无边界职业生涯取向与青年员工职业成功：职业胜任力的中介作用 *

王忠军 杨 彬 汪义广 刘丽丹 黄 蜜

(1 华中师范大学心理学院，武汉 430079) (2 湖北中医药大学人文学院，武汉 430065)

1 引言

随着外部环境的变化，组织为个人提供安全稳定的雇佣和发展平台变得日益困难。越来越多的员工依靠自我职业生涯管理，不断跨越组织内部和外部的工作边界，来主动适应变化的工作环境，这种新的职业生涯发展模式被称为“无边界职业生涯”（牛爽, 郭文臣, 2009; Arthur & Rousseau,1996; Sullivan & Arthur, 2006）。研究发现，青年员工尤其偏好“跨界”和“流动”（王忠军, 黄蜜, 王仁华, 2017; Alonderienė & Šimkevičiūtė, 2018; Cordeiro &de Albuquerque, 2017; Inanc & Ozdilek, 2019），具有更强烈的无边界职业生涯取向（boundaryless career orientation, BCO），即倾向于通过工作流动来适应变化的工作环境，并对创造和保持跨越边界的工作充满热情（Briscoe, Hall, & DeMuth, 2006）。然而在现实中，无边界职业生涯取向（以下简称为BCO）能否为青年员工带来积极的结果（如职业成功），是值得研究的问题。

职业成功（career success）是重要的职业发展结果，指个体在工作经历中所累积的与工作相关的成就（Arthur, Khapova, & Wilderom, 2005）。Eby，Butts 和Lockwood（2003）提出采用个体在劳动力市场的职业竞争力，包括组织内部职业竞争力（perceived internal marketability, PIM）和组织外部职业竞争力（perceived external marketability,PEM）两个指标，来作为客观职业成功的衡量标准，同时将职业生涯满意度（career satisfaction）作为主观的、心理意义上的成功标准，上述职业成功的衡量指标被越来越多的研究者采纳。然而，在以往有关BCO 与职业成功的关系研究中，存在一些不一致、甚至矛盾的结果。一个可能的原因是特定的、不同类型的BCO 与不同职业结果（职业成功指标）之间可能存在差异化关系（Enache,Simo, Sallán, & Fernández, 2008; Verbruggen, 2012;Volmer & Spurk, 2011）。然而目前大部分研究倾向于探讨BCO 的总体取向与相关结果变量的关系（宁甜甜, 张再生, 2014; Gerli, Bonesso, & Pizzi,2015）。

目前只有少数几项研究初步探讨了BCO 与职业成功的关系机制（Colakoglu, 2011; Lo Presti,Pluviano, & Briscoe, 2018; Verbruggen, 2012）。近期的一篇文献综述也指出，无边界职业生涯可能机会与威胁、收益与成本并存（Guan, Arthur, Khapova,Hall, & Lord, 2019）。因此亟待更多研究来厘清BCO 与职业成功之间的关系。考虑到BCO 在青年人群中更为普遍，而以往研究很少考察BCO 及其效果在不同年龄、生涯阶段上的差异，也很少针对特定年龄阶段的对象进行研究，本研究将聚焦青年员工对象来考察BCO 与职业成功的关系。鉴于BCO 具有两个维度：无边界思维模式（boundaryless mindset, BM）和组织流动性偏好（organizational mobility preference, OMP），本研究将分别考察BCO不同维度与青年员工主观和客观职业成功的关系。

无边界思维模式（BM）反映的是人们自发地追求跨岗位、跨部门和跨组织边界的工作关系的态度偏好（Briscoe et al., 2006）。持有无边界思维模式有助于青年员工积累与岗位和职业相关的、可迁移的知识、经验与技能。Eby 等（2003）的研究发现员工通过和组织内外部的人合作，能够获得更专业的指导、持续性的学习机会和多样的工作技能，从而提升组织内、外部的职业竞争力。对青年员工而言，快速适应工作环境，寻求多元化的职业指导和社会支持极为重要，而建立跨越工作边界的关系和合作，有助于积累上述职业资源。因此，本研究提出假设H1：无边界思维模式与青年员工的职业成功（如组织内部职业竞争力、组织外部职业竞争力和职业生涯满意度）显著地正相关。

组织流动性偏好（OMP）反映的是个体在不同组织之间进行工作流动的倾向，高组织流动性偏好的个体喜欢改变雇主和组织（Briscoe et al.,2006）。青年员工一般正处于职业探索期或建立期，往往缺乏清晰稳定的职业自我概念、职业身份认同和长远规划（Super, 1983），再加上雇佣环境的不稳定性，容易产生真实的工作流动行为（Lazarova & Taylor, 2009; Verbruggen, 2012）。然而青年员工在知识、经验和技能上存在不足，在劳动力市场上的“可替代性”较高，组织不太可能为具有高流动性倾向的人提供发展机会。组织流动性偏好高的员工由于无法专注在特定岗位上，难以发挥所学知识和技能，也难以积累工作资源和社会资源（夏祎辰, 2014）。因此本研究提出假设H2：组织流动性偏好与青年员工的职业成功（如组织内部职业竞争力、组织外部职业竞争力和职业生涯满意度）显著负相关。

在无边界职业生涯时代，员工只有不断提高职业胜任力，才能获得更多的职业机会，进而实现职业成功（周文霞, 辛迅, 谢宝国, 齐乾, 2015）。职业胜任力有助于个体进行职业生涯管理的积累性知识（DeFillippi & Arthur, 1994），具体包括三个核心成分：一是“Knowing-Why”，旨在回答“为什么工作”的问题，包括个体的工作动机、意义、认同、兴趣和价值观等内部心理资源；二是“Knowing-How”，旨在回答“怎样工作”的问题，涉及员工在职业生涯中学习和积累的知识技能、专业才能、隐性和显性知识等人力资本；三是“Knowing-Whom”，旨在回答“和谁一起工作”的问题，包括在职业中积攒的有助于组织或个人的社会网络和人际关系，即社会资本。本研究选择与无边界职业生涯更契合的视角—职业胜任力模型（career competency model），来作为解释青年员工BCO 与职业成功关系的“联结”（linkage）机制。本研究认为，BCO 的不同维度与青年员工职业胜任力之间具有差异化的关系。

持有无边界思维模式的员工偏好于跨越组织内外部工作边界的合作，这一方面能够增强自身的内外部人际关系网络，积累社会资本，另一方面，也有助于获得专业指导、职业支持和学习机会，而这些都是提升职业胜任力的关键资源（周文霞等, 2015; Kong, Cheung, & Song, 2012）。并且职业胜任力的不同成分之间是相互依赖、相互促进的关系（DeFillippi & Arthur, 1994; Inkson &Arthur, 2001）。例如员工通过跨越工作边界的广泛合作建构社交关系网络，能提供新的学习和技能提升的机会，促进职业效能和职业认同，带来内部心理资源提升，这些内部心理资源又能驱使个体构建符合职业目标的社会关系。如此循环往复，最终获得职业胜任力的整体提升。因此本研究提出假设H3：无边界思维模式与青年员工的职业胜任力显著正相关。

具有组织流动性偏好的员工容易产生跨组织流动（如跳槽），这种流动可能不利于青年员工提升职业胜任力。在生涯早期，频繁的流动会导致较低的成长性，甚至会丧失职业信心，损害内部心理资源，不利于知识技能的积累。最后，组织流动性偏好也不利于社会资本的积累。因此，本研究提出假设H4：组织流动性偏好与青年员工的职业胜任力显著负相关。

综上所述，根据职业成功的胜任力模型（DeFillippi & Arthur, 1994; Eby et al., 2003），职业胜任力是解释职业成功的关键性资源。以往大量研究也证实，职业胜任力与职业发展结果密切相关，能直接或间接地解释职业成功（Akkermans &Tims, 2017; Colakoglu, 2011; Francis-Smythe, Haase,Thomas, & Steele, 2013; Guan, Yang, Zhou, Tian, &Eves, 2016; Stumpf, 2014）。因此，本研究预期：职业胜任力在无边界思维模式（假设H5）、组织流动性偏好（假设H6）与青年员工职业成功的关系中均起着中介作用。

2 研究方法

2.1 样本

本研究采用两阶段（two-wave）问卷调查法来获取数据，通过与一家提供就业与人力资源服务的网络公司合作，利用该公司平台和客户资源发放网络问卷。样本对象为来自全国不同省份、不同行业和企业的青年员工。第一次邀请被试填答人口统计学情况和无边界职业生涯取向问卷，共搜集440 份问卷，删除无效问卷后得到有效问卷418 份，有效率为95.0%。1 个月后，通过该平台向被试发放第二次调查问卷，请被试填答职业胜任力和职业成功问卷，共收回问卷406 份，与第一次调查进行匹配，最后获得有效匹配的问卷385 份。

有效被试的平均年龄为29.78 岁（SD=3.42岁）；男性占45.5%；在教育程度方面，高中及以下占1.6%，专科占11.2%，本科占80.5%，研究生以上占6.8%；工作地区在一线城市的占52.2%，非一线城市的占47.8%；来自国有企业的占18.4%，民营企业占51.9%，外资企业占26%，机关与事业单位占3.1%；工作年限在3 年及以下者占10.4%，4～6年占28.1%，7～9 年占38.2%，10 年及以上者占23.3%。

2.2 测量工具

无边界职业生涯取向。采用Briscoe 等（2006）开发的、经Porter，Woo 和Tak（2016）修订的无边界职业生涯态度量表简版，包含两个分量表，分别测量无边界思维模式（3 个题项）和组织流动性偏好（3 个题项）两个维度，例题如：“我喜欢在由不同单位人员组成的项目组工作”，“如果我不能再为我现在的单位工作，我将感到非常失望”。采用Likert5 级计分。本研究中，无边界思维模式和组织流动性偏好分量表的内部一致性系数分别为0.62 和0.62。

职业胜任力。采用Eby 等（2003）编制，并经郑晓霞（2011）修订的职业胜任力量表。该量表包含Knowing-Why、Knowing-How 和Knowing-Whom 三个子维度，共18 个题项，采用Likert5级计分。例题如：“我很清楚什么样的工作任务和项目能激发我的动力”，“我掌握了与工作相关的、多样化的技能”，“我在本行业内的人脉很广”。本研究中，该量表的内部一致性系数为0.86。

职业成功。采用Eby 等（2003）对于职业成功的三个衡量指标。其中，组织内职业竞争力和组织外职业竞争力分量表为Eby 等（2003）编制，每个分量表包含3 个题项，例题如：“我在单位里有许多发展机会”，“我很容易就能在别的单位找到类似的工作”。两个分量表的内部一致性系数分别为0.73 和0.74。采用Greenhaus，Parasuraman和Wormley（1990）编制的5 个题项的职业生涯满意度量表测量主观职业成功，题目如：“我对自己在职业生涯中所取得的成就感到满意”。在本研究中，该量表的内部一致性系数为0.83。职业成功量表均采用Likert5 级计分。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

尽管本研究采用两阶段设计来收集数据，但仍依赖于单一来源被试的自我报告。为检验共同方法偏差的影响，采用Harman 单因子检验法将所有测量项目进行未旋转的探索性因素分析。结果提取出特征值大于1 的因子共14 个，其中第一个因子解释总变异量的22.45%，低于国内研究广泛采用的40%的临界标准。因此，本研究不存在严重的共同方法偏差问题。

3.2 描述性统计及相关分析

各研究变量的描述性统计结果如表1 所示。

3.3 无边界职业生涯取向与职业成功关系的层级回归分析

采用SPSS25.0 进行层级回归分析来考察无边界职业生涯取向与青年员工职业成功的关系，第一层控制了人口统计学变量，第二层纳入BCO的两个维度作为预测变量。回归分析结果如表2所示。

由表2 可知，在控制了人口统计学变量后，无边界思维模式与青年员工组织内职业竞争力（β=0.33,t=8.25,p＜0.001）、组织外职业竞争力（β=0.31,t=6.67,p＜0.001）和职业生涯满意度（β=0.26,t=6.29,p＜0.001）均显著正相关，假设H1 得到验证；组织流动性偏好与青年员工组织内职业竞争力（β=-0.50,t=-12.72,p＜0.001）、组织外职业竞争力（β=-0.23,t=-4.82,p＜0.001）和职业生涯满意度（β=-0.50,t=-12.10,p＜0.001）均显著负相关，假设H2 得到验证。

表1 各变量的平均数、标准差与相关矩阵（n=385）

表2 职业成功的层级回归分析结果

3.4 职业胜任力的中介效应分析

采用Amos21.0 对中介假设模型进行验证。模型拟合指数如下：χ2=348.0，df=158，χ2/df=2.20，CFI=0.94，TLI=0.92，RMSEA=0.06，表明模型对数据的拟合良好。如图1 所示，无边界思维模式与组织内职业竞争力（β=0.09,p＞0.05）、组织外职业竞争力（β=-0.04,p＞0.05）和职业生涯满意度（β=0.01,p＞0.05）之间的直接路径均不显著；无边界思维模式与职业胜任力显著正相关（β=0.52,p＜0.001），假设H3 得到验证，并通过职业胜任力正向预测组织内职业竞争力（β=0.58,p＜0.001）、组织外职业竞争力（β=0.87,p＜0.001）和职业生涯满意度（β=0.51,p＜0.001），即职业胜任力在无边界思维模式与客观职业成功、主观职业成功的关系间中起完全中介作用，假设H5 得到初步验证。组织流动性偏好与组织内职业竞争力（β=-0.48,p＜0.001）和职业生涯满意度（β=-0.48,p＜0.001）之间的直接路径显著，与组织外职业竞争力（β=0.03,p＞0.05）的直接路径不显著；组织流动性偏好显著负向预测职业胜任力（β=-0.45,p＜0.001），假设H4 得到验证，并通过职业胜任力负向预测组织内竞争力和职业生涯满意度，即职业胜任力在组织流动性偏好与客观职业成功、主观职业成功的关系间起到中介作用，假设H6 得到初步验证。

图1 中介假设模型路径图

为了进一步验证中介效应是否成立，使用偏差校正的百分位Bootstrap 法对中介效应进行检验，即通过重复随机抽样在原始数据（n=385）中抽取5000 个Bootstrap 样本，计算出中介效应的Bootstrap 95%置信区间。如表3 所示，每条中介路径的95%置信区间都没有包含0，说明各中介效应均显著。再次验证了本研究的假设H5 和H6。

表3 间接路径的Bootstrap95%置信区间

4 讨论

本研究基于青年员工对象和职业胜任力视角，探讨无边界职业生涯取向与青年员工职业成功的关系及作用机制。结果发现：无边界职业生涯取向的不同维度与职业成功具有完全相反的关系，无边界职业生涯取向的“双刃剑”效应在青年员工对象上得以证实。本研究的结果不仅可以解释在无边界职业生涯时代背景下，青年员工的职业生涯取向与职业成功之间的关系，也为组织和员工的职业生涯管理实践提供有意义的启示。概括而言，本研究具有以下贡献。

第一，以往研究很少考察具体的无边界职业生涯取向的效果差异，尤其是消极效应。本研究将无边界职业生涯取向的两个维度区分开来，作为两种独立的生涯取向，来探讨其与青年员工主、客观职业成功的关系。这种区分能将以往侧重于无边界职业生涯总体取向的研究，导向不同维度、类型的层面，有助于得出更具体化的研究结果。同时本研究基于特定年龄对象，能帮助厘清无边界职业生涯的复杂效应，响应和拓展以往研究。

第二，本研究以职业胜任力视角为切入点，不仅拓展了无边界职业生涯取向与职业成功的关系机制，也更为契合职业生涯早期阶段的员工发展特征。在无边界职业生涯时代，职业生涯管理的责任由组织回归到个人（Arthur & Rousseau,1996），促进青年员工职业发展的决定性因素在于自身的职业胜任力。本研究表明，职业胜任力在无边界生涯取向的两种具体维度与主观、客观职业成功的关系中均起到显著的中介作用，这一研究结果有助于进一步打开无边界生涯与职业结果关系的“黑箱”。

第三，本研究有助于深化对无边界职业生涯与职业成功关系的认识。Volmer 和Spurk（2011）以及Enache 等（2008）基于一般普通员工的研究，均发现无边界思维模式与主观职业成功的关系不显著。但本研究发现，对于青年员工来说，具有较高的组织流动性偏好，不仅不利于职业胜任力的提升，也会对主观、客观职业成功产生消极作用。这可能是因为本研究的对象更为特殊。许多研究显示，处在职业生涯不同发展阶段的员工，由于成长背景和发展背景的差异，其职业价值观和职业发展模式存在较大差异（尤佳, 孙遇春, 雷辉, 2013; Macky, Gardner, & Forsyth, 2008）。因此，对不同年龄和职业发展阶段的员工进行区分研究或比较研究，可能是未来的一个重要研究方向。

本研究对于青年员工及其组织同样具有管理实践意义。无边界职业生涯取向的“双刃剑”效应为个人及组织同时带来了机会和危机。对于青年员工个人来说，在相对固定的岗位上拓宽自己的工作角色边界，仍然是提升职业胜任力并实现职业成功的有效途径。在当前无边界职业生涯取向盛行的趋势下，组织也应当更重视并在新时代背景下重构职业生涯管理，为青年员工设置内容更加丰富、选择性更多的培训体系和职业晋升渠道，这将是吸引和保留青年员工群体的有效措施。

本研究仍存在不足之处。例如，尽管采用两阶段法收集数据，但本质上仍是横断研究设计，未来可以通过纵向研究确证变量间的因果关系。本研究对象仅聚焦于特定年龄阶段的群体（22～35岁之间的青年员工），随着组织中年龄多样性（age diversity）的发展趋势，未来研究可尝试发展适合于不同年龄、生涯阶段员工群体的理论模型，并进行比较研究。

5 结论

无边界职业生涯取向的不同维度与青年员工职业成功之间存在差异化的关系。具体而言，无边界思维模式与主观、客观职业成功均显著地正相关，职业胜任力在其中起到完全中介作用；组织流动性偏好与主观、客观职业成功均显著地负相关，职业胜任力在其中起部分中介作用。无边界职业生涯取向对青年员工的职业发展具有“双刃剑”效应。