姚軍梅 任 歡 于桂蘭

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企業(yè)員工自我效能對職業(yè)成功的影響研究*——以性別角色為調節(jié)變量

姚軍梅 任 歡 于桂蘭

內容提要：文章選取自我效能和性別角色兩個心理變量，構建自我效能對職業(yè)成功的影響關系模型，將性別角色作為調節(jié)變量，實證分析自我效能對職業(yè)成功的作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：高的自我效能會促進晉升這類客觀職業(yè)成功變量，并能提升職業(yè)滿意度、職業(yè)成功感兩個主觀職業(yè)成功變量；同時，性別角色顯著影響自我效能對職業(yè)成功的作用程度。相較于未分化、男性化和女性化三種性別角色類型，雙性化性別角色的受訪者自我效能對職業(yè)成功的影響更為顯著。

關鍵詞：職業(yè)成功 自我效能 性別角色

*本文系教育部哲學社會科學研究重大課題攻關項目“女性高層次人才成長規(guī)律與發(fā)展對策研究”（10JZD0045—2）的階段性研究成果。

對于企業(yè)員工而言，對自身能力的判斷與認可直接影響其工作投入和工作表現(xiàn)，影響個人對于職業(yè)滿意和職業(yè)成功的感知；同樣，不同性別角色的各項特質，會影響員工在工作中的行為，在工作業(yè)績以及職業(yè)評判上發(fā)揮著重要作用。研究自我效能和性別角色對職業(yè)成功的影響，能夠幫助員工更好地完善個人特質，促進職業(yè)成功。本研究選取453份企業(yè)員工樣本，探索自我效能和性別角色對職業(yè)成功產生影響的機制，為個人職業(yè)成功和組織人才培養(yǎng)提供借鑒。

一、文獻回顧

（一）自我效能

1.自我效能的發(fā)展。Bandura（1995）將自我效能定義為“個體在執(zhí)行某一行為操作之前對自己能夠在什么水平上完成該行為活動所具有的信念、判斷或主體自我感受”。Stajkovic和Luthans（1998）提出自我效能是指個體對自己在某個背景下為了成功完成某項特定任務而調動必須的動機、認知資源與一系列行動能力的一種確切的信念（或自信心）。

2.自我效能的測量。其測量量表可分為兩大類：一類是適用于各個領域的普適性自我效能量表；另一類則是為了解人們在某一方面的自我效能而設計的特異性的自我效能量表。本文以自我效能為自變量，進一步探討其對職業(yè)成功的影響。在測量時，選擇了由王才康等2001年翻譯編制的一般自我效能量表（中文版）。該量表是目前較為權威且被廣泛應用的普適性自我效能量表，具有0.82的信度系數(shù)。

（二）職業(yè)成功

1.職業(yè)成功的概念。Seibert和Kraimer（2001）將職業(yè)成功定義為“從一個人的工作經歷中獲得的積極性的正面的工作和心理成果”。周文霞（2006）指出，職業(yè)成功是指“一個人在職業(yè)生涯發(fā)展的過程中所累積起來的積極的心理上的或是與工作相關的成果或成就”。

2.職業(yè)成功的衡量指標與測量。在近幾年人們對職業(yè)成功的研究中，通常是把主觀成功和客觀成功同時考慮的。但兩部分所用到的測量指標和量表有所不同。常用且比較權威的主觀成功衡量指標有薪資、晉升、地位、薪資增長和管理層級等?？陀^成功的衡量標準有職業(yè)滿意度、職業(yè)成功感、工作滿意度和生活滿意度等。本文在測量職業(yè)成功時，也從客觀成功和主觀成功兩方面綜合考慮，選擇了應用最為廣泛的晉升、薪資、職業(yè)滿意度和職業(yè)成功感作為衡量指標。

（三）性別角色

1.性別角色的概念。楊雪燕和李樹茁（2004）指出，性別角色是“社會針對具有不同生物性別的人所制定的，足以確定其身份與地位的一整套權利、義務的規(guī)范與行為、表現(xiàn)的模式”。蔡華儉等（2008）是從兩種特質角度對性別角色進行分析，認為男性化特質和女性化特質代表兩類在不同情境中具有不同適應價值的特質。Constantinople在1973年首次提出了雙性化的性別角色概念，他指出“男性氣質和女性氣質是獨立的單一維度，即一個人可能同時擁有男性特質和女性特質”。這種雙性化模型認為，理想的性別角色是男性化和女性化特質均較高。

2.性別角色的測量。本文將性別角色作為調節(jié)變量，探討其對職業(yè)成功的影響。在選擇測量工具時，考慮到兼顧權威性與針對性，本文選擇了以Bem性別角色原型，經盧勤等（2003）考慮中國背景下修訂的性別角色量表。

二、理論模型與研究假設

（一）理論模型

筆者針對企業(yè)員工建立了以自我效能為自變量、職業(yè)成功為因變量、性別角色作調節(jié)變量的理論模型（如圖1）。

圖1　理論模型

（二）研究假設

1.自我效能對職業(yè)成功的影響。高水平的自我效能有助于提高員工對工作的信心、激發(fā)人的毅力、增強人的努力程度，對提升個人績效、達成職業(yè)目標有積極的作用，能夠促進個人職業(yè)成功；相反，低水平的自我效能使人們對自身缺乏控制，在遇到困難時容易產生悲觀的想法，采取回避態(tài)度，不利于個人的職業(yè)成功?；诖?，我們提出：

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，晉升次數(shù)越多。

H3：自我效能水平越高，職業(yè)滿意度越高。

H4：自我效能水平越高，職業(yè)成功感越高。

2.性別角色在自我效能與職業(yè)成功的關系間的調節(jié)作用。每個人的男性化特質與女性化特質高低程度是不同的。男性化特質所表現(xiàn)出的獨立與較強的領導力等，女性化特質所表現(xiàn)出的善解人意與細心等都對個人的發(fā)展有很大的影響。雙性化程度越高的人，其具有的多方面特質使其具有較好的自我效能，有利于實現(xiàn)個人成就，并能夠幫助員工建立與維系良好和諧的關系，進而擁有高的工作績效和工作滿意度，有利于職業(yè)成功?；诖?，我們提出：

H5：性別角色調節(jié)了自我效能與薪資之間的關系。即雙性化相對于單性化而言，自我效能對薪資的影響力在增強，而單性化相對于雙性化而言，自我效能對薪資的影響力在減弱。性別角色在自我效能與薪資的關系中有調節(jié)作用。

H6：性別角色調節(jié)了自我效能與晉升之間的關系。即雙性化相對于單性化而言，自我效能對晉升的影響力在增強，而單性化相對于雙性化而言，自我效能對晉升的影響力在減弱。性別角色在自我效能與晉升的關系中有調節(jié)作用。

H7：性別角色調節(jié)了自我效能與職業(yè)滿意度之間的關系。即雙性化相對于單性化而言，自我效能對職業(yè)滿意度的影響力在增強，而單性化相對于雙性化而言，自我效能對職業(yè)滿意度的影響力在減弱。性別角色在自我效能與職業(yè)滿意度的關系中有調節(jié)作用。

H8：性別角色調節(jié)了自我效能與職業(yè)成功感之間的關系。即雙性化相對于單性化而言，自我效能對職業(yè)成功感的影響力在增強，而單性化相對于雙性化而言，自我效能對職業(yè)成功感的影響力在減弱。性別角色在自我效能與職業(yè)成功感的關系中有調節(jié)作用。

三、研究方法

（一）研究對象與數(shù)據(jù)收集方法

本文研究對象主要是企業(yè)職工，通過網絡問卷與紙質問卷相結合的方式，共回收問卷500余份，其中有效問卷453份。受調查區(qū)域包括吉林、山西、天津、大連、北京等多個省、市、地區(qū)，各地區(qū)間樣本數(shù)量較為平均；受調查企業(yè)性質多樣，其中國有企業(yè)所占比例約為44%，合資企業(yè)與外資企業(yè)共計50%，其余少量為私營企業(yè)；受調查行業(yè)覆蓋了林業(yè)、食品業(yè)、汽車、咨詢、酒店等多個行業(yè)，工業(yè)與服務業(yè)所占比重相當。本文選取有效問卷453份為樣本，該樣本的覆蓋性較為全面，確保了本研究的普適性和合理性。

（二）研究變量的操作性定義及測量工具

本文所研究的自我效能，指的是適用于各個方面的、普適性的自我效能。所選取的量表是由Matthias Jerusalem和Ralf Sehwarzer在1979年設計的一般自我效能感量表。該量表共有十個題項，信度系數(shù)為0.82。該測量采用四點記分法。

職業(yè)成功的度量，筆者在客觀職業(yè)成功指標和主觀職業(yè)成功指標中選取了較為權威的指標，包括晉升、薪資、職業(yè)滿意度和職業(yè)成功感四個維度。其中職業(yè)滿意度測量采用的是由Greenhaus等（1990）編制的量表，該量表共有五個題項。職業(yè)成功感測量采用的是由Turban和Dougherty（1994）編制的量表，該量表共有四個題項。這兩個量表均采用五點記分法。

本文中對性別角色的定義是基于雙性化模型的。所選取的量表是由盧勤和蘇彥捷（2003）對Bem性別角色量表（1974）進行修改，適用于中國文化的性別角色量表。該量表由14項男性化條目和12項女性化條目構成，采用七點記分法。其中男性量表的信度系數(shù)為0.939，女性量表的信度系數(shù)為0.922。

（三）數(shù)據(jù)處理方法

本研究使用統(tǒng)計軟件SPSS18.0對數(shù)據(jù)進行分析，擬采用以下分析方法：（1）變量描述性分析。了解本次受訪人員的基本情況，本文現(xiàn)針對受訪人員的年齡、性別和工作年限進行基本信息的描述性分析。同時，晉升及性別角色這兩個變量均需要對數(shù)據(jù)進行進一步的編碼處理。（2）信度分析。包括對總體的信度分析，也包括自我效能、職業(yè)滿意度、職業(yè)成功感和性別角色四個分量表的信度分析。（3）相關度分析。為進一步的回歸分析做基礎，根據(jù)本文的前四個假設，需要先針對自我效能對薪資、晉升、職業(yè)滿意度、職業(yè)成功感四個指標做相關性分析。（4）回歸分析。進行自我效能與薪資、晉升、職業(yè)滿意度、職業(yè)成功感的回歸分析以驗證H1～H4。并以性別角色分組進行自我效能與薪資、晉升、職業(yè)滿意度、職業(yè)成功感的回歸分析是為了驗證H5～H8性別角色的調節(jié)作用。

四、數(shù)據(jù)分析與研究結果討論

（一）變量描述性分析

1.基本信息描述性分析。本次受訪人群年齡分布較為廣泛，平均值為2.41，即大約不到35歲；標準差為0.95，方差為0.91，即年齡分布較符合正態(tài)分布。從性別上看，均值為0.61，即女性多于男性。從工作年限上看（這里的工作年限指的是在目前公司的工作年限），均值為3.20，即平均工作年限為5～8年，標準差方差的值可以看出受訪者工作年限分布較為分散。

2.晉升次數(shù)描述性分析及編碼。本文根據(jù)劉寧（2007）在研究職業(yè)生涯成功時對于晉升方面的數(shù)據(jù)處理方式，同樣采取收集數(shù)據(jù)時直接填寫，再進行編碼的方式。結果如下：

表1　晉升統(tǒng)計量

編碼后，受訪者的晉升情況分為沒有晉升、一次晉升、兩次晉升、三次及三次以上四種晉升類型，分別占到總體的46.6%、22.7%、15.9%和15%。本研究以此統(tǒng)計結果作為研究對象。

3.性別角色描述性分析及編碼。性別角色是一個階段性的變量，本文所用性別角色量表的26個題項包含14個男性化選項和12個女性化選項。每個題項需受訪者根據(jù)自身感受在1～7中選擇符合要求的。按照盧勤（2003）等的方式進行測量結果統(tǒng)計：男性化題項均分與女性化題項均分均小于4的，為未分化性別角色，編碼時以1表示；男性化題項均分小于4，女性化題項均分大于等于4的，為女性化性別角色，編碼時以2表示；男性化題項均分大于等于4，女性化題項均分小于4的，為男性化性別角色，編碼時以3表示；男性化題項均分與女性化題項均分均大于等于4的，為雙性化性別角色，編碼時以4表示。在對性別角色數(shù)據(jù)進行計算和編碼后，結果如表2。

表2　性別角色頻率統(tǒng)計量

由上表可知，編碼后的性別角色變量均值為3.48，可見雙性化性別角色的受訪者是占大多數(shù)的。根據(jù)頻率統(tǒng)計可看出雙性化的受訪者占到總體的75.9%，未分化的占到5.7%，女性化和男性化分別占到16.6%和1.8%。筆者分析，男性化所占比例明顯少于女性化，可能是由于樣本中男性數(shù)量占總體的38.9%，少于女性數(shù)量造成的。

（二）信度分析

1.總體變量信度分析。根據(jù)數(shù)據(jù)分析可得，本樣本有效問卷為453份，50項題目的Cronbach's Alpha系數(shù)為0.899＞0.75，標準化的Cronbach's Alpha系數(shù)達0.913＞0.75，說明該樣本信度較高，數(shù)據(jù)質量較高，真實可信。

2.各分量表信度分析。自我效能量表Cronbach's Alpha系數(shù)為0.676，標準化的Cronbach's Alpha系數(shù)為0.858＞0.75，數(shù)據(jù)真實可靠，可信度較高；職業(yè)滿意度量表Cronbach's Alpha系數(shù)為0.683，標準化的Cronbach's Alpha系數(shù)為0.77，均在0.5以上，數(shù)據(jù)真實可靠；職業(yè)成功感量表的信度不算太高，其Cronbach's Alpha系數(shù)為0.562＞0.5，標準化的Cronbach's Alpha系數(shù)為0.701＞0.5，數(shù)據(jù)也是相對可信的；性別角色量表的Cronbach's Alpha系數(shù)為0.918，標準化的Cronbach's Alpha系數(shù)為0.922，均明顯高于0.75，數(shù)據(jù)真實可信，可信度較高。

（三）相關性分析

本文分別做了自我效能與四個維度的相關性分析，自我效能以平均值的方式表現(xiàn)。

表3　自我效能與職業(yè)成功各指標相關性分析

自我效能感與薪資的顯著性系數(shù)僅為0.299＞0.1，不顯著；與晉升的顯著性值為0.000，在0.01水平上顯著相關，Pearson相關性值為0.166，說明自我效能與晉升是在0.01水平上極其顯著的正相關關系；與職業(yè)滿意度的顯著性值為0.000，在0.01水平上顯著相關，Pearson相關性值為0.220，說明自我效能與職業(yè)滿意度是在0.01水平上極其顯著的正相關關系；與職業(yè)成功感的顯著性值為0.000，在0.01水平上顯著相關，Pearson相關性值為0.189，說明自我效能與職業(yè)成功感是在0.01水平上極其顯著的正相關關系。

由此可知，除薪資外，自我效能與晉升、職業(yè)滿意度、職業(yè)成功感均為顯著相關關系。為探究其關系不顯著是否有數(shù)據(jù)處理方面的原因，本文對自我效能和薪資均做了描述性統(tǒng)計。

表4　自我效能與年收入描述性統(tǒng)計量

表5　年收入頻率統(tǒng)計

根據(jù)統(tǒng)計結果可知，自我效能感的均值為2.56（最大值為4），說明受訪者的自我效能水平平均值是中等偏高的。而年收入的均值僅為1.17，則多數(shù)受訪者的年收入均在10萬元以下。由頻率統(tǒng)計可知，受訪者年收入在10萬元以下這一項達到了總體的88.1%，其余四項共同占到總體的11.9%。因此，筆者推測，出現(xiàn)自我效能與薪資關系不顯著的原因可能是在收集數(shù)據(jù)時，對年收入的劃分跨度過大，使得10萬元以下年收入的受訪者，其薪資得不到更好的區(qū)分。

（四）回歸分析

1.自我效能與職業(yè)成功各變量的回歸分析。為了進一步探討自我效能對職業(yè)成功的影響，筆者對自我效能與職業(yè)成功各變量以及總體之間均進行了回歸分析。同時，為了驗證性別角色在自我效能與職業(yè)成功關系間的調節(jié)作用，以性別角色分組進行了自我效能與職業(yè)成功的回歸分析，以進一步驗證本文假設。

表6　自我效能與晉升方差分析

從方差分析的結果看，自我效能與薪資的E（1，451）=1.082，p=0.299＞0.05，t值的顯著系數(shù)同樣為0.299，說明該回歸分析的效果并不明顯。則假設H1：自我效能水平越高，年收入水平越高不成立。同樣，性別角色在二者之間的調節(jié)作用也不成立，即假設H5：性別角色調節(jié)了自我效能與企業(yè)員工薪資之間的關系，不成立。

其原因可能為以下兩方面：（1）收入水平受客觀環(huán)境影響。不同地域和行業(yè)的薪資水平存在很大差異，因此受訪者的薪資水平不能通過同一標準衡量。（2）數(shù)據(jù)收集問題。正如相關性分析中所言，對薪資劃分的不夠細致造成所收集數(shù)據(jù)無法真實反映薪資的差異。

自我效能與晉升的E（1，451）=12.708，p=0.000＜0.01，t值顯著性概率為0.000＜0.10，則回歸系數(shù)顯著不為0，有效，假設H2：自我效能水平越高，晉升次數(shù)越多，成立；與職業(yè)滿意度的E（1，451）=22.946，p=0.000＜0.01，t值顯著性概率為0.000＜0.10，則回歸系數(shù)顯著不為0，有效，假設H3：自我效能水平越高，職業(yè)滿意度越高，成立；與職業(yè)成功感的E（1，451）=24.490，p=0.000＜0.01，t值的顯著性概率為0.000＜0.10，則回歸系數(shù)顯著不為0，有效，假設H4：自我效能水平越高，職業(yè)成功感越高，成立。

2.以性別角色作調節(jié)變量，自我效能與晉升間的回歸分析。性別角色作為一個階段性變量，在驗證其在自我效能與職業(yè)成功關系間的調節(jié)作用時，本文以性別角色拆分數(shù)據(jù)，分別針對不同性別角色受訪者進行自我效能與職業(yè)成功中晉升、職業(yè)滿意度和職業(yè)成功感三個關系顯著的指標的回歸分析。以性別角色分類，自我效能與晉升回歸分析結果如表7。

表7　以性別角色分組，自我效能與晉升方差分析

由上表可直觀看出，不同的性別角色的E值和p值均不同，雙性化受訪者的E（1，451）值為9.559，明顯大于其他三組受訪者。同時，只有雙性化受訪者的p=0.002＜0.01，說明其自我效能與晉升的回歸效果顯著，而其他三組p值均大于0.10，不顯著。由此可知，不同性別角色受訪者其自我效能對晉升的影響程度是不同的?？芍狧6：性別角色調節(jié)了自我效能與企業(yè)員工晉升之間的關系。即雙性化相對于單性化而言，自我效能對企業(yè)員工晉升的影響力在增強，而單性化相對于雙性化而言，自我效能對企業(yè)員工晉升的影響力在減弱。性別角色在自我效能與晉升的關系中有調節(jié)作用，成立。

3.以性別角色作調節(jié)變量，自我效能與職業(yè)滿意度間的回歸分析。以性別角色分類，自我效能與職業(yè)滿意度回歸分析結果如表8。其中，自我效能與職業(yè)滿意度均以均值表示。

表8　以性別角色分組，自我效能與職業(yè)滿意度方差分析

由上表可直觀看出，不同的性別角色的E值和p值均不同，雙性化受訪者的E（1，451）值為18.474，明顯大于其他三組受訪者。同時，只有雙性化受訪者的p=0.000＜0.01，說明其自我效能與職業(yè)滿意度的回歸效果顯著，而其他三組p值均不滿足，不顯著。由此可知，不同性別角色受訪者其自我效能對職業(yè)滿意度的影響程度是不同的?？芍狧7：性別角色調節(jié)了自我效能與企業(yè)職工職業(yè)滿意度之間的關系。即雙性化相對于單性化而言，自我效能對企業(yè)職工職業(yè)滿意度的影響力在增強，而單性化相對于雙性化而言，自我效能對企業(yè)職工職業(yè)滿意度的影響力在減弱。性別角色在自我效能與職業(yè)滿意度的關系中有調節(jié)作用，成立。

4.以性別角色作調節(jié)變量，自我效能與職業(yè)成功感間的回歸分析。以性別角色分類，自我效能與職業(yè)成功感回歸分析結果如表9。其中，自我效能與職業(yè)成功感均以均值表示。

表9　以性別角色分組，自我效能與職業(yè)成功感方差分析

由上表可直觀看出，不同的性別角色的E值和p值均不同，雙性化受訪者的E（1，451）值為13.716，明顯大于其他三組受訪者。同時，只有雙性化受訪者的p=0.000＜0.01，說明其自我效能與職業(yè)成功感的回歸效果顯著，而其他三組p值均大于0.10，不顯著。由此可知，不同性別角色受訪者其自我效能對職業(yè)成功感的影響程度是不同的?？芍狧8：性別角色調節(jié)了自我效能與企業(yè)員工職業(yè)成功感之間的關系。即雙性化相對于單性化而言，自我效能對企業(yè)員工職業(yè)成功感的影響力在增強，而單性化相對于雙性化而言，自我效能對企業(yè)員工職業(yè)成功感的影響力在減弱。性別角色在自我效能與職業(yè)成功感的關系中有調節(jié)作用，成立。

（五）結果討論

1.研究結果匯總。通過數(shù)據(jù)分析顯示，該實證研究結果與本文假設基本上相符。

自我效能的高低會正向影響到個人的主觀能動性、對事業(yè)的投入程度以及處理問題時的心理承受能力等多個方面，進而正向影響到個人職業(yè)規(guī)劃、績效表現(xiàn)和發(fā)展，從而影響客觀職業(yè)成功，H2成立。

除了對客觀職業(yè)成功的影響，自我效能強度也影響個人對自身的心態(tài)調節(jié)和對自身職業(yè)的評估，加之客觀職業(yè)成功會給人主觀上的滿意感和成功感，因此，自我效能會正向影響主觀職業(yè)成功，H3和H4成立。

相較于性別角色為未分化、女性化和男性化的人群，雙性化的人具有更鮮明的性別角色自我認知，并且不容易受到心理性別方面的約束和影響，從而其自我效能對職業(yè)成功的影響程度比較強，除H5，因自我效能與薪資間回歸關系不顯著而無法驗證外，H6—H8均成立，即雙性化的人其自我效能對晉升、職業(yè)滿意度、職業(yè)成功感的影響，明顯高于性別角色為男性化、女性化和未分化的人群。

2.研究結果討論。根據(jù)本文的研究結果，自我效能、性別角色這類心理特質的因素對職業(yè)成功的影響是非常顯著的。因此，無論是政府想要更有效地培養(yǎng)人才，企業(yè)想要提高員工的工作績效，還是個人想要更好地獲得職業(yè)上的成功，都需要進一步加強這類心理特質。

參考文獻

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責任編輯：王慧君

作者簡介：姚軍梅，吉林大學商學院博士生；任歡，吉林大學商學院碩士生；于桂蘭，吉林大學商學院教授、博士生導師（吉林長春 130012）。

中圖分類號：C936

文獻標識碼：A

文章編號：1009—5330（2016）01—0039—08