新生代工作价值观、职业成长对工作满意度的影响

吴小春，郭钟泽，谢宝国，李 霖

(1.武汉理工大学 创业学院，湖北 武汉 430070；2.北京信息科技大学 经济管理学院，北京 100192；3.武汉理工大学 管理学院，湖北 武汉 430070；4.央广新媒体文化传媒(北京)有限公司，北京 100045)

互联网在我国政治、经济、文化等各个领域发挥越来越重要的作用。依托网络技术、信息技术以及数字技术，我国媒体传播已经进入了新媒体时代。作为人才密集型行业，新媒体从业人员对行业的发展起到了至关重要的作用。

目前，作为新生代员工的“90后”已经大量涌入了新媒体行业并成为该行业的主力从业者。“90后”从业人员的进入使得新媒体行业呈现全新的职业生态，极大促进了行业活力和社会整体文化软实力。然而，由于他们拥有更多元的价值观和自我实现的动机，使得他们在新媒体工作中常常体验到理想与现实之间的落差，从而形成较低的工作满意度和较高的流动率。而且，新媒体行业“90后”员工作为典型知识型员工，他们还有一个非常重要的特征是注重个人职业发展，热衷于自己的职业，希望在事业上有所成就[1-2]。

员工工作满意度作为员工离职的一个重要前因变量，一直以来是人力资源管理理论研究中的重要话题。如何提升新媒体行业“90后”员工的工作满意度也是新媒体行业人力资源管理实践中面临的现实问题。总之，新媒体行业的“90后”员工作为新生代员工和典型知识型员工具有两个非常重要的特征，即价值观多元化和注重职业发展机会。因此，笔者拟从这两个角度考察新媒体行业“90后”员工工作满意度的来源及内在机制。通过探索新生代价值观和职业成长对新媒体行业“90后”员工工作满意度的影响及内在机制，不仅可以丰富新生代工作价值观理论，还有利于探明新媒体行业“90后”工作满意度的来源机理。

1 文献回顾

1.1 工作满意度

JUDGE等[3]将工作满意度定义为员工对其工作的一种态度和情感反应，受到个人内在因素和组织外在环境变化的影响。现有研究表明，高工作满意度常常会带来积极的组织效果，比如低的员工离职率和缺勤率，高的工作绩效[4]。从测量方式来说，工作满意度的评价方式有多面向测量和总体测量。多面向测量法要求员工从对领导、对同事、对薪酬、对工作等多个方面评估自己的满意程度。总体测量法则要求员工对工作整体情况进行评价。NAGY[5]指出总体测量允许个体根据自然出现在其头脑中的某一现象的不同面向进行评价，能更精确地反映个体对某一现象的整体的知觉和意愿，因此笔者采用该种方法对新媒体行业“90后”员工的工作满意度进行测量。

1.2 新生代工作价值观

工作价值观是一种信念和工作偏好，对员工的工作态度和行为具有非常重要影响[6]。新生代工作价值观是指出生于20世纪80、90年代的工作者明辨是非及确定工作偏好时采用的相关标准[7]，包括功利导向、人际和谐、长期发展、内在偏好和创新导向5个维度[8]。现有研究大多采用自我验证理论视角，探讨新生代工作价值观的不同维度对其工作态度或行为的影响。如胡翔等[9]通过实证研究发现新生代工作价值观的5个维度均对工作满意度产生作用，除功利导向负向影响工作满意度，其他4个维度都正向影响工作满意度。然而，由于人是作为整体而不是以元素的方式存在，因此把新生代工作价值观作为一个整体概念来探讨其对工作满意度的影响更具有普适性[10]。而且，鲜有研究采用工作需求-资源模型(job demands-resources model, JD-R)探讨新媒体行业“90后”员工这类典型群体的工作价值观对其工作满意度的影响。

1.3 职业成长

职业成长是指员工在组织内部获得的职业成长，由升职速率、报酬增长、业务能力进步和网络能力发展构成[11-12]。职业成长是职业生涯管理的核心议题，也是新生代知识型员工最为看重的工作激励因素，组织应尽力支持员工成长与发展。BAKKER等[13]基于工作需求-资源模型,指出职业成长是一种重要的工作资源。作为典型知识型工作群体的新媒体行业“90后”员工，不难预测他们的职业成长对其工作满意度有重要影响。

2 研究假设与理论模型

2.1 新生代工作价值观与工作满意度

工作需求-资源模型认为每份工作都包含特定需求和资源要素，工作需求会给员工带来生理或心理压力，而工作资源则会给员工带来积极的工作体验，这是因为工作资源能帮助员工实现工作目标，减少工作要求及生理和心理成本。工作资源包括来自组织的外部资源(如参与决策、工作自主性、组织支持等)和来自个体的内部资源(即积极的认知因素及行为模式)[14]。

作为一个整体构念，新生代工作价值观是一种内在认知资源。因此，基于工作需求-资源模型，预测新媒体行业“90后”员工的新生代工作价值观正向影响其工作满意度。首先，已有研究表明工作价值观作为一种稳定的价值判断体系和评价系统会对工作满意度产生显著影响[15-16]。新生代工作价值观是来自员工的内在认知资源，能有效抵抗工作需求，降低新媒体行业“90后”员工的工作压力，提升工作满意度。其次，已有实证研究发现工作价值观对工作满意度有正向影响[17-18]，而且国内学者胡翔等发现新生代工作价值观的人际和谐、内在偏好、长期发展和创新导向对工作满意度有积极影响。综上，笔者提出如下假设：

H1新生代工作价值观对新媒体行业“90后”员工的工作满意度具有显著正向影响。

2.2 职业成长与工作满意度

BAKKER等指出职业成长是组织为员工提供的重要工作资源，因此根据工作需求-资源模型，笔者预期职业成长正向影响新媒体行业“90后”员工的工作满意度。首先，当组织为员工提供良好的升职速率、报酬增长、业务能力进步和网络能力发展等重要工作资源时，能有效帮助新媒体行业“90后”员工应对工作要求，带来积极的工作体验，进而提升他们的工作满意度。其次，职业发展机会作为一种重要的工作资源为员工个人目标实现提供了帮助，满足了员工追求职业发展的需求。而且，当组织给予员工职业发展机会时，表明组织重视该员工，满足了个体追求认可和尊重的需要。当员工的重要需求得到满足后，对工作就会产生更高的满意度。最后，国内外已有实证研究表明职业成长积极影响工作满意度[19-20]。根据上述分析，笔者提出如下假设：

H2职业成长对新媒体行业“90后”员工的工作满意度具有显著正向影响。

2.3 职业成长对新生代工作价值观与工作满意度间关系的调节作用

工作需求-资源模型指出个人资源和工作资源会以交互方式对员工心理与行为产生更为复杂的影响。职业成长是一种组织提供的重要外在工作资源，而新生代工作价值观是个人内在资源。因此，根据工作需求-资源模型，职业成长会与新生代工作价值观产生交互作用，从而对其工作满意度产生影响。首先，当新媒体行业“90后”员工能够从组织中获得更多职业成长时，意味着个人能从工作中获取更多有利资源，从而有助于增强新生代工作价值观与工作满意度二者的关系。其次，从职业发展的长期目标来看，更多的职业成长资源可以帮助新媒体行业“90后”获得持续发展，进一步促进“90后”员工秉持人际和谐、创新导向等价值认知相一致的新生代工作价值观，从而获得更高的工作满意感。因此，笔者提出如下假设：

H3职业成长对新媒体行业“90后”员工的新生代工作价值观与工作满意度之间的关系具有显著调节作用。

基于上述研究假设，笔者构建出了新生代工作价值观、职业成长对新媒体行业“90后”员工工作满意度的影响机制模型，如图1所示。

3 研究方法

3.1 研究样本

研究对象为来自某国家重点新闻企业出生于1990至1999年的“90后”全职工作人员。为了减少数据同源偏差的影响，笔者参照PODSAKOFF等[21]的建议及国内学者谢宝国等[22-23]采集数据的做法，通过两种方式对可能存在的同源偏差进行控制：①分开时点收集数据。首次数据采集收取新生代工作价值观和职业成长的数据,2个月后再收集工作满意度的数据。②各问卷的反应语句有所差异。新生代工作价值观、职业成长问卷要求填答者做符合程度反应，工作满意度问卷要求填答者做同意程度反应。

第一批发放300份“90后”员工问卷，间隔2个月的两次问卷测量回收有效问卷215份，有效问卷回收率为71.67%。研究样本中男性125人(占58.1%)，女性90人(占41.9%)，未婚人员占63.2%，已婚人员占36.8%，平均年龄为25.68岁，平均组织任期为2.13年，大专及以下学历的占7.4%，本科学历的占61.9%，研究生及以上学历的占30.7%。

3.2 测量工具

(1)新生代工作价值观。采用文献[8]的问卷对新生代工作价值观进行测量，共20个条目。举例条目为“工作与个人兴趣爱好匹配”，反应方式为Likert5计分(1=非常不符合，2=比较不符合，3=不确定，4=比较符合，5=非常符合)。该量表的测量信度为0.93。

(2)职业成长。采用文献[12]的问卷对职业成长进行测量，问卷包括升职速率、报酬增长、业务能力进步和网络能力发展4个维度，共计15个条目。举例条目为“在当前工作单位，我的升职速率比较快”，反应方式为Likert5计分(1=非常不符合，2=比较不符合，3=不确定，4=比较符合，5=非常符合)。该量表的测量信度为0.92。

(3)工作满意度。采用文献[24]中的工作满意度量表进行测量，包含3个条目。举例条目为“总的来讲，我不喜欢我的工作”，反应方式为Likert5计分(1=非常不同意，2=比较不同意，3=不确定，4=比较同意，5=非常同意)。该量表的测量信度为0.69。

(4)控制变量。为排除社会-人口统计学变量的潜在影响，笔者将性别、年龄、婚姻状态、受教育程度和组织任期作为控制变量纳入分析之中。

4 研究结果

4.1 数据预分析

首先，对新媒体行业“90后”员工的新生代工作价值观、职业成长和工作满意度3个变量进行区分效度检验。结果表明，3因子模型的拟合效度最好(χ2=135.42，df=39，TLI=0.92，CFI=0.96，RMSEA=0.05，SRMR=0.03)，说明3个变量具有较好的区分效度，均为独立变量。

其次，根据文献[21]的做法，笔者对同源偏差采用不可测量潜在方法因子效应进行检验，即在新生代工作价值观、职业成长、工作满意度3因子模型上增加一个方法因子后，模型拟合指数并未得到较大改善(ΔTLI=0.01，ΔCFI=0.00，ΔRMSEA=0.01，ΔSRMR=0.01),可见在本研究中同源偏差并不严重。

4.2 描述统计分析

描述性统计分析结果如表1所示，可以看出新生代工作价值观、职业成长与工作满意度呈显著正相关(r=0.61,p﹤0.01；r=0.52，p﹤0.01)。因此，本研究中3个变量之间存在较好的关联性，初步支持相关研究假设。

表1 描述性统计分析结果

注：*p﹤0.05；**p﹤0.01；N=215

4.3 假设检验结果

采用SPSS22.0的层级回归分析对假设结果进行检验，层级回归分析结果如表2所示。

表2 层级回归分析结果

注：*p﹤0.05；**p﹤0.01；***p﹤0.001；N=215

假设H1认为新媒体行业“90后”员工的新生代工作价值观正向预测其工作满意度。表2中模型2的回归结果显示，当控制了性别、年龄、婚姻状态、受教育程度和组织任期后，新生代工作价值观显著正向影响工作满意度(β=0.61，p<0.001)，假设H1得到验证。进一步检验还可以发现，新生代工作价值观的5个维度中功利导向负向影响工作满意度(β=-0.13，p<0.05)，而人际和谐(β=0.57，p<0.001)、长期发展(β=0.69，p<0.001)、内在偏好(β=0.78，p<0.001)和创新导向(β=0.32，p<0.01)均正向影响工作满意度，检验结果与文献[9]的研究发现具有相似性。

假设H2认为新媒体行业“90后”员工的职业成长正向预测其工作满意度。模型3的回归结果显示，当控制了性别、年龄、婚姻状态、受教育程度和组织任期后，新媒体行业“90后”员工的职业成长能显著正向影响其工作满意度(β=0.70，p<0.001)，假设H2得到验证。

假设H3认为新媒体行业“90后”员工的职业成长显著调节新生代工作价值观与工作满意度之间的关系。模型4的回归结果显示，新生代工作价值观和职业成长的主效应显著，而且二者的交互项(新生代工作价值观×职业成长)还能显著预测工作满意度(β=0.10，p<0.05)。同时，职业成长对新生代工作价值观与工作满意度之间关系的调节作用如图2所示，可以看出在高职业成长情况下，新生代工作价值观具有更显著的正向预测作用(β=0.56，t=7.63，p<0.05)，而在低职业成长情况下，新生代工作价值观对其工作满意度的正向影响不是那么强(β=0.32，t=4.87，p<0.05)，假设H3也得到验证。

图2 职业成长对新生代工作价值观与 工作满意度之间关系的调节作用

5 结论

笔者通过理论分析和实证检验，探讨了新生代工作价值观、职业成长对新媒体行业“90后”员工工作满意度的影响机制，研究结果表明：

(1)新媒体行业“90后”员工的新生代工作价值观对其工作满意度有显著正向影响。工作价值观作为一种信念和认知，对员工的工作态度和行为具有重要影响。笔者研究发现新生代工作价值观对新媒体行业“90”后员工的工作满意度具有显著正向影响。这一研究结果给管理者带来的启示是，尽管新生代工作价值观具有不同维度，但作为整体概念，新生代工作价值观影响新媒体行业“90后”员工产生更高水平的工作满意度，针对新生代群体跳槽频繁、用工不稳定的问题，管理者需要正确和客观看待。

(2)职业成长对新媒体行业“90后”员工工作满意度不仅有显著正向直接影响，还能显著调节自变量新生代工作价值观与结果变量工作满意度二者的关系。当职业成长越高时，新媒体行业“90后”员工的新生代工作价值观与工作满意度之间的正向关系越强。由于新生代工作价值观是员工长期以来形成的内在价值导向，在员工个体职业生涯中相对保持稳定，因此对新生代工作价值观与工作满意度之间关系的边界机制进行探讨显得非常有意义。研究结果说明要提升新媒体行业“90后”员工的工作满意度，不仅需要内在认知资源，比如积极的工作价值观，还需要企业提供重要的外在工作资源，比如职业成长。只有在积极的个人资源和重要的工作资源共同作用下，新生代员工才会产生高水平的工作满意度。