高職學生就業(yè)意向?qū)嵶C研究
——基于社會認同度和自我感知就業(yè)能力視角

石 麗

（云南交通職業(yè)技術(shù)學院，云南 昆明 650500）

技術(shù)人才是中國制造強國發(fā)展戰(zhàn)略實施的重要基礎，為促進技能人才的培育，教育部出臺了大量促進職業(yè)教育發(fā)展的方針政策，使得我國職業(yè)教育在職業(yè)院校數(shù)量、師資隊伍、基礎設施設備等方面快速發(fā)展，職業(yè)教育迎來新的發(fā)展契機。然而，2019 年高等教育毛入學率達到51.6%，伴隨著高等教育實現(xiàn)普及化，使高職畢業(yè)生在求職過程中壓力不斷增大，日益龐大的高職畢業(yè)生隊伍的就業(yè)問題引起了社會各界普遍關(guān)注。高職學生的就業(yè)意向影響著就業(yè)行為，對高職學生就業(yè)意向進行研究，幫助高職學生進行職業(yè)生涯規(guī)劃，提高高職學生就業(yè)指導工作質(zhì)量具有重要意義。

按照計劃行為理論，所有影響就業(yè)行為的因素都經(jīng)由就業(yè)意向作用于就業(yè)行為，因此本文擬從高職學生的社會認同、自我感知就業(yè)能力和就業(yè)意向的關(guān)系出發(fā)構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，并利用云南省高職院校應屆畢業(yè)生樣本數(shù)據(jù)對該模型進行驗證分析，為高職院校就業(yè)工作的有效開展提供理論支撐。

一、文獻綜述與假設

就業(yè)意向是就業(yè)行為主體在就業(yè)選擇過程中,對自身情況的認知和對未來職業(yè)的期望[1]。研究目的不同，就業(yè)意向的劃分標準也不同。研究對象為畢業(yè)實習期的高職應屆畢業(yè)生，其對即將進行的擇業(yè)選擇處于迷茫狀態(tài)，因而將就業(yè)意向分為專升本、單位就業(yè)等傳統(tǒng)就業(yè)意向和自主創(chuàng)業(yè)、自由職業(yè)等非傳統(tǒng)就業(yè)意向兩大類。

就業(yè)能力是一個滲透到生活各領(lǐng)域中且無處不在的概念，自1909 年由Beveridge 提出之后，國內(nèi)外學者不斷豐富其內(nèi)涵和外延，分別從經(jīng)濟－社會角度、個體角度和組織角度對其進行了研究[2]。隨著新型雇傭關(guān)系的發(fā)展，個體在自我職業(yè)生涯發(fā)展中承擔的主體責任越來越多，基于個體與環(huán)境互動的視角，高職學生自我感知就業(yè)能力引起了研究者的關(guān)注。高職學生自我感知就業(yè)能力可以定義為：高職學生通過高職教育而感知到獲得的知識、技能、社會資本及其他技能和能力與自身資格水平相當?shù)墓ぷ髂芰3]。根據(jù)概念圍繞基本就業(yè)技能、心理資本和社會資本三個潛變量設計高職學生自我感知就業(yè)能力測量變量。謝義忠等人發(fā)現(xiàn)畢業(yè)生的就業(yè)能力對準備求職行為、實際求職行為和總體求職努力有顯著正向影響[2]，參照謝義忠等人的研究成果提出如下基本假設：

H1-1:基本就業(yè)技能正向影響心理資本；

H1-2:基本就業(yè)技能正向影響社會資本；

H1-3:心理資本正向影響社會資本；

H1-4:基本就業(yè)技能正向影響傳統(tǒng)就業(yè)意向；

H1-5:心理資本正向影響傳統(tǒng)就業(yè)意向；

H1-6:社會資本正向影響傳統(tǒng)就業(yè)意向；

H1-7:基本就業(yè)技能正向影響非傳統(tǒng)就業(yè)意向；

H1-8:心理資本正向影響非傳統(tǒng)就業(yè)意向；

H1-9:社會資本正向影響非傳統(tǒng)就業(yè)意向。

認同源于拉丁語“idem”，社會認同理論由Tajfel等人于二十世紀七十年代提出。社會認同最初源于群體成員身份, Tajfel 和 Turner(1986) 區(qū)分了個體認同與社會認同，并將社會認同定義為社會的認同作用，或是由一個社會類別全體成員得出的自我描述[4]，認為人們會將自己歸屬于某些社會中的分類即身份[5]。按照社會認同理論，高職學生個體通過社會分類，對高職學生群體產(chǎn)生認同，并產(chǎn)生內(nèi)群體偏好和外群體偏見，高職學生個體通過實現(xiàn)或維持積極的社會認同來提高自尊，積極的自尊來源于內(nèi)群體與相關(guān)外群體的有利比較，即經(jīng)歷類化、認同和比較三個基本歷程，其中高職學生個體對高職學生群體的認同是核心，因此，圍繞高職學生個體對高職學生群體的認同設計積極社會認同和消極社會認同兩個潛變量的測量變量。從馬斯洛的需要層次的角度，高職學生通過積極的社會認同，獲得了尊重需要，在此基礎上提高了就業(yè)能力的認知，從而滿足自我實現(xiàn)的需要。通過文獻研究發(fā)現(xiàn)，職業(yè)教育專家學者的分析認為高等職業(yè)教育的社會認同度低是高職學生就業(yè)困難的原因之一[6-9]。因此高等職業(yè)教育的社會認同首先作用于自我感知就業(yè)能力，從而進一步影響高職畢業(yè)生的就業(yè)意向。由此提出基本假設：

H2-1:積極社會認同正向影響基本就業(yè)技能；

H2-2:積極社會認同正向影響心理資本；

H2-3:積極社會認同正向影響社會資本；

H2-4:積極社會認同正向影響傳統(tǒng)就業(yè)傾向；

H2-5:積極社會認同正向影響非傳統(tǒng)就業(yè)傾向；

H2-6:消極社會認同負向影響基本就業(yè)技能；

H2-7:消極社會認同負向影響心理資本；

H2-8:消極社會認同負向影響社會資本；

H2-9:消極社會認同影響傳統(tǒng)就業(yè)傾向；

H2-10:消極社會認同影響非傳統(tǒng)就業(yè)傾向。

根據(jù)上述假設，設定積極社會認同、消極社會認同、基本就業(yè)技能、心理資本、社會資本、傳統(tǒng)就業(yè)意向、非傳統(tǒng)就業(yè)意向7 個潛變量，從而獲得高職應屆畢業(yè)生就業(yè)意向初始理論模型，見圖1。

二、研究設計

（一）量表確定

最終形成的調(diào)查問卷包括高職學生社會認同、高職學生自我感知就業(yè)能力和就業(yè)意向3 個潛變量的22 個觀測變量，對于潛變量高職學生社會認同和高職學生自我感知就業(yè)能力的測量變量的賦值均從低到高排列，1為“非常不符合”，2 為“不符合”，3 為“不確定”，4 為“符合”，5 為“非常符合”；對于潛變量就業(yè)意向的測量變量的賦值均從低到高排列，1 為“非常不樂意”，2 為“不樂意”，3 為“不確定”,4 為“樂意”，5 為“非常樂意”。觀測變量詳情見表2。

（二）數(shù)據(jù)收集

為驗證本研究的理論模型與假設，對云南高職院校的高職學生進行問卷調(diào)查。首先，對云南高職院校的學生、輔導員、創(chuàng)業(yè)就業(yè)指導教師和專家進行深度訪談，設計了包括50 個觀測變量的預測試問卷；然后利用預測試問卷，以云南交通職業(yè)技術(shù)學院部分2020 屆應屆畢業(yè)生為調(diào)查對象，于2020 年5 月18 日至23 日進行調(diào)查，利用主成分分析法對觀測變量進行降維，歸納出高職學生社會認同、自我感知就業(yè)能力和就業(yè)意向三個隱含變量，并對測試調(diào)查問卷進行修訂，形成了包含被調(diào)查者背景資料在內(nèi)的26 個觀測變量的調(diào)查問卷；最后，2020 年6 月6 日至16 日，以云南交通職業(yè)技術(shù)學院、云南林業(yè)職業(yè)技術(shù)學院、云南國土資源職業(yè)學院、云南農(nóng)業(yè)職業(yè)技術(shù)學院、云南財經(jīng)職業(yè)技術(shù)學院和云南冶金?？茖W校六所高職院校的2020 屆應屆畢業(yè)生為調(diào)查對象進行調(diào)查，收集有效問卷503 份，樣本特征見表1。

表1 樣本特征統(tǒng)計（N=503）

三、實證分析

（一）信度和效度分析

采用R 語言對來自云南省高職院校的503 位2020屆應屆畢業(yè)生的調(diào)查問卷進行分析，其信度和收斂效度分析結(jié)果見表2，并計算出本問卷的KMO 系數(shù)、Bartlett’s 球形檢驗的顯著性概率分別為0.8492 和0.000，達到KMO 系數(shù)大于0.7 且Bartlett’s 小于0.001的標準，表明收集到的數(shù)據(jù)非常適合作因子分析，因此本研究采用驗證性因子分析對變量進行檢驗。

從信度和收斂效度分析表2 可以看出：問卷各維度及整體的克朗巴哈系數(shù)均大于0.7，說明調(diào)查問卷各維度的內(nèi)部一致性較高；問卷整體的CR 值為0.9099，說明問卷整體構(gòu)造信度是“最好的”[10]；各維度的平均抽取方差AVE 大于0.5，且CR 值大于0.7，同時各測量變量的標準載荷大于0.5，說明調(diào)查問卷具有良好的聚合效度。

表2 信度和收斂效度分析

（二）擬合檢驗

運用結(jié)構(gòu)方程模型理論驗證高職應屆畢業(yè)生就業(yè)意向理論模型，擬合度衡量實際結(jié)果與理論模型的一致性程度，利用R 語言對收集到的數(shù)據(jù)進行分析，得到模型適配參數(shù)：卡方x2為380.156，自由度df為188，卡方值自由度比值為2.02，小于3，擬合優(yōu)度指數(shù)GFI、標準擬合指數(shù)NFI、非標準化擬合指數(shù)NNFI、比較擬合指數(shù)CFI、相對擬合指數(shù)RFI、增量擬合指數(shù)IFI 分別 為0.936、0.923、0.950、0.951、0.906、0.960，均大于0.9 的標準，標準化殘差均方根SRMR 為0.043（SRMR<0.05 表示模型擬合效果可以接受），而近似均方根RMSEA 為0.045（RMSEA<0.05 表明模型與數(shù)據(jù)擬合很好，理論模型可以接受），因此可以認為模型具有良好的擬合度。

（三）假設檢驗

通過對收集數(shù)據(jù)的分析，潛變量與測量變量之間的標準載荷、潛變量之間的路徑系數(shù)，以及假設檢驗結(jié)果如圖1 所示。圖1 中的虛線箭頭表示在顯著性水平5%下，假設檢驗未通過，即假設H1-2、H1-4、H1-8、H1-9、H2-4、H2-6、H2-8、H2-10 不成立，其他假設檢驗通過。積極社會認同正向影響高職學生自我感知就業(yè)能力中的基本就業(yè)技能、心理資本和社會資本，路徑系數(shù)分別為0.531、0.386 和0.336；消極社會認同負向影響心理資本，路徑系數(shù)為-0.147；高職學生自我感知就業(yè)能力中的基本就業(yè)技能正向影響心理資本、心理資本正向影響社會資本，路徑系數(shù)分別為0.388 和0.297；心理資本、社會資本和消極社會認同正向影響傳統(tǒng)就業(yè)傾向，路徑系數(shù)分別為0.19、0.222 和0.273；基本就業(yè)技能和積極社會認同正向影響非傳統(tǒng)就業(yè)傾向，路徑系數(shù)分別為0.325 和0.146。在實證研究的基礎上，修正后的結(jié)構(gòu)方程模型及路徑系數(shù)見圖2。

圖1 高職應屆畢業(yè)生就業(yè)意向結(jié)構(gòu)方程模型

圖2 修正后的高職應屆畢業(yè)生就業(yè)傾向結(jié)構(gòu)方程模型及路徑系數(shù)

（四）路徑效應分析

高職應屆畢業(yè)生社會認同度、自我感知就業(yè)能力和就業(yè)傾向潛變量之間存在直接效應和間接效應，直接效應和間接效應之和即總體效應影響，計算得出高職應屆畢業(yè)生傳統(tǒng)就業(yè)傾向的標準化路徑系數(shù)的總體排序為：心理資本（0.322）>積極社會認同(0.237)>社會資本(0.222)>基本就業(yè)技能(0.099)>消極社會認同(-0.038)，而高職應屆畢業(yè)生非傳統(tǒng)就業(yè)傾向的標準化路徑系數(shù)的總體排序為：基本就業(yè)技能（0.325）>積極社會認同(0.319)。

四、結(jié)論及建議

（一）結(jié)論

運用驗證性因子分析方法，建立高職應屆畢業(yè)生社會認同度、自我感知就業(yè)能力和就業(yè)傾向之間的結(jié)構(gòu)方程模型，得出以下結(jié)論：

1.構(gòu)成潛變量社會認同的積極社會認同和消極社會認同兩個潛變量都直接或間接通過自我感知就業(yè)能力中的基本就業(yè)能力、心理資本、社會資本三個潛變量對高職應屆畢業(yè)生就業(yè)意向產(chǎn)生影響。

2.構(gòu)成潛變量自我感知就業(yè)能力的三個潛變量之間的關(guān)系是基本就業(yè)能力正向影響心理資本，心理資本正向影響社會資本。

3.根據(jù)高職應屆畢業(yè)生社會認同度、自我感知就業(yè)能力和就業(yè)意向潛變量之間的路徑效應分析發(fā)現(xiàn)：（1）對高職應屆畢業(yè)生傳統(tǒng)就業(yè)傾向正向影響效應由高到低為心理資本、積極社會認同、社會資本、基本就業(yè)技能，而消極社會認同負向影響高職應屆畢業(yè)生傳統(tǒng)就業(yè)傾向；（2）對非傳統(tǒng)就業(yè)傾向影響程度由高到低為：基本就業(yè)技能、積極社會認同。

（二）建議

自高職學生進入高等職業(yè)教育學習階段，高職教育利益相關(guān)者要幫助學生逐步樹立職業(yè)意識，鼓勵學生努力學習專業(yè)知識，刻苦訓練職業(yè)技能。高職院校要構(gòu)建職業(yè)場景進行教育活動，使學生在高職教育活動中磨礪意志，培養(yǎng)其堅韌的品質(zhì)；提升高職教育積極社會認同度，高職學生通過高職教育，掌握職業(yè)技能，從而對未來保持樂觀的心態(tài)，使其心理資本得到提升。與此同時，高職院校、家庭等利益相關(guān)者加強就業(yè)指導，高職學生充分獲得就業(yè)信息，從而提升其社會資本，強化高職學生就業(yè)傾向，提高學生就業(yè)率。