潘柳榕 石華先 李艷芳

摘 要：本文主要目標是探索目前導(dǎo)游員對自身的職業(yè)認同情況及影響因素，通過制定《導(dǎo)游員職業(yè)認同量表》和《導(dǎo)游員職業(yè)認同影響因素項目調(diào)查表》并進行定量分析，以欽州市導(dǎo)游員為樣本，探究得出欽州市導(dǎo)游員自身職業(yè)認同的綜合得分為3.64，對職業(yè)認同的整體水平不高，構(gòu)成導(dǎo)游職業(yè)認同的影響因素有“個體因素”“外部不良評價”“外部不支持”“組織環(huán)境”“工作認可”5個維度。研究發(fā)現(xiàn)個體因素和工作認可是職業(yè)成長意愿的顯著影響因素。其中個體的性格特點、職業(yè)興趣、職業(yè)規(guī)劃、個人成長等因素對欽州市導(dǎo)游員的職業(yè)認同感影響較大，個體因素和組織環(huán)境為職業(yè)情感的顯著影響因素。本文最后給出提高欽州市導(dǎo)游員自身職業(yè)認同的建議和對策。

關(guān)鍵詞：導(dǎo)游職業(yè)認同；影響因素；欽州市

中圖分類號：F592.6；F224 文獻標識碼：A

基金項目：“廣西高校人文社會科學重點研究基地”北部灣海洋發(fā)展研究中心”項目資助；北部灣大學2017年校級重點培育學科（旅游管理）項目資助，（編號：03030008）。

一、相關(guān)研究現(xiàn)狀

認同屬于心理學名詞，“認同”的概念是隨著認同理論的不斷發(fā)展而被引入職業(yè)研究的范疇，以探討個體對其所從事職業(yè)的認可程度。認同涉及眾多學科領(lǐng)域，不同學科對認同的解讀存在較大差異，目前還沒有形成統(tǒng)一的定義。認同是指個體向比自己地位或成就高的人取得的認可，以消除個體在現(xiàn)實生活中因無法獲得成功或滿足時，而產(chǎn)生的挫折所帶來的焦慮[1]。本文把認同界定為個體對于自身在某種角色的感知，按照所認可的對象規(guī)范行事，逐漸認識自己的身份與價值。

職業(yè)認同是由自我同一性（Ego Identity）發(fā)展而來的一個概念，由心理學家埃里克森（Erikson）提出[2]。埃里克森在其人格發(fā)展理論中提出，人在青少年時期（12～18歲）面臨著自我同一性和角色混亂的沖突，這一階段個人自我意識的確定及自我概念的形成稱為“自我同一性”。關(guān)于職業(yè)認同，學術(shù)界至今沒有一個統(tǒng)一的定義，職業(yè)認同概念有偏重“結(jié)果”和“過程”的兩種不同傾向[3]。職業(yè)認同的含義包含個體對自己所從事的職業(yè)的態(tài)度和看法與他人或社會對個體所從事的職業(yè)的態(tài)度和看法[4-5]。本文研究的是個體對自身職業(yè)的看法，即欽州市導(dǎo)游員對自身職業(yè)的認同狀況。筆者認為職業(yè)認同是指個體對自我的職業(yè)地位、角色與價值能達成一致性，肯定職業(yè)的未來發(fā)展，并且形成極其穩(wěn)定的情感聯(lián)系。導(dǎo)游職業(yè)認同的相關(guān)研究，目前主要有3個視角，包括游客視角、管理者視角、導(dǎo)游視角[6]。導(dǎo)游職業(yè)認同是指導(dǎo)游員對其工作的價值和意義的評價，是導(dǎo)游員做好本職工作的心理基礎(chǔ)和內(nèi)在動力[7]。

我國職業(yè)認同研究開展較晚，雖然處于起步階段，但是近兩年研究成果豐富。從調(diào)查方法來看，主要采用問卷調(diào)查法和訪談法，在研究方法上需要更科學和豐富的方法選擇；從研究對象來看，主要集中在教師、醫(yī)護人員，另還有對警察、學生和就業(yè)職業(yè)教育的相關(guān)研究[8-14]；從研究內(nèi)容來看，多為借鑒國外新近研究成果，缺少創(chuàng)新性的理論研究成果，缺乏深入體驗觀察與思考；從影響因素來看，職業(yè)認同受到個體的工資滿意度、職業(yè)動機、家庭支持度、政策制度因素、環(huán)境因素以及人口統(tǒng)計學變量等的影響[15]。

二、研究設(shè)計與問卷調(diào)查

（一）問卷設(shè)計

1.研究工具

本文采取問卷調(diào)查的方式對欽州市導(dǎo)游員進行了抽樣調(diào)查，將所獲得的數(shù)據(jù)錄入SPSS 23進行統(tǒng)計分析。問卷設(shè)置參考了現(xiàn)有的職業(yè)認同相關(guān)研究量表，并結(jié)合欽州市導(dǎo)游員的實際情況設(shè)計了A量表《導(dǎo)游員職業(yè)認同量表》和B量表《導(dǎo)游員職業(yè)認同影響因素項目調(diào)查表》進行調(diào)查。兩個量表均采用Likert 5分量表法。職業(yè)認同水平測量問卷包含11個項目，均為正向計分題總分55分，職業(yè)認同影響因素調(diào)查問卷包含32個項目，有21個項目為正向計分題，有11個項目為反向計分題，總分為50分。

如表1所示，整體問卷的Cronbachs Alpha系數(shù)為0.877，大于0.5，影響因素問卷和職業(yè)認同問卷的Cronbachs Alpha系均大于0.8，問卷的可信度水平較高，問卷總體設(shè)置合理。

2.問卷發(fā)放情況

本次調(diào)研為期20天，通過線上線下相結(jié)合的方式進行問卷調(diào)查，共發(fā)放80份問卷，回收有效問卷50份，有效率為86.21%。被調(diào)查者的統(tǒng)計學特征如表2所示：婚姻狀況方面，僅有36%的導(dǎo)游已婚；年齡方面，多為年輕導(dǎo)游，31～45歲的中年導(dǎo)游受訪較少，僅有16%；服務(wù)類型方面，專職導(dǎo)游員較少，僅有20%；所學專業(yè)方面，旅游管理專業(yè)的最多，占比為78%，其他專業(yè)次之，語言類專業(yè)僅有4%；從業(yè)年限方面，多為2年以下，占比54%，2～5年（含5年）占比30%，表明欽州導(dǎo)游的工作年限普遍較短；在年收入方面，2萬以下導(dǎo)游員的最多，占被調(diào)查總?cè)藬?shù)的52%，這與從業(yè)年限相對應(yīng)，其次是2萬～4萬（含4萬），8萬以上的最少，僅占比6%，表明欽州市導(dǎo)游員收入普遍較低。

三、調(diào)查結(jié)果與分析

（一）欽州市導(dǎo)游員職業(yè)認同情況

如表3所示，欽州市導(dǎo)游員職業(yè)認同3個維度得分分別為：職業(yè)情感3.37分，崗位職責認同為4.03分，職業(yè)成長意愿為3.61分。首先，認同度最高的是崗位職責認同，其次是職業(yè)成長意愿、職業(yè)情感，說明欽州市導(dǎo)游員能夠明確并認同自己的崗位職責。其次，對于職業(yè)的成長意愿，欽州市的導(dǎo)游員整體表現(xiàn)出對提升自己工作能力的意愿較為顯著，而對于職業(yè)情感，欽州市導(dǎo)游員的整體測量水平結(jié)果不太顯著，體現(xiàn)了欽州市導(dǎo)游員的職業(yè)情感認同度不高。其中，欽州市導(dǎo)游員職業(yè)認同的總體水平為3.64，可見整體認同度不高。

在職業(yè)認同測量問卷的11個被測項目中，得分最高的是崗位職責認同維度中的“我愿意利用業(yè)余時間學習，提升自己的業(yè)務(wù)水平”，體現(xiàn)了欽州市導(dǎo)游員愿意主動學習以提升自身能力的敬業(yè)精神。得分最低的是職業(yè)情感維度中的“我愿意長期從事導(dǎo)游工作”，表明目前欽州市導(dǎo)游員的整體職業(yè)承諾水平較低，沒有將導(dǎo)游職業(yè)作為自己的終身事業(yè)，缺乏職業(yè)忠誠度。

（二）欽州市導(dǎo)游員的職業(yè)認同及影響因素的探索性因子分析

1.影響因素問卷的因子分析

在對職業(yè)認同影響因素問卷進行因子分析并經(jīng)旋轉(zhuǎn)矩陣后，因子分析的結(jié)果較為理想，旋轉(zhuǎn)成分矩陣中提取出了5個主因子，共保留了23個項目，項目的因子載荷量在0.548～0.857之間，解釋了總體67.693%的比例，能夠較好地反映影響因素問卷的總體水平。調(diào)整后的職業(yè)認同影響因素問卷的抽樣適合性檢驗值（Kaiser-Meyer-Olkin，KMO）為0.716，小于0.7，Bartlett的球形度檢驗的p值為0，小于顯著性水平0.05，問卷的效度較高，適合做因子分析，

提取出來的主因子1包括自己的職業(yè)興趣、職業(yè)規(guī)劃、性格特點、能力提升、職業(yè)發(fā)展、職業(yè)成就感、領(lǐng)導(dǎo)與同事的認可、親友支持等對個體的職業(yè)影響，可以歸為“個體因素”；因子2包括行業(yè)的不規(guī)范、社會的不良評價、社會認知偏差以及媒體欠缺公正性的評價等負面內(nèi)容，因此可以命名為“外部不良評價”；主因子3包括對職業(yè)沒有歸屬感、職業(yè)與家庭的沖突、職業(yè)無保障以及職業(yè)不規(guī)范等負面內(nèi)容，因此可以將該主因子歸結(jié)為“外部不支持”；主因子4包括旅游管理部門的努力、工作報酬、職業(yè)前景和工作自由等內(nèi)容，因此可以將其歸結(jié)為“組織環(huán)境”；主因子5包括旅行社培養(yǎng)、身份認可、宣傳旅行社，因此可以歸結(jié)為“工作認可”。

2.職業(yè)認同因子分析

職業(yè)認同問卷的KMO值為0.758，小于0.7，Bartlett的球形度檢驗的p值為0，小于顯著性水平0.05。職業(yè)認同問卷的因子分析共提取3個主因子，解釋了總體70.707%的比例，較好地反映影響因素問卷的總體水平。

提取出的3個主因子的情況如下：主因子1共4個項目，項目內(nèi)容綜合表達了導(dǎo)游員對提高自己職業(yè)能力的意愿，因此可以將其歸結(jié)為“職業(yè)成長意愿”因子；主因子2項目內(nèi)容綜合表達了導(dǎo)游員對職業(yè)的崗位職責的認同，因此將其命名為“崗位職責認同因子”；主因子3項目內(nèi)容綜合表達了導(dǎo)游愿意長期從事導(dǎo)游職業(yè)并因從事此職業(yè)感到自豪，因此可以將其命名為“職業(yè)情感”因子。

（三）欽州市導(dǎo)游員的職業(yè)認同各影響因素與職業(yè)認同的相關(guān)分析

職業(yè)成長意愿與個體因素和工作認可兩個維度呈顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別是0.431和0.319，個體因素的相關(guān)性較強，而職業(yè)成長意愿與外部不良評價、外部不支持和組織環(huán)境之間的相關(guān)性較弱，且在0.05的顯著性水平下均不顯著；崗位職責認同與個體因素、外部不良評價、外部不支持之間顯著相關(guān)，其中與個體因素為正相關(guān)，與外部不良評價和外部不支持為負相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別是0.283、-0.327、-0.281，崗位職責認同與組織環(huán)境和工作認可之間的相關(guān)性較弱，且在0.05的顯著性水平下均不顯著；職業(yè)情感與個體因素和組織環(huán)境之間呈顯著相關(guān)，且為正向相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別是0.418和0.372，其中個體因素的相關(guān)性較強，職業(yè)情感與外部不良評價、外部支持和工作認可的相關(guān)性交弱，且在0.05的顯著性水平下均不顯著。

從相關(guān)分析的結(jié)果可以看出，只有個體因素對導(dǎo)游職業(yè)認同的3個維度都產(chǎn)生了顯著影響，說明相對于外部不良評價、外部不支持、組織環(huán)境與工作認可等影響因素，欽州市導(dǎo)游員的個體因素與其自身的職業(yè)認同水平關(guān)系更為密切。

（四）欽州市導(dǎo)游員的職業(yè)認同各影響因素與職業(yè)認同的回歸分析

為進一步探究欽州市導(dǎo)游員的職業(yè)認同影響因素對其自身的職業(yè)認同的影響作用，本文將職業(yè)認同的職業(yè)成長意愿、崗位職責認同和職業(yè)情感等3個維度作為因變量，分別記作Y1、Y2和Y3，將影響因素中的個體因素、外部不良評價、外部不支持、組織環(huán)境和工作認可5個維度作為自變量，分別記作X1、X2、X3、X4和X5，進行逐步多元回歸分析，以確定影響欽州市導(dǎo)游員職業(yè)認同的主要因素。

1.職業(yè)成長意愿與各影響因素維度的回歸分析

如表6所示，以職業(yè)認同問卷的職業(yè)成長意愿因子為因變量，影響因素問卷的個體因素、外部不良評價、外部不支持、組織環(huán)境和工作認可為自變量，構(gòu)建回歸模型。模型的德賓-沃森值為2.059，接近2，表明回歸方程不存在序列自相關(guān)。同時方差膨脹系數(shù)（variance inflation factor，VIF）為1，小于5，表明自變量間不存在共線性?？蓻Q系數(shù)R2為0.323，回歸方程的F值為4.200，對應(yīng)的p值為0.003，小于顯著性水平0.05，可見回歸模型和回歸方程的擬合度較好，回歸方程顯著?？梢詷?gòu)建如下回歸模型：職業(yè)成長意愿=0.431×個體因素-0.166×外部不良評價-0.077×外部不認同-0.043×組織環(huán)境+0.319×工作認可+（-2.090E-16）

進一步觀察各系數(shù)的t檢驗的p值分別為0.001、0.188、0.537、0.729和0.014，在0.05的顯著性水平下，僅有個體因素和工作認可通過檢驗，可見個體因素和工作認可為職業(yè)成長意愿的顯著影響因素。

2.崗位職責認同與各影響因素維度的回歸分析

如表7所示，以職業(yè)認同問卷的崗位職責認同因子為因變量，影響因素的個體因素、外部不良評價、外部不支持、組織環(huán)境和工作認可為自變量，構(gòu)建回歸模型。模型的德賓-沃森值為2.039，接近2，表明回歸方程不存在序列自相關(guān)。VIF值為1，小于5，表明自變量間不存在共線性。模型的可決系數(shù)R2為0.292，回歸方程的F值為3.626，對應(yīng)的p值為0.008，小于顯著性水平0.05，可見回歸模型和回歸方程的擬合程度較好，回歸方程顯著。

可以構(gòu)建如下回歸模型：崗位職責認同=0.283×個體因素-0.327×外部不良評價-0.281×外部不認同-0.099×組織環(huán)境+0.126×工作認可+1.553E-16

進一步觀察各系數(shù)的t檢驗的p值分別為0.031、0.013、0.032、0.440和0.325，在0.05的顯著性水平下，有個體因素、外部不良評價和外部不支持可通過檢驗，即個體因素、外部不良評價和外部不支持為崗位職責認同的顯著影響因素。

3.職業(yè)情感與各影響因素維度的回歸分析

以職業(yè)認同問卷的職業(yè)情感因子為因變量，影響因素問卷的個體因素、外部不良評價、外部不支持、組織環(huán)境和工作認可為自變量，構(gòu)建回歸模型，如表8所示。模型的德賓-沃森值為2.059，接近2，表明回歸方程不存在序列自相關(guān)。同時VIF值為1，小于5，表明自變量間不存在共線性。模型的可決系數(shù)R2為0.353，回歸方程的F值為4.794，對應(yīng)的p值為0.001，小于顯著性水平0.05，可見回歸模型和回歸方程的擬合程度較好，回歸方程顯著。

可構(gòu)建回歸模型：職業(yè)情感=0.418×個體因素+0.056×外部不良評價+0.008×外部不認同+0.372×組織環(huán)境-0.191×工作認可+2.33E-17

進一步觀察各系數(shù)的t檢驗的p值分別為0.001、0.648、0.950、0.004和0.122，在0.05的顯著性水平下，有個體因素和組織環(huán)境可通過檢驗，即個體因素和組織環(huán)境為職業(yè)情感的顯著影響因素。

四、結(jié)論與思考

在對欽州市導(dǎo)游員職業(yè)成長意愿與影響因素的回歸分析中（表9），有個體因素與工作認可2個維度對其產(chǎn)生顯著影響，其中個體因素對職業(yè)成長意愿的影響較大。在崗位職責認同與影響因素的回歸分析中，有個體因素、外部不良評價和外部不支持3個維度對其產(chǎn)生顯著影響，其中外部不良評價與外部不支持對崗位職責認同起著負相關(guān)影響且外部不良評價影響最大，其次是個體因素與外部支持。在職業(yè)情感與影響因素的回歸分析中，有個體因素和組織環(huán)境2個維度對其產(chǎn)生顯著影響，影響最大的是個體因素。因此，只有個體因素對職業(yè)認同的3個維度都產(chǎn)生了顯著影響，由此可見，個體的性格特點、職業(yè)興趣、職業(yè)規(guī)劃、個人成長等個體因素對欽州市導(dǎo)游員的職業(yè)認同感影響很大，這一結(jié)論與導(dǎo)游行業(yè)的特殊性相關(guān)。

外部不良評價主要包括由于不時傳出導(dǎo)游職業(yè)負面新聞導(dǎo)致社會大眾對導(dǎo)游群體的錯誤認知以及對旅游行業(yè)的偏見。外部不良評價越多，越容易引起導(dǎo)游員的職業(yè)倦怠情緒，進而影響導(dǎo)游員的崗位職業(yè)認同以及職業(yè)忠誠度。

外部不支持主要是指導(dǎo)游職業(yè)沒有給予導(dǎo)游員足夠的外部保障、規(guī)范的行業(yè)管理以及解決工作與家庭的沖突等。崗位職責認同與外部不支持呈負相關(guān)影響，外部不支持度越高，崗位職責認同度就越低，高度的外部支持可以解決導(dǎo)游員的后顧之憂，有效地提高其崗位職責認同。

組織環(huán)境對欽州市導(dǎo)游員職業(yè)情感的形成具有顯著影響，其包括旅游管理部門的支持、導(dǎo)游工作報酬以及職業(yè)前景等外部力量，良好的組織環(huán)境能夠刺激導(dǎo)游員的積極職業(yè)情感的形成，有利于培養(yǎng)導(dǎo)游員長期從事導(dǎo)游職業(yè)的意愿。

工作認可不僅指領(lǐng)導(dǎo)、同事和游客對導(dǎo)游員的認可，也包括導(dǎo)游員對自身職業(yè)的認可。馬斯洛的需求層次理論表明，精神層次的自我實現(xiàn)需求是個體追求的最高層次。工作認可是自我實現(xiàn)的體現(xiàn)，表現(xiàn)為個體認可自己所從事的職業(yè)，并能夠在工作中得到成就感，這對于個體形成忠誠的職業(yè)情感與長期穩(wěn)定的職業(yè)發(fā)展起著重要的作用。

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