李憲印，楊博旭，姜麗萍，左文超，張寶芳

(1. 曲阜師范大學(xué) 管理學(xué)院，山東 日照 276826；2. 對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 國際商學(xué)院，北京 100029； 3. 江南大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 無錫 214122)

一、引言

麥可思年度《中國大學(xué)生就業(yè)報告》顯示，近年來，應(yīng)屆生離職率均超過30%。企業(yè)年輕一代員工的高離職率現(xiàn)象已引起學(xué)者們的關(guān)注，并且賦予這一代青年特殊的標(biāo)簽——“新生代”[1-2]。從職業(yè)生涯理論的視角來看，“新生代”員工正處于職業(yè)生涯早期，具有許多共性特征。職業(yè)生涯早期階段員工在“職業(yè)化”過程中，容易產(chǎn)生理想與現(xiàn)實的沖突，公司利益與個人發(fā)展的沖突等問題，進(jìn)而會影響其工作穩(wěn)定性，職業(yè)生涯早期離職可能影響個人“職場學(xué)習(xí)”的連續(xù)性，不利于個人提升和職業(yè)目標(biāo)的實現(xiàn)。對組織而言，職業(yè)生涯早期員工是組織活力的重要來源，對人才的培養(yǎng)需要從職業(yè)生涯早期開始[3]，而職業(yè)生涯早期員工的離職，將給組織帶來各種有形和無形的損失。職業(yè)生涯早期員工“組織化”的過程也是組織承諾形成和提升的過程，其職業(yè)發(fā)展和組織承諾的形成具有同步性。工作滿意度在員工組織承諾形成過程中具有重要的影響[4]，較高的組織承諾又可以有效降低員工的離職傾向[5]。然而，對職業(yè)生涯早期員工而言，其工作滿意度、組織承諾與離職傾向之間的關(guān)系有待進(jìn)一步的探索。

以制造企業(yè)職業(yè)生涯早期知識技能型員工為研究對象，對其工作滿意度的構(gòu)成要素及其對離職傾向的作用機(jī)制進(jìn)行研究，并引入組織承諾作為中間變量，探索組織承諾在工作滿意度與職業(yè)生涯早期員工離職傾向之間的多重中介作用，對于制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新人力資源管理政策，推行“人本管理”理念，提升年輕知識技能型員工的工作滿意度，吸引并留住富有創(chuàng)造力的年輕員工，降低員工流動率，穩(wěn)定員工隊伍，具有積極的理論和實踐價值；對于我國培養(yǎng)青年科技人才和高水平創(chuàng)新團(tuán)隊，實現(xiàn)我國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級和創(chuàng)新型國家建設(shè)具有重要的戰(zhàn)略意義。

二、文獻(xiàn)與研究假設(shè)

(一)職業(yè)生涯早期工作滿意度與離職傾向

Super(1957)指出，職業(yè)生涯是個體所經(jīng)歷的時間的演變方向及其發(fā)展歷程，包含了個體在生活中以及職場中扮演的各種角色，包括有償和無償?shù)墓ぷ?，也包含了個體發(fā)展中所從事的副業(yè)、公民等角色，從而呈現(xiàn)出獨特的自我發(fā)展形態(tài)。施恩(Schein)將職業(yè)生涯分為成長、幻想、探索階段，進(jìn)入職場，接受培訓(xùn)，獲得早期資格，職業(yè)中期等9個階段[6]。格林豪斯(Greenhaus)的職業(yè)生涯五階段論：職業(yè)準(zhǔn)備階段(0-18歲)、進(jìn)入組織階段(18-25歲)、職業(yè)生涯初期(25-40歲)、職業(yè)生涯中期(40-55歲)以及職業(yè)生涯后期(55歲以后)。本文根據(jù)已有職業(yè)生涯階段理論，將職業(yè)生涯早期定義為員工進(jìn)入職場逐步“組織化”的過程，并將這一過程限定為10年以內(nèi)[7]，年齡一般在20-35歲。

工作滿意度是員工對職業(yè)和工作的總體感受，是員工與組織進(jìn)行社會交換過程中對組織的主觀評價。當(dāng)員工從組織獲取的報酬達(dá)到或超出預(yù)期時，員工的工作滿意度將會提高，并通過高績效等方式回饋組織；反之，則表現(xiàn)為低工作滿意度，員工可能產(chǎn)生離職傾向。工作滿意度與離職傾向的關(guān)系已經(jīng)得到眾多實證支持。彭川宇(2008)的實證結(jié)果表明，對于知識型員工而言，工作滿意度同樣是影響其離職的重要前因變量，提高工作滿意度有利于降低知識型員工的離職傾向[8]。

基于以上論述，本文提出假設(shè)H1：職業(yè)生涯早期員工工作滿意度對離職傾向具有顯著的負(fù)向影響。

(二)職業(yè)生涯早期員工的組織承諾與離職傾向

1991年Meyer和Allen對組織承諾相關(guān)理論進(jìn)行了總結(jié)和發(fā)展，提出了組織承諾的三維結(jié)構(gòu)模型，并為學(xué)術(shù)界廣泛認(rèn)可。該模型認(rèn)為，組織承諾由情感承諾、持續(xù)承諾和規(guī)范承諾三個維度構(gòu)成。

在整個職業(yè)生涯中，員工個體的組織承諾水平始終處于變化狀態(tài)。從進(jìn)入某一組織開始，員工的組織承諾就開始形成，當(dāng)他離開組織時，個體的組織承諾的水平會迅速降低為零。社會認(rèn)同理論指出，員工不斷獲得并維持對現(xiàn)有組織的認(rèn)同。對職業(yè)生涯早期員工而言，如果對組織認(rèn)同感加強(qiáng)，組織承諾水平會提升，這時他們會想法留在組織中。Gatling等研究結(jié)果表明，組織承諾不但對離職傾向具有顯著負(fù)向影響，還能作為中介變量，傳導(dǎo)真實型領(lǐng)導(dǎo)對離職傾向的負(fù)向影響[9]。

基于此，本文提出以下假設(shè)：

H2a：職業(yè)生涯早期員工情感承諾對離職傾向具有顯著的負(fù)向影響。

H2b：職業(yè)生涯早期員工規(guī)范承諾對離職傾向具有顯著的負(fù)向影響。

H2c：職業(yè)生涯早期員工持續(xù)承諾對離職傾向具有顯著的負(fù)向影響。

(三)工作滿意度與組織承諾

關(guān)于工作滿意度對組織承諾的影響目前存在三種觀點，第一種觀點認(rèn)為，工作滿意度是組織承諾重要的內(nèi)生變量，Shalini的實證研究結(jié)果支持這一觀點[10]；Vladica等(2014)將工作滿意度劃分為內(nèi)部滿意度和外部滿意度進(jìn)行的實證研究，得出了類似的結(jié)論。第二種觀點則認(rèn)為組織承諾先于工作滿意度，Sedat、Bekir和Ali等(2015)以酒店員工為研究對象進(jìn)行了實證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)組織承諾對工作滿意度的正向預(yù)測作用顯著。第三種觀點認(rèn)為，兩者之間存在相互作用，但不存在直接的因果關(guān)系。對于職業(yè)生涯早期而言，由于入職時間短，自身并未完全內(nèi)化到組織之中，其組織承諾水平相對較低，而工作滿意度是員工對工作的情感或態(tài)度，隨著時間的推移，這種情感或態(tài)度將會逐漸影響員工對組織的態(tài)度，進(jìn)而影響員工的組織承諾。因此，對于職業(yè)生涯早期員工而言，工作滿意度也對組織承諾具有正向的促進(jìn)作用，并提出以下假設(shè)：

H3a：職業(yè)生涯早期員工工作滿意度對情感承諾具有顯著的正向影響。

H3b：職業(yè)生涯早期員工工作滿意度對規(guī)范承諾具有顯著的正向影響。

H3c：職業(yè)生涯早期員工工作滿意度對持續(xù)承諾具有顯著的正向影響。

(四)組織承諾的中介效應(yīng)

工作滿意度是員工對當(dāng)前工作的反映，不會直接影響員工的離職傾向，工作滿意度通過其它中介變量對離職傾向產(chǎn)生影響。組織承諾可以作為員工對組織的聯(lián)系紐帶，在個體變量與組織變量之間具有重要的中介作用。實證研究表明，組織承諾不但可以做前因變量和結(jié)果變量，還可以作為中介變量發(fā)揮作用。Azusa等(2016)研究了跨國公司本土化對離職傾向的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)跨國公司本土化對白領(lǐng)工人離職傾向的影響是通過組織承諾的中介作用實現(xiàn)的。

那么，對于處于職業(yè)生涯早期的員工而言，組織承諾是否在工作滿意度與離職傾向之間起到中介作用，組織承諾的三個維度，情感承諾、規(guī)范承諾和持續(xù)承諾是否都有中介效果，仍有待于進(jìn)一步探索?；诖耍覀兲岢鲆韵录僭O(shè)：

H4a：職業(yè)生涯早期員工情感承諾在工作滿意度與離職傾向之間起到部分中介作用。

H4b：職業(yè)生涯早期員工規(guī)范承諾在工作滿意度與離職傾向之間起到部分中介作用。

H4c：職業(yè)生涯早期員工持續(xù)承諾在工作滿意度與離職傾向之間起到部分中介作用。

四、研究設(shè)計

(一)樣本選擇

本研究的樣本數(shù)據(jù)來自20家大型企業(yè)，涉及電信、機(jī)械加工和房地產(chǎn)等行業(yè)。數(shù)據(jù)收集采用分層隨機(jī)抽樣方法。為保證問卷的可靠性和有效性，提前告知參與調(diào)查的被試，調(diào)查結(jié)果僅用于科學(xué)研究，并對其所有信息予以保密。總共發(fā)放問卷600份，回收問卷503份，問卷收集后，將存在空白選項、答卷者個人信息缺失、答案選項過于片面集中等問題的問卷剔除，最終得到有效問卷389份，有效回收率為65%。在所有受訪者中，男性158人，占40.6%，女性231人，占59.4%；工齡在1-8年的員工累計占79.2%，30歲以下的員工累計占72.2%。

(二)測量工具

工作滿意度的測量使用《職業(yè)生涯早期工作滿意度量表》，該量表的編制參考了同類文獻(xiàn)的原理和方法[11-12]，包括6個維度：薪酬與福利、領(lǐng)導(dǎo)行為、工作本身、人際關(guān)系、工作勝任和個人發(fā)展，共35個問題。量表總體的克倫巴赫(Cronbach)α信度系數(shù)為0.925。

組織承諾測量采用學(xué)術(shù)界廣泛認(rèn)可的Meyer等人開發(fā)的組織承諾量表[16]，共有15個題項，包括情感承諾、持續(xù)承諾和規(guī)范承諾三個分量表，信度系數(shù)分別是0.82、0.83、和0.74。

離職傾向的測量采用翁清雄等人(2010)設(shè)計的離職傾向量表，包括四個題項，該量表一致性信度系數(shù)為0.755。

本研究的問卷采用李克特五點量表法計分，從“非常不符合”、“不符合”、 “不確定”、“符合”到“非常符合”5個層次，按1-5計分。

五、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

(一)量表信度效度檢驗

1.信度分析

對數(shù)據(jù)進(jìn)行信度分析結(jié)果顯示，工作滿意度量表整體的Cronbacha α信度系數(shù)為0.906，工作滿意度六個維度的α系數(shù)在0.738-0.873之間，α系數(shù)均大于0.7，表明工作滿意度量表測量結(jié)果穩(wěn)定可信；組織承諾量表整體的Cronbacha α信度系數(shù)為0.781，組織承諾三個維度的α系數(shù)在0.719-0.824之間，α系數(shù)均大于0.7，測量結(jié)果穩(wěn)定可信；離職傾向量表的Cronbacha α信度系數(shù)為0.854大于0.8屬于高信度范圍，其結(jié)果穩(wěn)定可信。

2.效度分析

組合信度(CR)和平均萃取變異量(AVE)是效度檢驗常用的指標(biāo)，本文同樣使用CR、和AVE來分別檢驗變量的聚合效度和區(qū)分效度，結(jié)果如表1所示。

由表1可知，工作滿意度、組織承諾和離職傾向三個變量各維度的CR值在0.748～0.875之間，均大于臨界值0.6，表明三個變量均具有良好的聚合效度。

表1 變量相關(guān)系數(shù)

(二)共同方法變異偏差

由于受到公司文化、工作背景、個人特質(zhì)等因素的影響，測量過程中可能存在共同方法變異，為了保證研究結(jié)果的可靠性，需要對共同方法變異進(jìn)行檢驗和控制。本研究采取Podsakoff 等提出的程序和統(tǒng)計補(bǔ)救方法，使共同方法變異達(dá)到最小化。具體操作方法如下：首先，問卷設(shè)計過程中，排除項目的順序效應(yīng)，設(shè)置逆向問題，盡量降低題目之間的相似性；其次，在調(diào)查過程中，向被試保證調(diào)查的私密性，盡量消除其對個人信息泄露的擔(dān)憂；最后，在問卷的題項和提示語設(shè)計中，采取中性的表達(dá)方式。盡管如此，程序控制并不足以完全消除共同方法變異偏差，需要在數(shù)據(jù)分析階段進(jìn)行共同方法偏差檢驗。本文采用Harman 單因子分析法對同源(Common Source)方差進(jìn)行評估。在未進(jìn)行旋轉(zhuǎn)的情況下進(jìn)行探索性因子分析，結(jié)果表明，工作滿意度第一個因子解釋的方差為30.7%，累計解釋總方差為62.2%；組織承諾第一個因子解釋的方差為27.3%，累計解釋總方差為57.0%。兩個變量第一個因子解釋的方差只占累積總方差的1/2，單個因子均不能解釋所有的變異，由此可以認(rèn)為，數(shù)據(jù)不存在共同方法變異。

(三)假設(shè)檢驗

1.直接效應(yīng)檢驗

本文采用溫忠麟等(2004)的中介效應(yīng)檢驗方法[13]，對組織承諾在工作滿意度與離職傾向的關(guān)系中的中介作用進(jìn)行檢驗。該程序的第一類錯誤和第二類錯誤比率之和通常比單一檢驗方法小，既可以做部分中介效應(yīng)檢驗也可以做完全中介效應(yīng)檢驗。

以工作滿意度為內(nèi)生變量，以離職傾向為外生變量，建立基礎(chǔ)結(jié)構(gòu)方程模型，檢驗工作滿意度對離職傾向的直接作用效果。模型中，工作滿意度作為高階因子，包括薪酬與福利，領(lǐng)導(dǎo)行為、工作本身、人際關(guān)系、工作勝任和個人發(fā)展?jié)M意度等維度。運(yùn)行AMOS 20.0統(tǒng)計分析軟件，得到模型的適配度指標(biāo)如表2所示。

如表2所示，基礎(chǔ)模型的各項適配度指標(biāo)中，卡方自由度之比(χ2/df=2.420)、擬合度指標(biāo)(GIF=0.877、CIF=0.919)、簡約適配指標(biāo)(PGIF=0.723)和殘差均方根(RMR=0.053、RMSEA=0.060)，除GFI值略低于臨界值，其他指標(biāo)均達(dá)到臨界標(biāo)準(zhǔn)，表明模型與數(shù)據(jù)適配良好，可以進(jìn)行下一步假設(shè)檢驗。

構(gòu)建工作滿意度與離職傾向結(jié)構(gòu)方程模型，運(yùn)行數(shù)據(jù)，得到各變量之間的路徑系數(shù)，以檢驗變量之間的相互影響的程度。假設(shè)檢驗結(jié)果顯示，工作滿意度對離職傾向的影響顯著(P<0.001)，工作滿意度對離職傾向影響的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為-0.696，假設(shè)H1成立。

在假設(shè)H1成立的基礎(chǔ)上，建立中介效應(yīng)結(jié)構(gòu)方程模型，以檢驗組織承諾的中介作用。以工作滿意度為內(nèi)生變量，以離職傾向為外生變量，以情感承諾、規(guī)范承諾和持續(xù)承諾為中介變量，建立中介效應(yīng)結(jié)構(gòu)方程模型，對組織承諾三個維度的中介作用進(jìn)行檢驗。運(yùn)行AMOS 20.0軟件，得到中介作用模型的適配度指標(biāo)以及變量之間的路徑系數(shù)和假設(shè)檢驗結(jié)果(見表3)。

如表3所示，中介效應(yīng)結(jié)構(gòu)方程模型適配度指標(biāo)中，卡方值與自由度之比(χ2/df=2.290)、擬合度指標(biāo)(GFI=0.902、CFI=0.924)、簡約適配指標(biāo)(PGFI=0.732)和殘差均方根(RMR=0.054、RMSEA=0.057)，所有適配度指標(biāo)均達(dá)到臨界標(biāo)準(zhǔn)，表明模型能夠與數(shù)據(jù)適配良好，可以進(jìn)一步做假設(shè)檢驗。

表2 結(jié)構(gòu)方程模型適配度

假設(shè)檢驗結(jié)果可知，工作滿意度對情感承諾、規(guī)范承諾和持續(xù)承諾的正向作用均具有統(tǒng)計顯著性，標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別是0.90、0.57和0.45，假設(shè)H3a、H3b和H3c均通過了假設(shè)檢驗；情感承諾對離職傾向標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為-0.73，也通過了顯著性檢驗，假設(shè)H2a成立。而工作滿意度對離職傾向、規(guī)范承諾對離職傾向和持續(xù)承諾對離職傾向的路徑系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，假設(shè)H2b和H2c不成立，表明工作滿意度、規(guī)范承諾和持續(xù)承諾對離職傾向不存在顯著預(yù)測作用，沒有顯著影響。

表3 路徑系數(shù)和假設(shè)檢驗結(jié)果

注：***表示P<0.01。

2.中介效應(yīng)檢驗

目前，關(guān)于分步中介作用的檢驗，一般需要進(jìn)行sobel檢驗，但是sobel檢驗對樣本量要求較高，而bootstrap方法更適用于對中小樣本中介效應(yīng)的顯著性檢驗(方杰等，2012)[14]。雖然本文樣本量滿足研究需要，但從數(shù)量上依然不屬于大樣本的范疇，鑒于此，本文選取bootstrap方法進(jìn)行多重中介作用檢驗。以離職傾向為內(nèi)生潛變量，以工作滿意度為外生潛變量，以組織承諾的三個維度為中介變量建立中介作用模型，并利用Amos 20.0，將bootstrap抽樣值設(shè)置為3000，得到中介作用檢驗結(jié)果(見表 4)。

表 4結(jié)果顯示，組織承諾的三個維度中，在95%的置信水平下，情感承諾的中介效應(yīng)置信區(qū)間為[-0.341，-1.165]，未包含0，雙側(cè)檢驗P=0.001<0.05，表明情感承諾中介效應(yīng)顯著，中介作用為100%，屬于完全中介效應(yīng)，假設(shè)H4a成立；而規(guī)范承諾和持續(xù)承諾中介效應(yīng)置信區(qū)間分別為[-0.027，0.016]和[-0.024，0.037]，置信區(qū)間中包含0，雙側(cè)檢驗P>0.05，表明規(guī)范承諾和持續(xù)承諾的中介作用并不顯著，假設(shè)H4b和H4c不成立。

(四)結(jié)論與討論

本文研究了制造業(yè)職業(yè)生涯早期知識技能型員工工作滿意度對其離職傾向的作用機(jī)制，并檢驗了組織承諾的多重中介效應(yīng)，主要研究結(jié)論如下：

1.職業(yè)生涯早期員工的工作滿意度對其離職傾向具有顯著的負(fù)向影響，標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為-0.696，且明顯高于其他職業(yè)生涯階段員工工作滿意度對離職傾向的影響。對于職業(yè)生涯早期員工而言，一方面，由于其入職時間較短，對組織的依賴相對較小，離職成本較低；另外，處于職業(yè)生涯早期階段的員工對工作產(chǎn)生不滿時，離職可能性更大。

第二，職業(yè)生涯早期員工工作滿意度對組織承諾具有顯著的正向影響，工作滿意度對組織承諾三個維度的影響大小依次為情感承諾、規(guī)范承諾和持續(xù)承諾。這一結(jié)論支持工作滿意度是組織承諾的內(nèi)生變量這一觀點。職業(yè)生涯早期階段是員工組織承諾形成的重要時期，在這一階段，員工對工作的態(tài)度會逐漸內(nèi)化為對組織的態(tài)度，提高工作滿意度是培養(yǎng)員工組織承諾的重要手段。

表4 中介效應(yīng)顯著性檢驗

第三，職業(yè)生涯早期員工情感承諾對離職傾向具有顯著的負(fù)向影響，而規(guī)范承諾和持續(xù)承諾對離職傾向的影響并沒有得到支持。這一結(jié)果證實了情感承諾在員工早期工作經(jīng)歷中的重要作用。對于職業(yè)生涯早期的員工而言，職業(yè)轉(zhuǎn)換成本較低，離職后不會有大的損失。

第四，情感承諾在工作滿意度對離職傾向的影響中起到完全中介作用，而規(guī)范承諾和持續(xù)承諾不具有中介作用。這表明，在職業(yè)生涯早期，員工工作滿意度對員工離職不存在直接的影響，而是通過情感承諾對離職傾向間接發(fā)生作用。

六、對策建議

1.轉(zhuǎn)變用人標(biāo)準(zhǔn)，創(chuàng)新招聘體制

對于處于職業(yè)生涯早期的青年人，工作目的已經(jīng)不僅是為了溫飽，更多地是追求自己的興趣和自我價值的實現(xiàn)。因此，職業(yè)生涯早期員工的工作滿意度也呈現(xiàn)多元化和立體化，既包括對傳統(tǒng)的薪酬福利、工作本身等方面的滿意度，更涉及到人際關(guān)系、個人發(fā)展等方面。同時我們必須認(rèn)識由于職業(yè)生涯早期員工職業(yè)錨不穩(wěn)定[15]，職業(yè)轉(zhuǎn)換成本相對較低，一旦工作無法滿足其基本需求，很容易選擇離職。因此，公司在招聘過程中，充分考慮公司需求與員工需求的匹配性，設(shè)置合理的用人標(biāo)準(zhǔn)，創(chuàng)新招聘程序和甄選工具，確保招聘到“最合適”的人才。另外，對職業(yè)生涯早期的員工來說，科學(xué)的培訓(xùn)課程體系，一方面幫助他們快速提升工作技能，另一方面使員工樹立與公司文化相一致的價值觀，快速融入工作團(tuán)隊，改善工作滿意度和組織承諾水平。

2. 培養(yǎng)并留住青年科技人才，提高企業(yè)競爭力

企業(yè)之間的競爭已經(jīng)不單純是資本投入的競爭，而是科技人才的競爭。職業(yè)生涯早期員工是企業(yè)未來發(fā)展的主力軍，職業(yè)生涯早期有理想、有本領(lǐng)、有擔(dān)當(dāng)，企業(yè)就有希望，因此培養(yǎng)并留住青年人才，是企業(yè)未來發(fā)展的基本前提。職業(yè)生涯早期員工剛踏入工作崗位時，需要進(jìn)行入職后的培養(yǎng)問題，促使新員工盡快適應(yīng)工作崗位，“導(dǎo)師制”是較為有效的辦法。“導(dǎo)師制”可以有效縮短員工與新環(huán)境的“磨合”期，較快的適應(yīng)新崗位，并且對于密切新老員工之間的關(guān)系很有幫助。事實上，導(dǎo)師的職責(zé)相當(dāng)寬泛，導(dǎo)師不僅要在業(yè)務(wù)、技術(shù)方面對新員工進(jìn)行“傳、幫、帶”，還要在思想上進(jìn)行引導(dǎo)，幫助新員工轉(zhuǎn)變工作態(tài)度，快速適應(yīng)新崗位。推行“導(dǎo)師制”需要做到：對基層來講，能夠更好地促使徒弟加快從導(dǎo)師身上獲得工作技能和工作經(jīng)驗；對中高層來說，導(dǎo)師的管理方法和領(lǐng)導(dǎo)藝術(shù)可以對“徒弟”產(chǎn)生潛移默化的作用，提高整個組織的執(zhí)行力。

另外，推行“導(dǎo)師制”，需要制度作保障。實現(xiàn)導(dǎo)師的物質(zhì)和精神方面的激勵，明確徒弟在與導(dǎo)師的關(guān)系中的義務(wù)和責(zé)任，規(guī)范師徒雙方具體的考核標(biāo)準(zhǔn)等。需要特別指出的是，在對雙方的考核中，對導(dǎo)師的考核比對徒弟的考核意義更為重大。

3. 創(chuàng)新體制機(jī)制，重視員工的職業(yè)生涯規(guī)劃

面對新時期的青年一代，轉(zhuǎn)變管理思想，創(chuàng)新管理體制機(jī)制，是穩(wěn)定員工隊伍，提高企業(yè)績效的關(guān)鍵舉措。在中國存在比較濃厚的論資排輩現(xiàn)象，職業(yè)生涯早期員工缺少職業(yè)成長平臺和晉升空間，在工作中容易受到挫折，降低工作滿意度，甚至導(dǎo)致員工流失。因此，人力資源管理部門應(yīng)該更加重視處于職業(yè)生涯早期階段員工的職業(yè)規(guī)劃，不斷創(chuàng)新青年員工的晉升機(jī)制，為青年員工設(shè)立規(guī)范通暢的職業(yè)發(fā)展通道，保證職業(yè)生涯早期員工與其他員工處在一個公平的競爭平臺上，對于改善青年員工的歸屬感和忠誠度，提高工作滿意度，降低青年員工的流失率，集聚人力資源，提高公司在人力資源市場上的競爭力具有積極意義。

4.創(chuàng)新公司文化，推行人本管理，提高員工組織承諾水平

職業(yè)生涯早期的員工情緒敏感、崇尚個性，強(qiáng)調(diào)自我，對工作、對同事或者對公司政策稍有不滿就可能離職。新生代員工的高離職率問題已然成為管理學(xué)界的一個全新的課題。制造業(yè)企業(yè)人力資源管理政策需要與時俱進(jìn)，從根本上創(chuàng)新組織文化，推行人本管理，以適應(yīng)當(dāng)前職業(yè)生涯早期人力資源結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的時代特征。為此，管理層需要摒棄傳統(tǒng)的人事管理思想，創(chuàng)新企業(yè)文化，重塑企業(yè)價值觀來凝聚員工；堅持“人本管理”，人力資源工作緊緊圍繞 “人”這個核心，一切管理活動以培養(yǎng)人、發(fā)展人為前提，最大限度地開發(fā)員工潛能，激發(fā)職業(yè)生涯早期員工創(chuàng)新精神和企業(yè)家精神，以全新視角看待員工離職傾向，鼓勵和支持企業(yè)員工內(nèi)部創(chuàng)業(yè)，實行聘用與合作雙軌機(jī)制，以提高員工組織承諾水平，降低離職率。

[1]陽立高, 龔世豪, 韓 峰. 新生代勞動力供給變化對制造業(yè)升級的影響研究——基于新生代勞動力供給和制造業(yè)細(xì)分行業(yè)數(shù)據(jù)的實證[J]. 中國軟科學(xué), 2015(11):136-144.

[2]朱永躍,夏正晶,馬志強(qiáng). 真實型領(lǐng)導(dǎo)、組織支持感與新生代研發(fā)人員敬業(yè)度的關(guān)系研究[J]. 中國科技論壇,2014(12):119-124.

[3]劉 洋. 美國國家科學(xué)基金會人才培養(yǎng)使用機(jī)制對中國的啟示[J]. 中國科技論壇, 2017(6): 171-177.

[4]徐碧琳,李 濤. 基于網(wǎng)絡(luò)聯(lián)盟環(huán)境的工作滿意度、組織承諾與網(wǎng)絡(luò)組織效率的關(guān)系研究[J]. 南開管理評論,2011(1):36-43.

[5]Anastasios Z, Panayiotis Constanti, Antonis L Theocharous. Job involvement, commitment, satisfaction and turnover: Evidence from hotel employees in Cyprus [J]. Tourism Management, 2014, 41: 129-140.

[6]Schein E H. Career anchors revisited: Implications for career development in the 21st Century [J]. Academy of Management Executive, 1996, 10(4): 80-88.

[7]李憲印, 楊博旭, 楊 娜,等. 職業(yè)生涯早期員工工作滿意度與離職傾向——基于多維度工作滿意度分析[J]. 經(jīng)濟(jì)與管理評論, 2016(3): 79-88.

[8]彭川宇. 職業(yè)承諾對知識員工心理契約、工作滿意度及離職傾向關(guān)系的研究[J]. 科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理, 2008(12): 167-171.

[9]Gatling A, Kang H J A, Kim J S. The effects of authentic leadership and organizational commitment on turnover intention [J]. Leadership & Organization Development Journal, 2016, 37(2):181-199.

[10]Shalini Srivastava. Job satisfaction and organizational commitment relationship: Effect of personality variables [J]. The Journal of Business Perspective, 2013, 17(2): 159-167

[11]李憲印,楊 娜,劉鐘毓. 大學(xué)生學(xué)業(yè)成就的構(gòu)成因素及其實證研究——以地方普通高等學(xué)校為例[J]. 教育研究,2016(10):78-86.

[12] Lee X, Yang B, Li W. The influence factors of job satisfaction and its relationship with turnover intention: taking early-career employees as an example [J]. Anales De Psicología, 2017, 33(3): 697-707.

[13]溫忠麟, 張 雷, 侯杰泰,等. 中介效應(yīng)檢驗程序及其應(yīng)用[J]. 心理學(xué)報, 2004, 36(5): 614-620.

[14]方 杰, 張敏強(qiáng). 中介效應(yīng)的點估計和區(qū)間估計:乘積分布法、非參數(shù)Bootstrap和MCMC法[J]. 心理學(xué)報, 2012, 44(10):1408-1420.

[15] Schein E H. Career anchors revisited: Implications for career development in the 21st century [J]. Academy of Management Executive, 1996, 10(4):80-88.