以劳动密集型方式增长，普遍存在工作环境不佳、时间长、强度大、收入低等情况。员工为了改善工作条件和劳动报酬进行频繁的职业流动，使得员工陷入“低端锁定”的困境。

5 结论

人力资本对职业流动意愿的影响是一个复杂的过程，职业技能等级通过较高的工作满意度影响职业流动意愿，年龄及受教育程度对职业流动意愿的关系被较高工作满意度的削弱作用影响。工作满意度的调节作用假设获得验证，人力资本的异质性因其各要素的差异化动力作用得到支持。

综上所述，提出以下建议：新生代技能型员工应树立正确就业观念，避免过度的职业流动，注重专用人力资本累积。企业实施管理时赋予员工更多的责任、工作自主权和控制权，改善工作环境，为员工“加薪减负”。政府健全劳动力市场招聘体系，为技能型员工提供便捷的渠道以获得准确清晰的就业信息，开展专业的职业培训，夯实技能型员工在中国制造发展中的主力地位。