王 華 繳潤凱
(1 東北師范大學心理學院,長春 130024) (2 蘭州城市學院教育學院,蘭州 730070)
職業生涯管理能力(career management competencies)是國外近二十年間在職業心理學領域提出的一個新觀點,其含義是指能夠為個體收集、分析、綜合和組織關于個人、教育和職業的信息提供結構化方式的多種能力,以及做出職業生涯決策和執行決策的能力(Sultana, 2012)。已有研究提出,職業生涯管理能力的發展能幫助大學生通用能力和特殊能力的獲得、展現和使用(Bridgstock, 2009)。研究表明,職業生涯管理能力是個體獲得成功就業的重要保證(Hooley, Watts,Sultana, & Neary, 2013)。職業生涯管理能力的發展貫穿于人的一生,在人的不同生涯階段其發展內容和發展水平會有所不同。就大學生而言,其仍處于職業生涯的探索階段,主要面臨職業生涯路徑探索、職業生涯決策、工作技能獲得、職業生涯規劃、執行決策、管理學校到工作的轉變等生涯任務,在這些任務完成過程中會體現出能力上的差異,即是在職業生涯管理能力上的差異。國內尚未出現這一構念及其結構的系統探討和測量工具開發,類似的研究主要集中在大學生職業生涯規劃能力的探討。研究發現,大學生的職業生涯規劃能力包括:認識自我、認識環境、確定目標、制定計劃、反饋修正(襲開國, 顧雪英,2010)。但職業生涯管理能力的范圍要廣于職業生涯規劃能力,職業生涯規劃能力是職業生涯管理能力的一個重要維度(Splete & Stewart, 1990)。有研究者在職業生涯輔導的背景下,將職業生涯管理能力劃分為三個維度共11種職業生涯管理能力,包括:自我管理、學習與工作探索、職業生涯建構(Haines, Scott, & Lincoln, 2003)。Bridgstock(2009)在Haines等人(2003)研究基礎上將大學生的職業生涯管理能力結構劃分為自我管理能力和職業生涯建構能力兩大部分,前者代表了內在管理意義上的職業生涯管理能力,后者代表了外在管理意義的職業生涯管理能力,但職業生涯管理能力的數量沒有發生變化,仍為11種能力,僅將“自我管理”和“學習與工作探索”合并為自我管理維度,并在此基礎上編制了大學生職業生涯管理能力問卷,由兩個分量表組成,共11道題目。雖然該量表涵蓋了目前最具代表性的11種職業生涯管理能力,但只有11道題目,一個題目代表一種能力的做法以及信效度能否得到保證值得商榷。總體來看,職業生涯管理能力的測評工具比較有限。中國大學生由于在文化背景、成長環境、教育體制等方面和國外大學生存在差異,在職業生涯管理能力的內容側重點以及生涯理解方面可能存在差異,同時已有的大學生職業生涯管理能力問卷在項目數量上有欠缺,在被試類型上過于單一,國內尚缺乏相應的測量工具。借鑒國外的已有研究成果,本研究在方法上采用自上而下和自下而上相結合的方式,深入探討中國文化背景下的大學生職業生涯管理能力結構,并編制適合我國大學生使用的具有良好信度和效度的職業生涯管理能力問卷。大學生職業生涯管理能力的研究能夠為高校開展更加有效和更具針對性的職業生涯輔導提供新的視角和理論基礎,尤其是大學生職業生涯管理能力結構的探索研究能為高校構建基于能力的職業生涯輔導目標體系奠定理論基礎。
樣本1:抽取甘肅省三所高校的大學生共260人,發放開放式問卷260份,剔除無效問卷36份,最后獲得有效問卷224份,其中男生102例,女生122例,年齡17~25歲,平均年齡21.56歲。開放式問卷數據主要用于大學生職業生涯管理能力初始理論結構的探索和初始問卷項目的編制。
樣本2:選取甘肅省五所高校的學生750人,發放問卷750份,剔除無效數據,獲得有效問卷716份,其中男生328例,女生388例,年齡17~26歲,平均年齡21.72歲。該樣本數據主要用于項目分析和探索性因素分析。
樣本3:選取甘肅省五所高校的學生615人,發放問卷615份,剔除無效數據,獲得有效問卷592份,其中男生228例,女生364例,年齡17~26 歲,平均年齡21.76歲。該樣本數據主要用于驗證性因素分析和問卷信效度檢驗。
樣本4:選取甘肅省五所高校的學生345人,發放問卷345份,剔除無效數據,獲得有效問卷322份,其中男生138例,女生184例,年齡19~25歲,平均年齡22.15歲。該樣本數據主要用于問卷的預測效度、會聚效度和判別效度檢驗。
2.2.1理論構架
采用文獻回顧法,以Haines等人(2003)提出的職業生涯管理能力的結構框架為參照,并借鑒Bridgstock(2009)對這一框架在大學生中的應用研究成果,以中國大學生為研究對象,采用自下而上的方式擴展收集和整理大學生職業生涯管理能力相關材料。通過開放式問卷調查,初步了解大學生職業生涯管理能力的具體行為表現或特征,探索中國大學生職業生涯管理能力的初步理論結構。
2.2.2初步編制和預測
參照國外研究者對職業生涯管理能力結構的劃分(Haines et al., 2003; Bridgstock, 2009),從自我管理、學習和工作探索、職業生涯建構三個方面出發編制開放式問卷,探索中國文化背景下大學生的職業生涯管理能力結構,在呈現開放式問題時盡可能以通俗的語言描述。通過對開放式問卷資料進行整理歸類發現,中國大學生將學習與工作探索的大部分描述句納入到自我管理的層次之下,因此研究在初步問卷編制中將大學生職業生涯管理能力問卷分為自我管理和職業生涯建構兩個分問卷,對開放式問卷所得到的資料進行編碼,保留每個行為描述句和行為特征的編碼頻次,形成初步的問卷項目庫,并對初始問卷項目庫進行討論分析,修訂不完善和不清晰的表述,刪除與職業生涯管理能力無關的描述或表意模糊的語句。同時以頻數作為統計指標,刪除編碼次數少于2次的項目,將意義相近的單元合并,而對有歧義的單元小組討論后,再進一步歸類,最終形成八個維度的大學生職業生涯管理能力結構,見表1。依據高頻詞匯和語句初步編制形成80題的大學生問卷,其中有12個題目做了反向表述。每個題目均采用Likert 5點計分(1~5分),從1代表“很不符合”到5代表“非常符合”,總分越高,職業生涯管理能力越高。
應用SPSS 19. 0 統計軟件進行項目分析、探索性因素分析和信效度檢驗;采用Amos17.0統計軟件對問卷進行驗證性因素分析。
將初始形成的80題問卷發放給樣本2的被試,回收問卷后首先對數據進行項目分析。采用“題總相關”、項目“臨界比率”和選項“反應度”作為項目區分度的分析指標。刪除“題總相關”小于0.3的項目共12個。“臨界比率”分析中,將高分組(n=193)和低分組(n=193)在每一個項目上的平均得分做t檢驗,結果發現80個項目在高低分組的平均數差異檢驗均達到顯著性水平(p<0.05),說明所有項目均具有良好的鑒別力。反應度分析中考察各個項目在5個選項中被選中率低于10%的選項數,如果這樣的選項多于3個,則考慮刪除,通過反應度分析刪除5個項目。項目分析階段共刪除項目17個,保留63個項目。

表1 大學生職業生涯管理能力表現特征列表
3.2.1探索性因素分析
對保留的63個項目進行探索性因素分析。Bartlett球形檢驗結果顯示 χ2=7525.64(p<0.001),KMO值為0.90,這說明數據適宜進行因素分析。采用斜交旋轉的方法,發現特征值大于1的因子有9個,解釋項目總變異的74.09%。首先以各項目共同度低于0.3,因素負荷低于0.4,存在雙重負荷(雙重負荷均在0.3以上且負荷之差小于0.3)為標準刪除項目6個;然后根據多數研究者的實際經驗,刪除所包含項目小于3的因素層面,刪除項目2個。最后發現八個因子結構最清晰,每個項目的因素負載都在0.55 以上,共同度也在0.3以上,累積方差解釋率為68.67%。最終形成八個因子的結構,共由55個項目組成(見表2)。

表2 大學生職業生涯管理能力問卷八因子模型的因子載荷
3.2.2探索后因子命名與解釋
八個因子可以命名為自我認知能力(F1),包括7個條目,其含義是正確認識和評價自己的能力;自我控制能力(F2),包括5個條目,其含義是能夠自我約束、做事有計劃性并能堅持;生涯人際能力(F3),包括7個條目,其含義是主動地尋求生涯支持,建構良好人際關系;時間管理能力(F4),包括9個條目,其含義是有較強時間觀念,合理地安排各種任務時間;關注發展能力(F5),包括6個條目,其含義是能不斷關注和從事自身成長與發展;職業探索能力(F6),包括7個條目,其含義是主動搜集和學習各種職業信息,了解職業環境和勞動力市場變化信息;職業決策能力(F7),包括8個條目,其含義是根據對自我和職業知識的理解,對職業目標進行定位;職業規劃能力(F8),包括6個條目,其含義是圍繞職業目標制定計劃并自覺地監控和行動的能力。
對樣本3(n=592)獲得的數據進行驗證性因素分析。根據相關文獻研究和探索性因素分析的結果建構要驗證的模型:模型一為自我管理分問卷的結構模型,包括自我認知能力、自我控制能力、生涯人際能力、時間管理能力、關注自我發展能力;模型二為職業生涯建構分問卷的結構模型,包括職業探索能力、職業決策能力、職業規劃能力;模型三為大學生職業生涯管理能力總問卷的結構模型,包括自我認知能力、自我控制能力、生涯人際能力、時間管理能力、關注自我發展能力、職業探索能力、職業決策能力、職業規劃能力八個因子。驗證結果顯示:三個模型各項擬合指數基本達到要求,說明大學生職業生涯管理能力問卷的結構模型擬合情況良好。

表3 大學生職業生涯管理能力問卷驗證性因素分析的擬合指標
3.4.1信度檢驗
研究的總問卷Cronbach α系數達到0.94,問卷各個維度的Cronbach α系數在0.67-0.80之間。間隔兩周后對56名被試進行重測,各維度及總分的重測相關系數在0.75-0.89之間,結果見表4。

表4 大學生職業生涯管理能力問卷Cronbach's α系數和重測信度
3.4.2效度檢驗
如表5所示,大學生職業生涯管理能力問卷各維度間的相關在0.30~0.64之間,維度與總分的相關在0.67~0.79之間。問卷各維度間的相關系數要低于各維度同問卷總分間的相關系數,這說明問卷的內部結構效度良好。
為檢驗大學生職業生涯管理能力問卷的預測效度(見表6),將張興貴、何立國和鄭雪(2004)編制的大學生生活滿意度問卷作為預測效標,結果發現:大學生職業生涯管理能力同生活滿意度總分之間具有顯著的相關性,說明問卷具有良好的預測效度。為說明大學生職業生涯管理能力問卷的會聚效度和判別效度,檢驗大學生職業生涯管理能力問卷總分與大學生職業決策自我效能感問卷(彭永新, 龍立榮, 2001)總分和大學生創新能力問卷(路靜丹, 陳佩玲, 2011)總分的相關性,并將二者結合在一起來說明會聚效度和判別效度,即大學生職業生涯管理能力與其理論上或經驗上關系緊密的構念相關高,而同理論或經驗上關系不大的構念不存在相關或相關程度低,說明兩個效度良好。結果發現:大學生職業生涯管理能力同大學生職業決策自我效能感存在顯著的相關性(p<0.01),而與大學生創新能力總分之間的相關不顯著(p>0.05)。結果說明大學生職業生涯管理能力問卷的會聚效度和判別效度良好。

表5 大學生職業生涯管理能力問卷總分及各維度的相關性

表6 大學生職業生涯管理能力與生活滿意度和職業決策自我效能感的相關
研究采用質的研究和量的研究相結合的方式對大學生職業生涯管理能力的結構進行了探索和驗證。質的研究初期通過對開放式問卷進行歸類分析,發現大學生職業生涯管理能力結構中“職業信息搜集能力”和“職業信息應用能力”兩個維度的內涵存在較高的重疊性和相似性,經與心理學領域專家和老師商議,將兩個維度合并為一個維度,即“職業探索能力”,質的研究形成大學生職業生涯管理能力的八維度結構。探索性因素分析亦發現大學生職業生涯管理能力是八因子結構。驗證性因素分析中發現八因子結構模型的擬合指數均達到了要求。因此,量的研究對質的研究結果進行了進一步的科學驗證,使大學生職業生涯管理能力問卷的結構更為合理,使問卷項目更具代表性。從信度檢驗來看,大學生職業生涯管理能力問卷的Cronbach α系數達到0.94,重測信度為0.89,各維度Cronbach α系數在0.67-0.87之間,各維度及總分的重測相關系數也在0.75-0.89之間,這符合相關研究者對問卷可應用的信度指標要求(吳明隆, 2003);從效度檢驗來看:第一,研究者同心理學領域的專家、研究生、大學生共同對問卷項目進行了經驗上的抽取和嚴格篩選,盡量使保留的項目同測量目標保持一致,同時在問卷預測結束后對一些被試進行了訪談,篩選出問卷中一些有爭議或者語義表達含糊不清的項目,并經過討論后均給與了修正,這首先在問卷編制過程上保證了問卷的內容效度;第二,通過統計方法對問卷項目的區分度、題總相關等進行了分析,剔除了一些題目和總分的相關系數在0.3以下的項目,從結果統計上保證了問卷的內容效度,問卷各維度與總分的相關在0.67~0.79之間,均達顯著性水平,進一步證明了問卷內容與測量目標的高度一致性;第三,大學生職業生涯管理能力問卷調查的結果經過了探索性因素分析和驗證性因素分析的檢驗,表明在中國大學生群體中職業生涯管理能力是一個多維結構,說明問卷的結構效度良好;第四,問卷的預測效度良好,以張興貴等人(2004)編制的生活滿意度問卷作為大學生職業生涯管理能力的預測效標,有研究提出,職業生涯管理能力能夠預測個體的職業生涯成功(Arthur, Svetlana, & Wilderom, 2005),而職業生涯成功可分為主觀的職業生涯成功和客觀的職業生涯成功,生活滿意度是主觀職業生涯成功的一個重要指標,因此可以充當職業生涯管理能力的預測效標;已有研究表明,職業生涯自我管理與職業決策自我效能感存在較高程度的相關性(Lent& Brown, 2013),而從經驗上分析,大學生創新能力是相對獨立的一種能力,與大學生職業生涯管理能力關系較小,因此研究將大學生職業生涯管理能力同職業決策自我效能感和創新能力的相關程度的高低作為評判問卷會聚效度和判別效度的指標,將二者結合在一起來說明會聚效度和判別效度的高低,實際檢驗結果說明問卷的會聚效度和判別效度良好。
本研究得出以下結論:(1)大學生職業生涯管理能力的結構是由自我認知能力、自我控制能力、生涯人際能力、時間管理能力、關注發展能力、職業探索能力、職業決策能力和職業規劃能力8個因子構成;(2)自編的大學生職業生涯管理能力問卷具有良好的信度和效度,可以作為中國大學生職業生涯管理能力的測量工具。
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