科技和产业

变量	问题项	校正项总计相关性	克隆巴赫系数
职业召唤	Q1:我的工作是有意义的	0.728	0.859
Q2:我会主动的帮助同事	0.541
Q3:我觉得现在从事的职业是一个很理想,值得终身追求的	0.774
Q4:我感受到某种召唤要求我在当前职业中努力发展	0.795
工作激情	Q5:我更欣赏在工作中发现的新事物	0.698	0.901
Q6:我的个人优势在工作中得到体现	0.838
Q7:工作与我生活中的其他活动是和谐的	0.779
Q8:我的生活离不开工作	0.739
Q9:我的情绪好坏取决于能否做好工	0.614
Q10:我很难控制自己要去工作的想法	0.718
离职倾向	Q11:我想现在就离开这家公司	0.673	0.802
Q12:一年之内,我会寻找一份新工作	0.673

变量	问题项	校正项总计相关性	克隆巴赫系数
职业召唤	Q1:我的工作是有意义的	0.728	0.859
Q2:我会主动的帮助同事	0.541
Q3:我觉得现在从事的职业是一个很理想,值得终身追求的	0.774
Q4:我感受到某种召唤要求我在当前职业中努力发展	0.795
工作激情	Q5:我更欣赏在工作中发现的新事物	0.698	0.901
Q6:我的个人优势在工作中得到体现	0.838
Q7:工作与我生活中的其他活动是和谐的	0.779
Q8:我的生活离不开工作	0.739
Q9:我的情绪好坏取决于能否做好工	0.614
Q10:我很难控制自己要去工作的想法	0.718
离职倾向	Q11:我想现在就离开这家公司	0.673	0.802
Q12:一年之内,我会寻找一份新工作	0.673

问题项	因子载荷系数	共同度 (公因子方差)	方差解释率/% (旋转后)	累积方差解释率/% (旋转后)	KMO
Q1	0.854	0.73	70.483	70.483	0.787
Q2	0.708	0.502
Q3	0.886	0.785
Q4	0.896	0.802
Q5	0.798	0.636	67.182	67.182	0.888
Q6	0.899	0.808
Q7	0.858	0.735
Q8	0.826	0.682
Q9	0.720	0.518
Q10	0.806	0.650

问题项	因子载荷系数	共同度 (公因子方差)	方差解释率/% (旋转后)	累积方差解释率/% (旋转后)	KMO
Q1	0.854	0.73	70.483	70.483	0.787
Q2	0.708	0.502
Q3	0.886	0.785
Q4	0.896	0.802
Q5	0.798	0.636	67.182	67.182	0.888
Q6	0.899	0.808
Q7	0.858	0.735
Q8	0.826	0.682
Q9	0.720	0.518
Q10	0.806	0.650

变量	问题项	非标准载荷系数	标准误	z	P	标准载荷系数
职业召唤	Q1	1.000				0.775
Q2	0.689	0.085	8.087	0.000	0.572
Q3	1.345	0.103	13.040	0.000	0.871
Q4	1.279	0.096	13.303	0.000	0.893
工作激情	Q5	1.000				0.770
Q6	1.077	0.093	11.553	0.000	0.777
Q7	0.776	0.085	9.174	0.000	0.637
Q8	0.910	0.085	10.661	0.000	0.726
Q9	1.116	0.082	13.657	0.000	0.896
Q10	1.029	0.082	12.553	0.000	0.833
离职倾向	Q11	1.000				0.979
Q12	0.757	0.41	1.847	0.065	0.682

变量	问题项	非标准载荷系数	标准误	z	P	标准载荷系数
职业召唤	Q1	1.000				0.775
Q2	0.689	0.085	8.087	0.000	0.572
Q3	1.345	0.103	13.040	0.000	0.871
Q4	1.279	0.096	13.303	0.000	0.893
工作激情	Q5	1.000				0.770
Q6	1.077	0.093	11.553	0.000	0.777
Q7	0.776	0.085	9.174	0.000	0.637
Q8	0.910	0.085	10.661	0.000	0.726
Q9	1.116	0.082	13.657	0.000	0.896
Q10	1.029	0.082	12.553	0.000	0.833
离职倾向	Q11	1.000				0.979
Q12	0.757	0.41	1.847	0.065	0.682

变量	职业召唤	工作激情	离职倾向	平均方差萃取值	组合信度
职业召唤	0.807			0.651	0.876
工作激情	0.585	0.778		0.605	0.901
离职倾向	0.107	0.108	0.831	0.691	0.815

变量	职业召唤	工作激情	离职倾向	平均方差萃取值	组合信度
职业召唤	0.807			0.651	0.876
工作激情	0.585	0.778		0.605	0.901
离职倾向	0.107	0.108	0.831	0.691	0.815

路径	皮尔逊相关系数	P
职业召唤→离职倾向	-0.070	0.258
和谐型工作激情→离职倾向	-1.269	0.000
强迫型工作激情→离职倾向	1.580	0.006

路径	皮尔逊相关系数	P
职业召唤→离职倾向	-0.070	0.258
和谐型工作激情→离职倾向	-1.269	0.000
强迫型工作激情→离职倾向	1.580	0.006

变量	B	标准误	B₀	t	P	方差膨胀系数	R²	调整R²	F
常数	2.441	0.374		6.535	0.000		0.448	0.439	F=53.525 P=0.000
强迫型工作激情	1.580	0.130	1.033	12.155	0.000	2.589
和谐型工作激情	-1.269	0.123	-0.860	-10.340	0.000	2.480
职业召唤	-0.070	0.109	-0.042	-0.640	0.523	1.577

变量	B	标准误	B₀	t	P	方差膨胀系数	R²	调整R²	F
常数	2.441	0.374		6.535	0.000		0.448	0.439	F=53.525 P=0.000
强迫型工作激情	1.580	0.130	1.033	12.155	0.000	2.589
和谐型工作激情	-1.269	0.123	-0.860	-10.340	0.000	2.480
职业召唤	-0.070	0.109	-0.042	-0.640	0.523	1.577

变量	和谐型工作激情	常数(和谐型)	强迫型工作激情	常数(强迫型)
回归系数	0.616^**(9.401)	1.428^**(5.533)	0.622^**(10.053)	1.412^**(5.792)
95% CI	[0.488,0.745]	[0.922,1.934]	[0.501,0.744]	[0.934,1.889]
R²	0.306	0.336
调整R²	0.303	0.332
F	F=88.382, P=0.000	F=101.062, P=0.000

变量	和谐型工作激情	常数(和谐型)	强迫型工作激情	常数(强迫型)
回归系数	0.616^**(9.401)	1.428^**(5.533)	0.622^**(10.053)	1.412^**(5.792)
95% CI	[0.488,0.745]	[0.922,1.934]	[0.501,0.744]	[0.934,1.889]
R²	0.306	0.336
调整R²	0.303	0.332
F	F=88.382, P=0.000	F=101.062, P=0.000

变量	常数	职业召唤	和谐型工作激情	强迫型工作激情	R²	调整R ²	F	P
离职倾向	2.859^**	0.131			0.006	0.001	1.286	0.258
和谐型工作激情	1.428^**	0.616^**			0.306	0.303	88.382	0.000
强迫型工作激情	1.412^**	0.622^**			0.336	0.332	101.062	0.000
离职倾向	2.441^**	-0.070	-1.269^**	1.580^**	0.448	0.439	53.525	0.000

变量	常数	职业召唤	和谐型工作激情	强迫型工作激情	R²	调整R ²	F	P
离职倾向	2.859^**	0.131			0.006	0.001	1.286	0.258
和谐型工作激情	1.428^**	0.616^**			0.306	0.303	88.382	0.000
强迫型工作激情	1.412^**	0.622^**			0.336	0.332	101.062	0.000
离职倾向	2.441^**	-0.070	-1.269^**	1.580^**	0.448	0.439	53.525	0.000

路径	总效应	回归系数(X→M)	回归系数(M→Y)	中介效应	直接效应	效应占比/%
职业召唤→和谐型→离职倾向	0.131	0.616^**	-1.269^**	-0.675 ~-0.315	-0.07	100
职业召唤→强迫型→离职倾向	0.131	0.622^**	1.580^**	0.435 ~ 0.789	-0.07	100

路径	总效应	回归系数(X→M)	回归系数(M→Y)	中介效应	直接效应	效应占比/%
职业召唤→和谐型→离职倾向	0.131	0.616^**	-1.269^**	-0.675 ~-0.315	-0.07	100
职业召唤→强迫型→离职倾向	0.131	0.622^**	1.580^**	0.435 ~ 0.789	-0.07	100

职业召唤对科技型企业员工离职倾向的影响

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何建华 ¹ , 韩溪 ²

科技和产业 | 企业应用 2025,25(9): 233-240

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科技和产业 | 企业应用 2025, 25(9): 233-240

职业召唤对科技型企业员工离职倾向的影响

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何建华¹, 韩溪²

作者信息

¹ 安徽师范大学经济管理学院, 安徽芜湖 241003

² 阜阳市阜南县医疗保障局, 安徽阜南 236399

何建华(1977—),男,安徽安庆人,博士研究生,副教授,研究方向为创新创业与人力资源管理;

韩溪(2000—),女,安徽亳州人,研究方向为人力资源管理。

Impact of Career Calling on the Turnover Intention of Employees in Technology Based Enterprises

Jianhua HE¹, Xi HAN²

Affiliations

¹ School of Economics and Management, Anhui Normal University, Wuhu 241003, Anhui, China

² Funan County Medical Security Bureau, Funan 236399, Anhui, China

出版时间: 2025-05-10

文章导航

摘要

收起

以科技型企业员工为调查对象,将二元工作激情作为中介变量,探究职业召唤对离职倾向的影响机制。对科技型企业404份员工样本数据进行实证分析。研究结果表明:职业召唤对工作激情有显著正向影响,对离职倾向无显著影响;强迫型工作激情显著正向影响离职倾向,和谐型工作激情显著负向影响离职倾向;工作激情在职业召唤与离职倾向中起完全中介作用。基于研究结论可以认为,提高科技型企业员工的职业召唤水平能够增强员工的工作激情,降低离职倾向,提升工作效率。

关键词

科技型企业 / 职业召唤 / 离职倾向 / 和谐型工作激情 / 强迫型工作激情

Abstract

收起

Employees in science and technology enterprises was taken as the survey object, and dual work passion was taken as the intermediary variable to further explore the impact mechanism of career call on turnover intention. Based on the correlation analysis and regression analysis of 404 employee sample data collected by high-tech enterprises, the empirical study shows that career calling has a significant positive impact on work passion, but no significant impact on turnover intention. Forced work passion has a significant positive impact on turnover intention, while harmonious work passion has a significant negative impact on turnover intention. Work passion plays a completely intermediary role in career calling and turnover intention. Based on the research conclusions, it can be concluded that improving the occupational calling level of employees in science and technology enterprises can enhance the work passion of employees, reduce the turnover tendency and improve work efficiency.

Key words

science and technology enterprises / career calling / turnover intention / harmonious work passion / compulsive work passion

引用本文

何建华, 韩溪. 职业召唤对科技型企业员工离职倾向的影响. 科技和产业, 2025 , 25 (9) : 233 -240 .

Jianhua HE, Xi HAN. Impact of Career Calling on the Turnover Intention of Employees in Technology Based Enterprises[J]. Science Technology and Industry, 2025 , 25 (9) : 233 -240 .

正文

收起

近年来,中国科技型企业蓬勃发展,成为提高自主创新能力和推动产业升级的重要力量。与此同时,企业对相关人才的需求也与日俱增。然而实践表明,科技型企业员工流动频繁,离职率普遍偏高。员工尤其是核心员工的离职会给企业的发展带来诸多不利影响,如人力成本上升、商业机密泄露、关键客户流失等^[1]。为促进科技型企业稳健发展,稳定的人才供给与较低的离职率是其关键所在。离职倾向作为预测离职行为的有效前因已引起学术界广泛关注。对于离职倾向影响因素的研究,学者们进行了诸多的理论分析与实证检验。职业召唤作为个体职业选择的重要影响因素近年来颇受学者们的关注。研究表明,做符合自己内心召唤的职业能为一个人的工作和生活注入意义,给他们带来生活幸福感和心理成功^[2]。人们的职业选择或发展不仅仅在于找一份工作,而是在寻找自己内心的职业召唤,除了经济奖励和职位提升等外部激励外,人们还会追求个人价值和职业对个人的意义感和使命感^[3],而这种意义感和使命感会极大地促进员工的工作激情,从而降低其离职率。为此,增强职业召唤水平,提高工作激情以降低员工的离职倾向,对科技型企业的持续发展就显得尤为重要。

本文探究科技型企业员工的职业召唤对离职倾向的影响机制,将二元工作激情中的强迫型激情与和谐型激情引入离职倾向影响因素的研究中。根据不同工作激情类型特点,分析职业召唤对员工离职倾向的作用机制。此外,通过引入工作激情这一概念,从中介效应的视角对职业召唤和离职倾向方面进行研究,揭示工作激情在职业召唤与离职倾向的中介作用,以加深对工作激情与离职倾向关系的理解。本文选择科技型企业员工为研究对象,主要原因有:第一,科技型企业是知识、技术密集型企业,在职人员基本为文化教育程度较高的知识型员工。Duffy和Autin^[4]认为,职业召唤的实现可能性与一个人的文化教育程度显著相关,文化教育程度越高的人,他可以让自身职业召唤实现的可能性越大。越是知识型员工越有可能具有较高水平的职业召唤,也更容易实现自己的职业召唤,进而提高工作态度^[5]。第二,近年来高科技行业人才需求旺盛,加快了科技型人才的流动。根据前程无忧《2024离职与调薪调研报告》显示,2023年,高科技行业的主动离职率位居前列。基于以上原因,本文以科技型企业为研究对象,从二元工作热情视角探究员工职业召唤对离职倾向的作用机制。

1 理论回顾与研究假设

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1.1 相关概念与理论

(1)职业召唤。职业召唤近年来被广泛应用在普通职业上,并逐渐进入心理学和组织行为学研究领域。职业召唤可以认为是劳动者对待工作态度的内在追求^[6]。它是可以对工作本身起激励作用的一种价值导向,一个人的职业召唤与所处岗位相匹配时,会感觉他的工作和生活更有意义和价值^[2]。职业召唤定义说明人们的职业选择不局限于生活需要,更包括寻找与内心想法相匹配的要素,除了奖金福利和岗位晋升等因素外,自我价值的实现和职业召唤感也是人们所追求的^[5]。它反映了个体对自身“应该从事某职业”的强烈愿望和激情,意味着其职业选择受到了内心深处方向感的驱动^[7]。国内外学者基本肯定了职业召唤水平较高会对个人、企业产生积极影响的观点。但与研究结果相反的现象在现实中也很常见,如有些将工作视为毕生追求的人,常常只全身投入于职业召唤所关注的工作,而对团队建设关心较少,逐渐被边缘化后,易产生离职的想法。可见,关于职业召唤的后果研究尚未达成一致。

(2)工作激情。早期对激情概念的界定比较模糊,随着积极心理学的不断发展,工作激情才作为激情的一种进入研究者的视野。Vallerand等^[8]提出激情二元模型,将工作激情分为和谐型工作激情与强迫型工作激情两种类型,认为两种工作激情的不同在于个体对于行为自主化是否可控,和谐型工作激情产生于员工不因外物变化而主动工作时,此时工作与员工的其他方面是和谐的;当员工感到不可控制的参与工作时,如为了自尊、社会地位、绩效等而产生的工作激情就属于强迫型工作激情。一般来说,自主型内化过程带来和谐工作激情,受控型内化过程带来强迫工作激情^[9]。工作激情二元模型得到研究者的普遍认可。

(3)离职倾向。离职倾向是已经工作的员工在经过主观思考后产生主动想要辞职的念头^[10]。Lambert等^[11]认为环境、工作满意度和个体差异是员工产生离职倾向的影响因素。李扬^[12]研究发现如果员工的幸福感较低或者没有,会导致员工的离职倾向升高,甚至直接离职。王鉴忠等^[13]认为员工个人的高乐观解释风格和优秀的情绪管理能力可以很好地降低辱虐管理造成的离职倾向。可见,离职倾向是离职行为出现前的一种心理状态。但之前学者的研究对行业背景关注不够,在实际工作中,不同行业工作制度下,企业员工的离职倾向可能是不同的,所以影响离职倾向的因素也可能有变化。已有文献忽略了科技型企业在经济发展中的不同特点。基于此,本文参照已有研究,以工作激情为切入点,深入探索科技型企业员工职业召唤对离职倾向的影响。

1.2 研究假设

(1)职业召唤与离职倾向的关系。学者们普遍认为,职业召唤对工作会产生积极影响。李云等^[14]研究发现,职业生涯适应力越强的科技研发人员往往表现出越低的离职倾向。倪渊^[15]通过对互联网创业公司新生代知识型员工的研究,认为成就需要满足对离职倾向影响作用较大。王聪颖和杨东涛^[16]研究表明,新生代知识型员工的期望差距越大,则产生消极情感的可能性越大,进一步地会将这种情感转化为对其职业目标的追求,继而产生离职意向。Duffy和Sedlacek^[17]研究发现,职业召唤能够提高个人的工作承诺、工作满意度,并会降低离职倾向和缺勤率。李龙娟和李盛兵^[18]研究得出职业召唤对高校青年教师离职倾向具有负向影响的结论。因此,提出如下假设。

H1:职业召唤对离职倾向有显著负向影响。

(2)工作激情与离职倾向的关系。和谐性激情与员工的心理健康、活力、人际质量和工作满意度等认知、情感、行为结果积极相关^[19],与心理压力、工作倦怠负相关^[20];而强迫性激情更多时候则会带来非适应性的结果,如较多的负面情绪、工作与生活的冲突等。和谐型工作激情让员工可以自由选择参与其热爱的工作从而带来正向的工作结果;相反,员工如果有强迫型工作激情,就会为满足内心的要求而不断地投入工作,从而成为工作的奴隶,而产生较高的离职倾向^[21]。李晓鹏^[22]探究了二元工作激情对工作绩效、离职倾向的影响,结果表明,二元工作激情会提升新生代员工的组织认同感,进而积极影响了其工作绩效,离职倾向也得到了降低。因此,提出如下假设。

H2:和谐型工作激情显著负向影响离职倾向;

H3:强迫型工作激情显著正向影响离职倾向。

(3)职业召唤与工作激情的关系。员工的职业生涯自我管理会受到使命感的正向影响,可以促进个体对工作的投入,而这种投入正是工作激情的特点^[23]。Peterson等^[24]研究发现,职业召唤与工作热情存在相关关系,并且与工作满意度显著正相关。Dalla和Vianello^[25]研究认为,职业召唤赋予了个体强烈的价值感知和意义感知,并且能够增强个体工作激情。诸彦含和贺彬^[26]分析认为职业召唤使个体面对特定工作领域时产生一种热烈的、有意义的激情,会给个体带来实际的或潜在的影响。结合Vallerand等^[8]提出的二元工作激情模型,提出如下假设。

H4:职业召唤对和谐型工作激情有显著正向影响;

H5:职业召唤对强迫型工作激情有显著正向影响。

(4)工作激情对职业召唤和离职倾向的中介作用。工作激情能够使个体在工作中感受到个体价值和意义,使其具有强烈的积极情绪和内在驱动力,并愿意投入更多时间和精力参与工作^[27]。由二元工作激情模型可知,和谐型工作激情会得到个体更加适应环境的行为结果,而强迫型工作激情则会促进相反的结果。和谐型工作激情会促进适应性认知状态的产生,而强迫型工作激情则不会促进,或较少促进^[28]。李翊君等^[29]基于自我调节理论,解释了职业召唤程度高而组织公民行为却低的现象,证明了和谐型工作激情和强迫型工作激情在职业召唤与个人指向的组织公民行为之间起到中介作用。因此,本文尝试以二元工作激情为中介变量,探究职业召唤对离职倾向的影响,并提出如下假设。

H6:和谐型工作激情在职业召唤与离职倾向中起到中介作用;

H7:强迫型工作激情在职业召唤与离职倾向中起到中介作用。

2 研究设计

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2.1 研究样本

本文数据收集的对象主要来源于安徽省科技型企业员工,涉及专业技术类、管理类、营销类、操作类等工作岗位。采用问卷调研的形式收集数据,问卷前期经过本领域学者及企业管理者多次讨论定稿,定稿后的问卷通过高校在职学习的科技型企业的学员发放给所在企业的员工,并按时间要求回收问卷。本次调研发放问卷500份,共回收问卷456份,其中,剔除填写不规范问卷52份,回收有效问卷404份,有效回收率为80.8%。在收集的样本中,以性别、学历、年龄、岗位为因素,统计其在样本中的占比情况。其中,性别方面,男性占55.9%,女性占44.1%;学历方面,专科及以下的占12.4%,本科占72.8%,硕士及以上占14.8%,本科学历占比最大;年龄方面,25岁以下占45.5%,26~30岁占25.3%,31~35岁占9.4%,36~40岁占8.4%,41岁及以上占11.4%,样本员工呈年轻化;岗位方面,专业技术类占47.5%,管理类占12.9%,营销类占18.3%,操作类占21.3%。

2.2 变量测量

(1)职业召唤量表。职业召唤的内涵不断被人们清晰定义,学者们尝试通过实证分析探究职业召唤的结构。因其研究方法和研究目的都不同,所以职业召唤的结构在不同学者的观点中也有所差异。胡利利等^[30]在对职业召唤评述中提到,单维、三维和五维观点是目前对职业召唤的结构的主要观点。其中,大量研究者更认可三维结构观。本文问卷采用Hagmaier和Abele ^[31]提出的分类方法,分别从组织认同与个人环境适应度、价值驱动行为、优秀领导力3个维度测量职业召唤,共设计4个问题。

(2)工作激情量表。激情二元论受到绝大多数研究者的认同和实践证明。但在中国的科技型企业,其完整版量表未曾得到验证。因此,本文在林云云^[32]修订的在中国背景下员工工作激情量表基础上,选取6个问题分别测量工作激情的两种类型。

(3)离职倾向量表。由于学者们对于离职倾向实质的观点大部分一致,离职倾向量表的结构都大同小异,均包括离职想法、是否在寻找其他工作机会等内容,常用的有Chatman^[33]设计的量表。本文借鉴Chatman^[33]的离职倾向量表,由2个问题组成:①我想现在就离开这家公司;②一年之内,我会寻找一份新工作。

3 实证分析

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3.1 信效度分析

3.1.1 信度检验

采用克隆巴赫系数检验问卷题目之间的一致性。一般认为值介于0.7~0.8比较好,大于0.8就是非常好。由表1可知,各分量表克隆巴赫系数均大于0.8,说明研究数据信度质量高。

3.1.2 效度检验

使用因子分析方法,通过检验统计量KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)值、共同度、方差解释率值和因子载荷系数值等指标进行效度检验。由表2可知,职业召唤量表(Q1~Q4)研究项对应的共同度值均高于0.4,KMO值为0.787>0.6,旋转后累积方差解释率为70.483%>50%,均可表示研究项的信息量可以被有效提取。工作激情研究项(Q5~Q10)对应的共同度值均高于0.4,KMO值为0.888>0.6,旋转后累积方差解释率为67.182%>50%,均可表明着数据具有良好效度。由于离职倾向量表仅2项,KMO值不适用,在此不进行效度分析。

3.2 验证性因子分析

对职业召唤、工作激情、离职倾向3个因子进行验证性因子分析。以404份有效样本为基础,样本量适中。z值用于判断载荷系数的显著性,当z值大于1.96时,说明载荷系数显著。由表3可知,问卷中的职业召唤、工作激情量表具有统计学意义,信度较好。职业召唤大部分观测变量的标准化载荷均大于0.6,且各个测量项全部均呈现出0.001水平的显著性(P<0.001);工作激情量表中的大部分观测变量标准化载荷均大于0.6,且各个测量项全部均呈现出0.001水平的显著性(P<0.001)。离职倾向量表的数值因题量较少不具有参考性,且上文信效度分析已验证有良好信度,因此判定职业召唤、工作激情、离职倾向的观测变量具有较高的信度。

区分效度和收敛效度是验证效度的两个指标。由表4可知,工作激情、职业召唤和离职倾向3个变量的平均方差萃取值均大于因子间相关系数绝对值的最大值,表明量表均区分效度较好。职业召唤、工作激情、离职倾向对应的平均方差萃取值均大于0.5,且组合信度均高于0.7,说明数据也具有良好的收敛效度。

3.3 相关性分析

运用统计分析软件SPSS中的相关分析,探究职业召唤、和谐型工作激情、强迫型工作激情3个因素和离职倾向之间的相关关系,并以皮尔逊相关系数观察相关性强弱情况。

由表5可知,离职倾向与和谐型工作激情之间的相关系数值为-1.269(P<0.01),说明和谐型工作激情显著负向影响离职倾向。离职倾向和强迫型之间的相关系数值为1.580(P<0.01),说明离职倾向和强迫型工作激情之间有着显著的正相关关系。离职倾向和职业召唤之间的相关系数值为-0.070(P>0.05),说明职业召唤与离职倾向无显著关系。

3.4 回归分析

3.4.1 员工工作激情与离职倾向关系检验

以离职倾向为因变量,强迫型工作激情、和谐型工作激情、职业召唤为自变量做回归分析,结果见表6,模型R²为0.448,意味着强迫型、和谐型、职业召唤可以解释离职倾向的44.8%变化原因。通过F检验(F=53.525,P=0.000),发现强迫型工作激情、和谐型工作激情、职业召唤中至少一项会对离职倾向产生影响关系。方差膨胀系数均小于5,模型不存在多重共线性,构建较好。

由表6可得,强迫型工作激情的回归系数值为1.580(t=12.155,P=0.000),和谐型的回归系数值为-1.269(t=-10.340,P=0.000),职业召唤的回归系数值为-0.070(t=-0.640,P=0.523)。总结分析可知,强迫型工作激情会对离职倾向产生显著的正向影响关系。以及和谐型工作激情会对离职倾向产生显著的负向影响关系。但是职业召唤并不会对离职倾向产生影响关系。即假设H2、H3成立,假设H1不成立。

3.4.2 员工职业召唤与工作激情关系检验

从表7可知,以职业召唤为自变量,和谐型工作激情为因变量进行线性回归分析,模型R²为0.306,意味着职业召唤可以解释和谐型的30.6%变化原因。模型也通过F检验(F=88.382,P=0.000<0.05),说明职业召唤一定会对和谐型产生影响关系。职业召唤对于和谐型工作激情的回归系数值为0.616(t=9.401,P=0.000<0.01),因此职业召唤显著正向影响和谐型工作激情。即假设H4成立。

以职业召唤为自变量,强迫型工作激情为因变量进行线性回归分析,从表7可以看出,模型R²为0.336,且模型通过F检验(F=101.062,P=0.000<0.05),说明职业召唤一定会对强迫型工作激情产生影响关系,回归系数值为0.622(t=10.053,P=0.000<0.01),表明职业召唤会对强迫型产生显著的正向影响关系。即假设H5成立。

3.4.3 中介效应检验

因乘积系数检验法的检验效能较高,且Bootstrap抽样法适用于中、小样本,不强制数据服从正态分布。因此,本文采用Bootstrap抽样法和乘积系数检验法进行中介效应检验,见表8。根据中介效应建立模型如下:

(1)$Y=c X+e_{1}$

(2)$M_{1}=a X+e_{2}$

(3)$M_{2}=b X+e_{3}$

(4)$Y=c\text{'}X+a\text{'}{M}_{1}+b\text{'}{M}_{2}+{e}_{4}$

式中:Y为离职倾向;X为职业召唤;M₁为和谐型工作激情;M₂为强迫型工作激情;c为X与Y之间的总效应;a为X对M₁的效应;b为X对M₂的效应;c'为控制M₁和M₂下X对Y的直接效应;a'为控制X的影响下M₁对Y的效应;b'为控制X的影响下M₂对Y的效应;e₁为Y中没有被它与X之间关系所解释的那部分;e₂为M₁中没有被它与X之间关系所解释的那部分;e₃为M₂中没有被它与X之间关系所解释的那部分;e₄为Y中没有被它与X、M₁、M₂之间关系所解释的那部分。

根据检验结果可得到模型,如图1所示。

由图1和表9可知,该模型的95%置信区间均不含0,说明模型显著,且效应占比均为100%,说明中介变量在自变量对因变量的影响中起完全中介作用。因为中介效应占比的比较做不到依据P值进行检验,所以从直观上看,和谐型工作激情和强迫型工作激情在职业召唤与离职倾向中起到完全中介作用,即假设H6、H7成立。而职业召唤对离职倾向的总效应较小,且无显著影响。

4 研究结论与启示

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4.1 研究结论

(1)员工职业召唤对离职倾向无显著影响。经过相关分析和线性回归分析,结果显示员工职业召唤对离职倾向无显著影响,即员工职业召唤的强弱不会影响其离职倾向的高低。这一结论与前述有些学者的研究结果不相一致。这种情况在中国情境下也可以得到解释,一是研究情境的不同,现有成果大多源于美国文化背景,由于显著的文化差异,本土员工职业召唤对离职倾向的影响机制具有情境的特殊性,在职业观方面会存在一定差异,对离职倾向产生不同程度的影响。二是研究行业的不同,相比一般传统行业,科技型企业更具有知识性、技术型特征,一般薪酬福利较高,而人员流动性较大。有离职倾向的员工往往是厌倦了强压的工作状态,或是自身对工作环境要求较高,造成人际关系紧张而离职。这与组织氛围、工作满意度可能有直接关系。仍在坚持工作的员工大多是因为社会地位、经济条件等需求,所以职业召唤对离职倾向没有直接影响。

(2)员工职业召唤显著正向影响工作激情。由线性回归分析发现,职业召唤可显著正向影响和谐式工作激情和强迫式工作激情。即较高的职业召唤水平会增强员工的工作激情,这一结论与自我决定理论是符合的。即内驱力、内在需要和情绪是自我决定行为的动机来源,以职业召唤作为内驱力可提高员工的工作激情。

(3)员工工作激情对离职倾向有显著影响。本文证实了工作激情对员工离职倾向有显著影响,其中和谐式工作激情显著负向影响离职倾向,强迫式工作激情显著正向影响离职倾向。拥有和谐型工作激情的员工,对工作的热爱源于自我认知,能体会到工作的幸福和自我价值的实现,所以会有较低的离职倾向;具备强迫型工作激情的员工,其对工作的投入是控制内化的结果,让员工感到压迫感,会有较高的离职倾向。

(4)工作激情在职业召唤与离职倾向中起完全中介作用。研究结果验证了工作激情在职业召唤与离职倾向中的中介作用,并且和谐型工作激情与强迫型工作激情均在职业召唤与离职倾向中起到完全中介作用。具体来说,在高水平职业召唤的影响下,和谐型工作激情会让员工主动投入精力到工作中,并且这种工作状态与生活是和谐的,所以员工会有较低的离职倾向;而强迫型工作激情虽然也会投入时间精力到工作中,但这种状态是不可控的,容易产生较高的离职倾向。

4.2 管理启示

(1)重视科技型企业职业召唤水平,提高员工的工作激情。以往的研究更多关注工作条件、组织氛围、领导方式等客观因素对员工行为的影响,较少分析职业召唤对工作激情的影响。本文研究表明,提高科技型企业员工的职业召唤水平可以增强员工的工作激情,从而提升工作效率,如适当减少原本的工作时间,实行更为弹性的工时制度,产生良性的工作循环。科技型企业可以将提高职业召唤落实到人力资源管理的各流程,如在文化建设中渗透组织使命,在员工培训过程中强化职业召唤,在招聘过程中增加职业召唤的测量等,创新领导方式,提高员工的工作激情。

(2)营造和谐组织氛围,引导和谐型工作激情。科技型企业应积极营造和谐氛围,通过企业文化的良性建设和工作环境的人性化,营造全员沟通、话语权得到充分尊重的氛围。通过在日常工作中互相尊重与帮助,协调员工间的人际关系,让员工内生工作激情而非强迫型,唤醒员工对职业的初心与热爱。以和谐的工作氛围正确引导职业召唤水平较高的员工拥有和谐型工作激情,再以和谐型工作激情的员工作为标杆,带动强迫型工作激情的员工。

(3)持续支持正向反馈,增强和谐型工作激情。职业召唤水平较高的员工更关注自己职业的意义和工作成果。科技型企业可以将关注点放在精准培训、带教等提升效率方面给予工作支持,而不是进行简单粗暴的管理来提高企业效率。企业管理者更关注的是员工带来的高收入和个人成长等正面影响;而员工则更关注法定权利、身心健康、闲暇时间减少等对劳动者权益的负面影响。所以,对于职业召唤水平与和谐型工作激情均较强的员工,管理者要保持与员工的持续沟通,动态掌握员工心理状态。

(4)减少强迫型工作激情,降低员工离职倾向。对于职业召唤较高的员工,要避免产生强迫型工作激情。在企业层面,可实行更为弹性的工时制度、减少低效工作时间、设立家庭开放日、亲子互动活动、员工帮助计划等,帮助员工更好地应对工作-家庭-生活的冲突问题。在领导层面,鼓励员工为自己设立挑战目标,并赋予他们在一定程度上自行安排工作的权利。发现员工的特长和优势,做到人岗匹配,使工作本身而非受迫的规则和压力内化为自我的一部分,从心理、行为等多个方面提高他们的和谐式工作激情。

基金

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安徽省哲学社会科学规划项目(AHSKY2019D27)

参考文献

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文献

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2025年第25卷第9期

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接收时间：2024-09-22
首发时间：2025-07-18
出版时间：2025-05-10

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收稿日期：2024-09-22

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安徽省哲学社会科学规划项目(AHSKY2019D27)

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¹ 安徽师范大学经济管理学院, 安徽芜湖 241003

² 阜阳市阜南县医疗保障局, 安徽阜南 236399

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2种不同金属材料的力学参数

科 Family	属数 Number of genus	种数 Number of species	占总种数比例 Percentage of total species (%)	属 Genus	种数 Number of species	占总种数比例 Percentage of total species (%)
鹅膏菌科Amanitaceae	2	11	5.26	鹅膏菌属 Amanita	10	4.78
小菇科 Mycenaceae	2	12	5.74	丝盖伞属 Inocybe	5	2.39
多孔菌科 Polyporaceae	8	14	6.70	蜡蘑属 Laccaria	5	2.39
红菇科 Russulaceae	3	23	11.00	小皮伞属 Marasmius	6	2.87
				小菇属 Mycena	11	5.26
				光柄菇属 Pluteus	5	2.39
				红菇属 Russula	17	8.13
				栓菌属 Trametes	5	2.39

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TxT

变量	问题项	校正项总计相关性	克隆巴赫系数
职业召唤	Q1:我的工作是有意义的	0.728	0.859
Q2:我会主动的帮助同事	0.541
Q3:我觉得现在从事的职业是一个很理想,值得终身追求的	0.774
Q4:我感受到某种召唤要求我在当前职业中努力发展	0.795
工作激情	Q5:我更欣赏在工作中发现的新事物	0.698	0.901
Q6:我的个人优势在工作中得到体现	0.838
Q7:工作与我生活中的其他活动是和谐的	0.779
Q8:我的生活离不开工作	0.739
Q9:我的情绪好坏取决于能否做好工	0.614
Q10:我很难控制自己要去工作的想法	0.718
离职倾向	Q11:我想现在就离开这家公司	0.673	0.802
Q12:一年之内,我会寻找一份新工作	0.673

变量

问题项

校正项总
计相关性

克隆巴
赫系数

职业召唤

Q1:我的工作是有意义的

0.728

0.859

Q2:我会主动的帮助同事

0.541

Q3:我觉得现在从事的职业是一个很理想,值得终身追求的

0.774

Q4:我感受到某种召唤要求我在当前职业中努力发展

0.795

工作激情

Q5:我更欣赏在工作中发现的新事物

0.698

0.901

Q6:我的个人优势在工作中得到体现

0.838

Q7:工作与我生活中的其他活动是和谐的

0.779

Q8:我的生活离不开工作

0.739

Q9:我的情绪好坏取决于能否做好工

0.614

Q10:我很难控制自己要去工作的想法

0.718

离职倾向

Q11:我想现在就离开这家公司

0.673

0.802

Q12:一年之内,我会寻找一份新工作

0.673

问题项	因子载荷系数	共同度 (公因子方差)	方差解释率/% (旋转后)	累积方差解释率/% (旋转后)	KMO
Q1	0.854	0.73	70.483	70.483	0.787
Q2	0.708	0.502
Q3	0.886	0.785
Q4	0.896	0.802
Q5	0.798	0.636	67.182	67.182	0.888
Q6	0.899	0.808
Q7	0.858	0.735
Q8	0.826	0.682
Q9	0.720	0.518
Q10	0.806	0.650

问题项

因子载
荷系数

共同度
(公因子
方差)

方差解
释率/%
(旋转后)

累积方差
解释率/%
(旋转后)

KMO

0.854

0.73

70.483

0.787

0.708

0.502

0.886

0.785

0.896

0.802

0.798

0.636

67.182

0.888

0.899

0.808

0.858

0.735

0.826

0.682

0.720

0.518

Q10

0.806

0.650

变量	问题项	非标准载荷系数	标准误	z	P	标准载荷系数
职业召唤	Q1	1.000				0.775
Q2	0.689	0.085	8.087	0.000	0.572
Q3	1.345	0.103	13.040	0.000	0.871
Q4	1.279	0.096	13.303	0.000	0.893
工作激情	Q5	1.000				0.770
Q6	1.077	0.093	11.553	0.000	0.777
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Q10	1.029	0.082	12.553	0.000	0.833
离职倾向	Q11	1.000				0.979
Q12	0.757	0.41	1.847	0.065	0.682

变量

问题项

非标准载
荷系数

标准误

标准载
荷系数

职业召唤

1.000

0.775

0.689

0.085

8.087

0.000

0.572

1.345

0.103

13.040

0.000

0.871

1.279

0.096

13.303

0.000

0.893

工作激情

1.000

0.770

1.077

0.093

11.553

0.000

0.777

0.776

0.085

9.174

0.000

0.637

0.910

0.085

10.661

0.000

0.726

1.116

0.082

13.657

0.000

0.896

Q10

1.029

0.082

12.553

0.000

0.833

离职倾向

Q11

1.000

0.979

Q12

0.757

0.41

1.847

0.065

0.682

变量	职业召唤	工作激情	离职倾向	平均方差萃取值	组合信度
职业召唤	0.807			0.651	0.876
工作激情	0.585	0.778		0.605	0.901
离职倾向	0.107	0.108	0.831	0.691	0.815

变量

职业召唤

工作激情

离职倾向

平均方
差萃取值

组合信度

职业召唤

0.807

0.651

0.876

工作激情

0.585

0.778

0.605

0.901

离职倾向

0.107

0.108

0.831

0.691

0.815

路径	皮尔逊相关系数	P
职业召唤→离职倾向	-0.070	0.258
和谐型工作激情→离职倾向	-1.269	0.000
强迫型工作激情→离职倾向	1.580	0.006

路径

皮尔逊相关系数

职业召唤→离职倾向

-0.070

0.258

和谐型工作激情→离职倾向

-1.269

0.000

强迫型工作激情→离职倾向

1.580

0.006

变量	B	标准误	B₀	t	P	方差膨胀系数	R²	调整R²	F
常数	2.441	0.374		6.535	0.000		0.448	0.439	F=53.525 P=0.000
强迫型工作激情	1.580	0.130	1.033	12.155	0.000	2.589
和谐型工作激情	-1.269	0.123	-0.860	-10.340	0.000	2.480
职业召唤	-0.070	0.109	-0.042	-0.640	0.523	1.577

变量

标准误

B₀

方差膨胀系数

R²

调整R²

常数

2.441

0.374

6.535

0.000

0.448

0.439

F=53.525
P=0.000

强迫型工作激情

1.580

0.130

1.033

12.155

0.000

2.589

和谐型工作激情

-1.269

0.123

-0.860

-10.340

0.000

2.480

职业召唤

-0.070

0.109

-0.042

-0.640

0.523

1.577

变量	和谐型工作激情	常数(和谐型)	强迫型工作激情	常数(强迫型)
回归系数	0.616^**(9.401)	1.428^**(5.533)	0.622^**(10.053)	1.412^**(5.792)
95% CI	[0.488,0.745]	[0.922,1.934]	[0.501,0.744]	[0.934,1.889]
R²	0.306	0.336
调整R²	0.303	0.332
F	F=88.382, P=0.000	F=101.062, P=0.000

变量

和谐型工作激情

常数(和谐型)

强迫型工作激情

常数(强迫型)

回归系数

0.616^**(9.401)

1.428^**(5.533)

0.622^**(10.053)

1.412^**(5.792)

95% CI

[0.488,0.745]

[0.922,1.934]

[0.501,0.744]

[0.934,1.889]

R²

0.306

0.336

调整R²

0.303

0.332

F=88.382, P=0.000

F=101.062, P=0.000

变量	常数	职业召唤	和谐型工作激情	强迫型工作激情	R²	调整R ²	F	P
离职倾向	2.859^**	0.131			0.006	0.001	1.286	0.258
和谐型工作激情	1.428^**	0.616^**			0.306	0.303	88.382	0.000
强迫型工作激情	1.412^**	0.622^**			0.336	0.332	101.062	0.000
离职倾向	2.441^**	-0.070	-1.269^**	1.580^**	0.448	0.439	53.525	0.000

变量

常数

职业召唤

和谐型工作激情

强迫型工作激情

R²

调整R ²

离职倾向

2.859^**

0.131

0.006

0.001

1.286

0.258

和谐型工作激情

1.428^**

0.616^**

0.306

0.303

88.382

0.000

强迫型工作激情

1.412^**

0.622^**

0.336

0.332

101.062

0.000

离职倾向

2.441^**

-0.070

-1.269^**

1.580^**

0.448

0.439

53.525

0.000

路径	总效应	回归系数(X→M)	回归系数(M→Y)	中介效应	直接效应	效应占比/%
职业召唤→和谐型→离职倾向	0.131	0.616^**	-1.269^**	-0.675 ~-0.315	-0.07	100
职业召唤→强迫型→离职倾向	0.131	0.622^**	1.580^**	0.435 ~ 0.789	-0.07	100

路径

总效应

回归系数(X→M)

回归系数(M→Y)

中介效应

直接效应

效应占比/%

职业召唤→和谐型→离职倾向

0.131

0.616^**

-1.269^**

-0.675 ~-0.315

-0.07

100

职业召唤→强迫型→离职倾向

0.131

0.622^**

1.580^**

0.435 ~ 0.789

-0.07

100