農民工人口統計學變量與職業生涯成功的關系

章華麗

農民工人口統計學變量與職業生涯成功的關系

章華麗

探討農民工人口統計學變量與職業生涯成功的關系，有一定的理論和實踐意義。研究結果表明，農民工的職業生涯成功總體處于中等水平，農民工的性別、年齡、婚姻狀況和學歷水平與職業生涯成功的關系并不顯著，而工齡、職位和收入與職業生涯成功的關系較為顯著。同時，對此結果提出建議。

農民工;人口統計學變量;職業生涯成功;關系

職業生涯成功是指個體在工作經歷中所積累的工作成就以及獲得的積極心理體驗［1］，可分為客觀(外在)職業生涯成功和主觀(內在)職業生涯成功，客觀職業生涯成功主要是指雇員的薪水、晉升和職位等外部標準，而主觀職業生涯成功是由個人所定義的內部標準，如職業滿意度。［2］在無邊界職業生涯時代，伊比(Eby)等人提出了測量職業生涯成功的新指標，即組織內競爭力、組織外競爭力和職業滿意度。［3］

當前，國內關于農民工的研究主要用于解決社會問題，如流動、市民化和社會保障等，很少涉及其職業生涯發展。通常認為，藍領工人群體很少有向上發展的機會［4］，他們從事工作主要是為了謀生，很少會考慮職業生涯問題。［5］然而，在代際轉換背景下，農民工特別是新一代農民工能夠更多的考慮發展前途，其外出目的排在首位的是“出門學技術”而非“增加收入”［6］，說明農民工的職業生涯意識在增強。根據亞瑟(Arthur)等人關于職業生涯是“隨時間變化的個體工作經驗演進”的定義［7］，依靠多年工作經驗和技能的積累，農民工應該而且能夠實現自己的職業生涯發展目標。從這一層面來說，研究農民工的職業生涯成功是十分有必要的。

由于職業生涯成功強調的是雇員在其職業生涯發展方面，關于成功所期望達成的一種目標或程度。［8］因此，研究假設認為，由于個體在人口統計學變量如性別、年齡、職位等方面的不同，可能會使其職業生涯成功的水平產生差異。而國內關于職業生涯成功的研究主要集中于測量社會資本、心理資本、人力資本等因素與職業生涯成功的關系，在人口統計學變量等控制變量方面的研究較少。因此，本文探討農民工人口統計學變量與職業生涯成功的關系，有一定的理論和實踐意義。

一、研究方法

(一)調查工具

調查問卷主要分為人口統計學變量和職業生涯成功量表兩個部分。其中人口統計學變量設定為性別、年齡、婚姻狀況、學歷水平、工齡、職位和收入7個方面。

職業生涯成功量表采用了嚴圣陽等人于2008重新修訂的中文版量表［9］，具有較好的信效度。該量表包括組織內競爭力、組織外競爭力和職業滿意度三個維度，共11道題目，其中組織內競爭力(3題)和組織外競爭力(3題)使用的是伊比(Eby)等人編制的量表［10］，而職業滿意度(5題)則使用了格林豪斯(Greenhaus)編制的量表。［11］量表采用liket五點計分，“1”表示“非常不同意”，“5”表示“非常同意”。

通過信效度檢驗，職業生涯成功量表的Cron-bach α系數為0．885，分量表組織內競爭力、組織外競爭力和職業滿意度的Cronbach α系數分別為0．791、0．769、0．840，表明量表具有較好的信度。同時，通過因子分析和相關分析結果可知，職業生涯成功量表也具有較好的結構效度和內容效度，具體見表1。

表1 職業生涯成功量表的因子分析和相關分析結果

(二)調查對象

本研究調查對象為江蘇省蘇州市的農民工群體，采用隨機抽樣法發放問卷，共發放問卷160份，回收160份，有效問卷為146份，有效回收率為91．3%。調查對象的來源地包括安徽、江蘇、河南、四川、河北、山東、山西和貴州等19個省，其中最多的是來自安徽省的農民工，占總數的56.8%，其次是江蘇省，占總數的11．6%，再次是河南省，占總數的5．5%。調查對象以制造業員工為主，比例為32．9%，其次是服務業，比例為25.3%，再次是建筑業，比例為13．7%。

(三)數據分析方法

數據分析主要使用SPSS19．0中文版作為統計分析工具，分別進行描述性統計分析、可靠性分析、探索性因子分析、相關性分析、正態性檢驗、獨立樣本T檢驗、單因素方差分析和多重比較檢驗。

二、統計結果分析

(一)職業生涯成功的描述性統計結果分析

如表2所示，農民工職業生涯成功的總體水平為3．53±0．75，各維度的水平由高到低分別是:組織外競爭力(3．62±0．91)＞組織內競爭力(3．55±0．85)＞職業滿意度(3．48±0．88)?？梢姡r民工職業生涯成功的總體水平處于中等，而農民工對其職業滿意度的評價則相對較低。

表2 農民工職業生涯成功各維度的描述性統計結果(N=146)

(二)農民工人口統計學變量與職業生涯成功關系的統計結果分析

本部分的統計分析主要采用獨立樣本T檢驗和單因素方差分析兩種方法，當變量只有兩個值，如性別變量只有“男”和“女”，在正態性檢驗之后，采用獨立樣本T檢驗進行差異分析;當變量的值大于兩個時，則采用單因素方差分析。單因素方差分析之后，如果差異顯著且方差齊性，則采用多重比較檢驗中的LSD法進行兩兩比較分析;如果差異顯著且方差不齊性，則采用多重比較檢驗中的Tamhane’s T2法進行兩兩比較分析。

1．農民工性別與職業生涯成功。在K－S檢驗確定職業生涯成功及各維度數據呈正態分布后，對數據進行獨立樣本T檢驗。由表3可知，總體樣本數男性農民工比女性農民工多11%，符合外出務工的農民工男性多于女性的情況。除職業滿意度外，男性農民工在職業生涯成功總體和其他維度上的均值和標準差都高于女性農民工。T檢驗結果表明所有維度的P值都大于0．05，說明農民工的性別在職業生涯成功及各維度上無顯著差異。

2．農民工年齡與職業生涯成功。根據表4可知，調查對象以20－40歲的青壯年農民工為主，其中21－30歲的比例為47．3%，31－41歲的比例為25．3%。通過單因素方差分析，得出各維度P值遠遠大于0．05水平，說明農民工的年齡在職業生涯成功及各維度上無顯著差異。

表3 農民工性別與職業生涯成功的關系(N=146)

表4 農民工年齡與職業生涯成功的關系(N=146)

3．農民工婚姻狀況與職業生涯成功。根據表5顯示，調查對象中大多數農民工已婚，比例達67．1%。獨立樣本T檢驗結果表明，農民工的婚姻狀況在職業生涯成功及各維度上無顯著差異。

表5 農民工婚姻狀況于職業生涯成功的關系(N=146)

4．農民工學歷水平與職業生涯成功。從表6可以看出，在調查對象中，初中及以下學歷占47.3%，其次是高中學歷，占30．1%，樣本符合農民工學歷水平總體較低的情況。單因素方差分析結果表明，農民工的學歷水平在職業生涯成功及各維度上無顯著差異。

表6 農民工學歷水平與職業生涯成功的關系(N=146)

5．農民工工齡與職業生涯成功。從表7中可以看出，工齡在1年及以下、2－5年、6－10年和11年以上的農民工所占比例分別為10．3%、35．6%、30．8%和23．3%。由單因素方差統計結果可知，農民工不同工齡在職業生涯成功和組織外競爭力維度上存在顯著差異，進一步的LSD檢驗表明，工作2－5年的農民工在職業生涯成功維度上顯著高于工作1年及以下和6－10年的農民工，工作1年及以下的農民工在組織外競爭力維度上顯著低于其他年限的農民工。

表7 農民工工齡與職業生涯成功的關系(N=146)

6．農民工職位與職業生涯成功。表8顯示，55%的農民工為普通員工，18．5%的農民工為臨時工，可見農民工總體職位較低。根據統計分析的結果，不同職位的農民工在職業生涯成功、組織外競爭力和職業滿意度維度上差異顯著，其中臨時工在職業生涯成功、組織外競爭力和職業滿意度維度上顯著低于其他職位的農民工，中層管理者在職業生涯成功維度上顯著高于一線主管，而一線主管的顯著性又高于中層管理者。

表8 農民工職位與職業生涯成功的關系(N=146)

續表8

7．農民工收入與職業生涯成功。由表9可知，在調查對象中，收入為3 000－4 000元的農民工比例最高，達27．4%，其次是收入2 000－3 000元的農民工，比例為24．7%，收入為1 000元及以下的農民工比例最低，僅占4．1%。單因素方差分析結果顯示，不同收入的農民工在組織外競爭力維度上具有顯著差異，其中收入為1 000元及以下的農民工在組織外競爭力維度上顯著低于其他收入的農民工，收入為1 000－2 000元的農民工在組織外競爭力維度上顯著低于較高收入的農民工。

表9 農民工收入與職業生涯成功的關系(N=146)

續表9

三、討論

(一)農民工職業生涯成功水平分析

研究結果發現，農民工的職業生涯成功總體處于中等水平(3．53±0．75)，可見農民工對自己職業生涯成功的評價較為樂觀。農民工在組織外競爭力維度上得分最高(3．62±0．91)，說明農民工在不同用工單位之間的競爭力較強，究其原因可能是近年來出現的企業“用工荒”現象降低了農民工的就業難度;農民工在職業滿意度維度的得分相對較低(3．48±0．88)，說明農民工對職業的自我期望較高，而對當前職業滿意程度較低，這也在一定程度上解釋了其就業“短工化”趨勢出現的原因，農民工可能會為追求更好的職業發展而跳槽。

(二)農民工人口統計學變量與職業生涯成功的關系分析

上述統計結果表明，農民工的性別、年齡、婚姻狀況和學歷水平與職業生涯成功的關系并不顯著;而農民工的工齡、職位和收入與職業生涯成功的關系較為顯著，具體影響維度如表10所示。由于本研究結果在性別、年齡、婚姻狀況方面，與大多數關于普通員工研究中的不顯著結果一致，在此便不一一贅述。

表10 農民工的工齡、職位和收入與職業生涯成功的關系

在學歷水平方面，已有研究發現學歷為碩士及以上的員工在組織內競爭力上顯著高于學歷為本科和?？频膯T工［12］，而在本研究中，農民工的學歷水平對職業生涯成功的影響并不顯著，主要原因在于農民工的學歷水平較低，高中及以下學歷占77．4%，而本科及以上學歷僅占6．8%，這使得農民工在職業發展方面很難產生學歷方面的優勢，為其職業生涯發展加分。此外，調查對象以制造業和服務業為主，這些行業所需要的技能知識程度也與農民工的學歷水平相符合。

在工齡方面，研究結果顯示，工齡越長的農民工在企業外部勞動力市場上的競爭力越強。由于本研究72．6%的調查對象為20－40歲的青壯年農民工，他們正處于職業發展最佳時期，能夠不斷積累工作經驗，并實現事業的快速發展。而在職業滿意度維度上，工齡的長短并未對其產生影響，因為工作時間長并不能提高農民工對工作的認可程度以及對自身職業發展的滿意程度。

在職位方面，本研究發現，農民工的職位對職業生涯成功、組織外競爭力和職業滿意度都有顯著影響，總體來說，農民工的職位越高，職業生涯成功水平就越高。臨時工在所有職位中的組織外競爭力和職業滿意度最低，因為臨時工處于不固定的工作狀態，難以實現職業上的穩定發展，競爭力相對較弱。

在收入方面，農民工的收入對組織外競爭力有顯著影響，并且形成正比，即農民工收入越高，組織外競爭力水平越高。一般而言，收入越高說明用人單位對其工作能力的認可程度越高，亦說明其在單位以外的勞動力市場上競爭力越強。

四、建議

農民工的職業生涯發展問題不僅關系到農民工自身，也關系到用人單位的利益和整個國家的長治久安。因此，采取適當措施幫助農民工渡過職業生涯發展困境、提高職業生涯成功水平是十分有必要的。本文根據上述分析結果，提出以下三點建議。

(一)提高農民工受教育水平

由于農民工學歷水平普遍較低，制約了其能力素質的提高和職業生涯的發展，需要采取措施以提高農民工的受教育水平。一方面，國家可以通過加大農村地區教育資金投入、加強農村師資力量建設等方式改善農村地區的教育條件，以增加農民工繼續接受教育的可能性;另一方面，社會應為農民工提供再教育的機會，以提高他們的職業技能和文化素質。

(二)擴大農民工職業晉升渠道

研究結果顯示，農民工的職位和收入與其職業生涯成功的關系顯著，這說明擁有向上發展的機會對于農民工來說十分重要。因此，社會特別是用人單位應轉變用人觀念，提高人力資源管理意識，為農民工提供可以向上發展的職業晉升路徑，并與其職位和收入相互銜接，提高其職業生涯成功的可能性。

(三)加強農民工職業生涯規劃意識

職業生涯規劃對于農民工來說十分有必要，原因在于有效的職業生涯規劃可以使農民工避免盲目就業，并且能夠有計劃地積累工作經驗和崗位所需的職業技能，一步一步實現自己的職業生涯目標。因此，一方面，應在農村學校開設職業生涯指導課程，培養學生的職業意識;另一方面，用人單位需要對農民工進行職業生涯規劃教育，引導其找到適合自己的職業發展道路。

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［責任編輯 曹 穩］

華東師范大學教育科學學院“華師－京誠”基金項目“農民工人口統計學變量與職業生涯成功的關系”(項目編號:ses201412)

章華麗，女，華東師范大學職業教育與成人教育研究所2012級碩士研究生，主要研究方向為職業培訓與就業。

G710

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1674－7747(2015)10－0025－08