张建卫 周 洁 李海红 王 健

(1 北京理工大学 人文与社会科学学院，北京 100081) (2 北京建工集团党校 培训中心，北京 100027)

1 问题提出

随着世界新军事变革的迅猛发展，现代战争形态发生了深刻变化，吸引、培养并保留高素质新型军事人才是提升新质战斗力、打赢信息化战争的根本保证。军民合育大学生后备军官（以下简称大学生后备军官）作为军民合育高素质新型军事人才工程的重要组成部分，是深度推进军民融合发展与人才兴军战略的重要举措。针对当前大学生后备军官“第一任职能力偏弱、从军信念不坚定、组织承诺水平偏低”引发的违约问题日益突出（军民融合教育实验室，2017），如何全面深入研究影响军民合育组织情境下大学生后备军官违约行为的关键因素—组织承诺及其形成机制，是当前军民合育新型军事人才实践中面临的重要问题。自20 世纪90 年代至今，外军十分重视官兵和军校学员的组织承诺，并取得了大量研究成果（Gade, 2003; Pohl, Bertrand, & Ergen, 2016），却鲜见国内学者对军民合育组织情境下大学生后备军官的组织承诺研究。因此，在当前科技强军、人才兴军战略的强劲驱动下，亟待开展大学生后备军官组织承诺的形成机理研究。

组织承诺作为反映个体对组织价值认同、情感依恋和忠诚投入的重要变量，是衡量大学生后备军官与组织关系质量的心理指标，包括情感承诺、持续承诺和规范承诺三个维度（Meyer, Allen,& Smith, 1993）。在有关组织承诺影响因素的研究中，以往研究主要探讨企业组织情境中的组织支持、组织公平等因素对组织承诺的作用，而对军民合育组织情境中大学生后备军官职业因素的考察较为匮乏。其中，自我职业生涯管理是一个关键性前因变量（周洁, 张建卫, 宣星宇, 2018），已有研究发现，个体自我职业生涯管理行为越多，其组织承诺水平也越高（凌文辁, 欧明臣, 2010）。大学生后备军官是兼具地方大学生和后备军官双重身份，接受军队和高校双重管理的特殊群体，其组织承诺形成是一个影响因素复杂多样、动态变化的过程，受到个体内部因素和外部环境因素的共同作用。那么，大学生后备军官组织承诺的形成机理究竟如何？过去企业、政府和高校等情境中的研究结论是否适用于这一特殊群体，有待进一步实证探索和验证。已有研究为揭示上述问题提供了理论依据：首先，自我决定理论认为（Ryan & Deci, 2000），个体自我职业探索与管理等职业行为会增强其职业胜任力，满足胜任需要，进而促进其职业发展意愿和行为（Burke,Burgess, & Fallon, 2006）；其次，基于承诺—动机整合模型（Meyer, Becker, & Vandenberghe, 2004），个体利用组织周边信息和资源制定自我职业发展规划，有利于提升其组织承诺水平，而满意度作为个体社会认知变量，是传递自我职业生涯管理影响组织承诺过程中重要的心理因素（Kaplan,Ogut, Kaplan, & Aksay, 2012）；同时，组织公平和组织支持等外部情境因素会影响自我职业生涯管理对职业胜任力、组织满意度之间的作用效果（周洁等, 2018）。然而，回顾以往研究发现，学者们主要关注组织因素（如组织公平、组织支持等）和个体因素（如认同感、满意度等）对组织承诺的单一影响，却未能从组织（如组织支持）与个体（如自我职业生涯管理等）整合性视角开展组织承诺的形成机理研究，这将不利于深化、拓展组织承诺的理论研究体系。因此，本研究聚焦军民合育组织情境中大学生后备军官这一特殊群体，从个体职业发展视角，深入探索自我职业生涯管理对组织承诺的影响机制，揭示职业胜任力和培养满意度的内生传递作用，并考察组织支持的外生调节效应。

自我职业生涯管理是指个体为满足组织和自我发展需要，根据自身实际发展状况，在组织内外寻求自我发展与完善的行为，包括自我认识、目标规划、专业发展、理解组织和关系构建（龙立荣, 方俐洛, 凌文辁, 2002）。自我职业生涯管理作为引领个体职业发展的导航与动力系统，有助于深化其对自身和外部环境的认知，明晰职业目标和职业自我概念，作出高质量的职业选择和决策。研究发现，注重自我职业生涯管理的个体不仅能更清晰地认识自我，具有更加明确的职业发展规划，还能更深刻地理解组织并主动与组织有关的人事建立积极联系，有助于推进个体在职业选择中实现职业成长（翁清雄, 席酉民, 2011），增强其对组织的依恋和认同，进而提升其组织承诺水平（孔海燕, 罗润东, 颜麒, 2011）。将上述研究结论拓展至军民合育组织情境，大学生后备军官根据军旅职业生涯发展需要开展的一系列自我职业生涯管理行为，有助于强化其对后备军官的角色认知，促进其后备军官的角色行为表现，增强对组织的认同感和归属感，进而提高组织承诺水平。据此，提出研究假设H1：自我职业生涯管理正向预测组织承诺。

在当前国家安全形势日益严峻，军队调整改革日益深化的背景下，备战打仗是军人第一要务，这对大学生后备军官职业胜任力提出了更高挑战，要求其必须主动开展有助于提升职业胜任力的自我职业生涯管理行为，以便未来更好地履行军人职责并担负使命。Def illippi 和Arthur（1994）首次提出了智能职业生涯模式，将职业胜任力定义为随时间推移能被开发、促进个体职业生涯成功的累积性知识和能力，包括“知道为什么（Know—why）”“知道怎么做（Know—how）”“知道谁（K n o w—w h o）”三个维度。具体而言，“知道为什么”是指职业动机、个人意义和目标意识（如大学生后备军官从军报国、献身国防的理想信念），反映了影响个体组织承诺的深层动因；“知道怎么做”是指有利于个体和组织发展的职业知识和技能（如大学生后备军官的军事素质、专业素养、领导力等），强调个体为组织发展作出贡献；“知道谁”则指个体在职业发展过程中，与组织内外部建立的并与职业相关的社会网络（如大学生后备军官组织中的人际网络与沟通等），有助于个体获取职业发展机会。尽管目前国内外关于职业胜任力对组织承诺关系的研究甚少，但已有研究发现职业胜任力有助于增强个体的工作卷入度（Eby, Butts, & Lockwood, 2003），促进职业成功（Kuijpers, Schyns, & Scheerens,2006），增强组织认同（Colakoglu, 2011）等，而上述因素又是提升个体组织承诺水平的重要前因。由此推断，职业胜任力正向预测组织承诺。

与此同时，自我职业生涯管理与职业胜任力紧密相关。一方面，根据生涯建构理论（关翩翩,李敏, 2015），善于主动开展自我职业生涯管理的个体，其生涯适应力较强，这种积极职业心理资源蕴含着丰富的心理能量，有助于个体积极适应职业生涯困境，及时调整职业发展目标以更好地应对职业生涯挑战，并保持自我与职业需求的动态平衡，进而增强职业胜任力。另一方面，基于自我决定理论，内部驱动力较强的个体在职业选择与规划上会表现出更强烈且持久的意愿（Grant& Berry, 2011），更可能主动开展自我职业生涯管理，从而提高其职业胜任力。同时，职业胜任力较强的个体也具有较强的内部工作动机，这种内部驱动更能激发其对职业的认同感、投入度，提升其组织承诺水平（Akkermans, Schaugeli,Brenninkmeijer, & Blonk, 2013; Gagné et al., 2010）。据此，提出研究假设H2：职业胜任力在自我职业生涯管理与组织承诺间的中介效应显著。

在研究职业生涯管理对组织承诺的影响过程中，满意度是一个尤为重要的心理变量。大学生后备军官培养满意度是指个体对人才培养过程与质量的总体性认知和态度反应，包括专业满意度、军政满意度和组织管理满意度三个维度（军民融合教育实验室, 2017），是影响大学生后备军官组织承诺的重要过程性因素。根据组织嵌入理论，当个体与组织关系越紧密且匹配越契合时，其离开组织的代价就越大（Mitchell, Holtom, Lee,Sablynski, & Erez, 2001）；同时，资源保存理论强调人们总是倾向于保存现有资源不受损失并积极实现已有资源的螺旋增值，在个人—组织匹配良好的情况下，离开组织则可能损耗甚至失去更多有利资源（Halbesleben, Neveu, Paustian-Underdahl, &Westman, 2014）。同理，个体对组织的满意度越高，表明个人—组织匹配度越佳，其体验到的积极情绪也越多，更有利于增强对组织的情感投入和责任感知，此时离开组织的损失较大，故其承诺水平较高（李云, 李锡元, 2013; Zopiatis, Constanti,& Theocharous, 2014）。

此外，不仅满意度对组织承诺的正向预测作用得到了广泛实证支持，自我职业生涯管理对满意度的积极影响也备受学术界关注。大量实证研究表明，善于主动实施自主学习、反馈、控制等自我职业生涯管理的个体，更能实现个人能力与岗位需求、个人价值观与组织价值观契合，这种个人—组织匹配能有效提升个体的组织满意度（翁清雄, 2010）、职业满意度（徐富明, 相鹏, 李斌, 2014）和工作成就感（Abedi & Mazrouei,2010）。上述满意度带来的积极情绪体验有助于增强个体对组织的情感投入与规范认同，并增加其离开现有组织可能带来的职业风险，即提高组织承诺水平（Sturges, Conway, Guest, & Liefooghe,2005; Holtom, Smith, Lindsay, & Burton, 2014）。由此推断，培养满意度可能会传递自我职业生涯管理对组织承诺的积极影响，并提出研究假设H3：培养满意度在自我职业生涯管理与组织承诺间的中介效应显著。

根据自我决定理论（Ryan & Deci, 2000），当个体通过自我职业生涯管理满足其职业胜任力需求后，会体验到自我成长和成就感，这种与工作内容相关的激励因素在内部动机的强劲驱动下会促使个体积极评价组织，并产生一系列主动性行为。研究发现，职业胜任力正向影响工作满意度（周文霞, 辛迅, 谢宝国, 齐乾, 2015），职业胜任力高的个体会更认同其感兴趣的工作，更愿意主动制定职业发展目标，建立有利于职业生涯发展的社交网络，这些与工作内容相关的行为特点能有效提高其工作满意度（Suutari & Mäkelä, 2007）。此外，Kong（2013）也指出，个体通过自我职业生涯管理制定职业生涯策略能提升其职业胜任力，带来较高的职业满意度，增加个体对工作的认同感，进而提高工作投入度和责任感。上述研究结论同样适用于大学生后备军官群体，大学生后备军官针对军旅职业生涯发展实施的一系列主动性职业行为是提升其军事职业胜任力、实现自我价值的重要因素，也是满足其胜任感的深层心理需要，能有效提高其培养满意度水平，最终提升其组织承诺水平。据此，提出研究假设H4：职业胜任力和培养满意度在自我职业生涯管理与组织承诺间起链式中介作用。

组织支持是指员工对组织重视其贡献及关心其福祉的总体看法，是成员在与组织互惠过程和社会交换中产生的组织因素感知（Eisenberger,Huntington, Hutchinson, & Sowa, 1986）。组织支持包括工具支持和情感支持，前者指提供促进工作开展的资讯、人员、工具和设备等功能性支持，后者则指满足个体社会和心理需要的亲密性、尊重性支持。个体的职业成长与发展是内外部因素共同作用的结果，不仅需要其自身努力，也需要组织提供相应的职业指导、条件支撑、心理帮助等组织支持，以提高其职业胜任力（Kong, Cheung,& Song, 2012）。根据特质激活理论（Tett & Burnett,2003），组织情境因素与个体特质不仅直接影响个体职业态度和行为，组织情境因素还为激活个体特质提供了天然养分，即在组织情境的强刺激下，二者交互作用会对个体心理态度和行为表现产生“溢出效应”。

因此，对大学生后备军官而言，当组织积极为其军旅职业发展提供专用训练器械与场地、信息咨询与指导等工具支持时，会促使个体更加主动地开展自我职业生涯管理（李云, 李锡元, 2016），如增强自我角色认知、了解军队发展状况、主动探索军旅职业发展前景等，在二者的共同作用下增强其职业胜任力。同时，组织在大学生后备军官遇到学习、生活、训练等发展困境时，为其提供人文关怀、尊重、认可等情感支持，能缓解和降低个体心理压力，帮助其从挫折中迅速复原并投入到新任务中。因此，组织提供的工具和情感支持力度越大，越能激发个体开展自我职业生涯管理的主动性，进而提高其职业胜任力。相反，在低工具支持和低情感支持条件下，外部情境对自我职业生涯管理的刺激较小，不利于充分调动个体主动开展职业生涯管理的积极性，进而削弱对职业胜任力的影响。据此，提出研究假设H5a：工具支持在自我职业生涯管理与职业胜任力关系中的正向调节作用显著；H5b：情感支持在自我职业生涯管理与职业胜任力关系中的正向调节作用显著。

组织支持与工作满意度、组织承诺和离职意向等工作态度紧密相关（Meyer, Stanley, Herscovitch,& Topolnytsky, 2002）。根据互惠原则（Eisenberger et al., 1986）与特质激活理论（Tett & Burnett,2003），当组织为个体提供与工作开展有关的工具支持和尊重、关怀等情感支持时，能有效促使个体对组织进行积极的认知评价，激发其积极情绪状态，进而提高工作满意度（Karatepe, 2012）。相反，当个体知觉到组织支持较少或尚未感知到组织支持时，不仅不利于激活个体积极特质，还容易导致满意度降低、工作倦怠甚至离职等多重负面后果（Miao & Kim, 2010; 毕妍, 蔡永红, 蔡劲,2016）。由此推断，大学生后备军官个体层面的自我职业生涯管理与组织层面提供的工具支持和情感支持可能产生交互作用，共同影响其培养满意度，即在高组织支持条件下，自我职业生涯管理水平越高的大学生后备军官，其培养满意度越高，反之则越低。据此，提出研究假设H6a：工具支持在自我职业生涯管理与培养满意度关系中的正向调节作用显著；H6b：情感支持在自我职业生涯管理与培养满意度关系中的正向调节作用显著。

综上所述，提出本研究的理论模型，见图1。

2 研究方法

2.1 研究被试与施测程序

本研究被试包括预测被试与正式测查被试。首先，为提高研究工具在大学生后备军官组织情境中的适用性，增强研究工具的信度和效度，在正式测量前，采用整群取样法，对北京、青岛、哈尔滨3 所高校共523 名大学生后备军官发放并回收问卷，剔除无效问卷23 份，最终得到预测的有效问卷500 份，问卷有效率为95.6%。调研利用大学生后备军官学习活动时间，分别在活动开始前和结束后（间隔约2 小时）进行测查并回收问卷。第一次测查变量为自我职业生涯管理，组织支持和人口学变量；第二次测查变量为职业胜任力、培养满意度和组织承诺。

其次，根据预测结果，对有争议的条目分别与选培办干部、大学生后备军官进行多次讨论，直到结论一致，删除因子载荷低于0.5 的条目并对表述进行调整，最终得到正式测查问卷。采用上述取样方法对北京、西安、南京等地16 所高校共3637 名大学生后备军官发放并回收问卷，剔除无效问卷34 份，最终得到有效问卷3603 份，问卷有效率为99.1%。正式施测程序同预研究。被试特征分布如下：性别方面，男生占94.7%，女生占5.3%；年级方面，大一至大四年级分别占26.3%、26.8%、25.9%、21.0%；学科类型方面，理科占23.7%、工科占70.3%、文科占6.0%；学校类型方面，原985 高校、211 高校和普通高校比例分别占33.8%、41.3%、24.9%；军种方面，陆军占48.1%、海军占7.7%、空军占36.0%、火箭军占5.6%、武警占2.6%。

2.2 研究工具

本文研究工具以国内外成熟量表为基础，结合大学生后备军官组织情境特点进行修订以提高研究工具的适用性。所有量表均采用Likert 5 点计分法，“1”至“5”分别代表“非常不符”到“非常符合”。

（1）组织承诺。采用Meyer 等人（1993）开发的组织承诺量表，包括情感承诺、持续承诺和规范承诺三个维度，共计18 个条目。在本研究中，删除原量表中3 个因子载荷低于0.5 的条目，并根据大学生后备军官组织情境进行修订，最终形成情感承诺、持续承诺、规范承诺三维结构的大学生后备军官组织承诺量表，共计15 个条目。在本研究中，三因素模型结构拟合度（χ2/df=18.727;NFI=0.922; CFI=0.926; GFI=0.937; RMSEA=0.070）与内部一致性良好（α=0.89）。

（2）自我职业生涯管理。借鉴黄洁华和田甜（2007）、龙立荣等（2002）开发的自我职业生涯量表，对所有条目进行归类整理，形成包含21 个条目的预测量表。通过探索性因素分析删除载荷低于0.5 的6 个条目，最终形成专业发展、目标规划、了解组织、关系构建四维结构的大学生后备军官自我职业生涯管理量表，共计15 个条目。在本研究中，四因素模型结构拟合度（χ2/df=15.761;NFI=0.938; CFI=0.942; GFI=0.950; RMSEA=0.064）与内部一致性良好（α=0.89）。

（3）职业胜任力。采用文献法、问卷调查法和专家访谈法自编形成的大学生后备军官职业胜任力量表，包括军政素质和综合能力两个维度，共计6 个条目。在本研究中，二因素模型结构拟合度（χ2/df=18.051; NFI=0.978; CFI=0.979; GFI=0.987;RMSEA=0.069）与内部一致性良好（α=0.82）。

（4）培养满意度。采用自编大学生后备军官培养满意度量表（共计12 个条目），删除载荷低于0.5 的1 个条目，最终形成包括专业教学满意度、军政训练满意度和组织管理满意度三维结构的大学生后备军官培养满意度量表，共计11 个条目。在本研究中，三因素模型结构拟合度（χ2/df=24.591; NFI=0.960; CFI=0.961; GFI=0.950;RMSEA=0.078）与内部一致性良好（α=0.93）。

（5）组织支持。借鉴李志鹏（2006）21 个条目的组织支持量表，根据大学生后备军官组织情境进行修订，删除探索性因素分析后载荷低于0.5 的5 个条目，最终形成包括工具支持和情感支持二维结构的大学生后备军官组织支持量表，共计16 个条目。在本研究中，二因素模型结构拟合度（χ2/df=20.097; NFI=0.928; CFI=0.932; GFI=0.928;RMSEA=0.073）与工具支持（α=0.85）、情感支持（α=0.89）内部一致性良好。

（6）控制变量。根据已有研究发现，年级、学校和军种可能会对测量变量产生影响（军民融合教育实验室, 2017）。因此，本研究将上述人口学变量加以控制，以考察自变量对因变量的净效应。

2.3 数据处理

采用Amos17.0 和Process 宏程序中的Bootstrap方法检验中介效应，采用SPSS19.0 进行调节效应检验。

3 研究结果

3.1 共同方法偏差检验

为避免所有数据因采用自我报告法可能产生的共同方法偏差，本研究在程序上采用时间间隔测查、平衡条目顺序、插入反向计分条目与匿名问卷测量等方法进行程序控制。同时，采用Harman单因素检验方法进行统计控制，发现第一个因子解释的变异量为28.72%（＜40%）。此外，采用验证性因素分析，发现单因素模型拟合指数（χ2/df=28.64; NFI=0.539; CFI=0.548; GFI=0.516;RMSEA=0.088）均不理想，说明本研究中不存在严重的共同方法偏差。

3.2 描述性统计分析

表1 呈现了各变量的均值、标准差和相关系数。各测量变量间呈显著正相关，相关系数在0.37～0.64 之间，为假设检验奠定了基础。

表1 各变量的均值、标准差及相关系数

3.3 职业胜任力与培养满意度的链式中介效应检验

采用Amos17.0 结构方程模型，检验职业胜任力和培养满意度在自我职业生涯管理与组织承诺关系间的独立中介和链式中介效应。结果如表2 所示：首先，以自我职业生涯管理为自变量，组织承诺为因变量构建模型M1，探讨自我职业生涯管理对组织承诺的直接作用，发现模型M1 拟合度较好，表明自我职业生涯管理正向预测组织承诺，支持了假设H1；其次，分别加入职业胜任力和培养满意度作为独立中介变量构建模型M2、M3，探讨二者在自我职业生涯管理与组织承诺关系间的独立中介效应，结果发现，模型M2 和M3 中职业胜任力和培养满意度的拟合度均良好，表明二者的独立中介效应显著，支持了假设H2、假设H3；再次，同时加入职业胜任力和培养满意度作为独立中介变量构建模型M4，探讨二者的并行中介效应，发现模型M4 拟合度较差，说明二者不存在并行中介效应；最后，构建“自我职业生涯管理→职业胜任力→培养满意度→组织承诺”的链式中介模型M 5，结果发现，模型M 5 拟合度良好且模型中所有路径均显著（见图2），表明职业胜任力和培养满意度在二者关系间的链式中介效应显著，支持了假设H4。

表2 自我职业生涯管理、职业胜任力与培养满意度对组织承诺作用的模型拟合指数

进一步采用Bootstrap 方法检验各中介效应的显著性，重复抽样5000 次，计算95% 的置信区间，若得到的区间不包括0，则表明中介效应显著。结果发现（见表3），职业胜任力（0.10, 0.15）和培养满意度（0.07, 0.11）在自我职业生涯管理与组织承诺之间单独中介路径的置信区间不包括0，职业胜任力和培养满意度在自我职业生涯管理与组织承诺之间链式中介路径的置信区间（0.04,0.06）也不包括0。以上再次表明，职业胜任力与培养满意度的独立中介和链式中介效应均显著。自我职业生涯管理对组织承诺的直接效应为0.21，总中介效应值为0.26，总效应为直接效应与总中介效应值之和，即0.47。效果量为各中介效应值除以总效应，三条中介路径的效果量分别为27.3%、18.9%、9.7%，总中介效果量为55.7%。

表3 中介效应显著性检验的Bootstr ap 分析

3.4 组织支持的调节效应检验

采用SPSS19.0 回归分析检验组织支持的调节效应，为避免多重共线性，方程中的测量变量均进行中心化处理。结果发现（见表4）：在控制了人口学变量后，工具支持在自我职业生涯管理与职业胜任力间的调节效应显著（β=0.03, p＜0.05），情感支持在自我职业生涯管理与职业胜任力间的调节效应不显著（β=-0.01，p＞0.05）；工具支持（β=0.03, p＜0.05）和情感支持（β=0.03, p＜0.01）分别在自我职业生涯管理与培养满意度关系间的调节效应显著。

为更清晰地揭示工具支持与情感支持在自我职业生涯管理与职业胜任力、培养满意度关系间的调节趋势，以中心化后工具支持和情感支持的正负一个标准差为高低组，计算其简单斜率并绘制调节效应图。结果表明：（1）与低工具支持相比（simple slope=0.60, t=18.75, p＜0.001），在高工具支持条件下（simple slope=0.65, t=12.22,p＜0.001），自我职业生涯管理对职业胜任力的促进作用更强（见图3），表明工具支持正向调节自我职业生涯管理与职业胜任力的关系，支持了假设H5a。（2）与低工具支持相比（simple slope=0.41,t=8.02, p＜0.001），在高工具支持条件下（simple slope=0.50, t=6.66, p＜0.001），自我职业生涯管理能快速提升其培养满意度水平（见图4），表明工具支持正向调节自我职业生涯管理与培养满意度的关系，支持了假设H6a。（3）与低情感支持相比（simple slope=0.36, t=11.80, p＜0.001），在高情感支持条件下（simple slope=0.45, t=8.08, p＜0.001），自我职业生涯管理对培养满意度的正向影响更强，表明情感支持正向调节自我职业生涯管理与培养满意度的关系（见图5），支持了假设H6b。

表4 工具支持与情感支持的调节效应分析

4 讨论

4.1 自我职业生涯管理对组织承诺的影响

本研究聚焦军民合育组织情境中的大学生后备军官，从个体职业发展视角，考察了自我职业生涯管理影响组织承诺的内在过程机理和外在调节效应。结果发现，大学生后备军官自我职业生涯管理对组织承诺具有显著的正向预测作用，即大学生后备军官主动开展专业发展、目标规划、了解组织等自我职业生涯管理行为越多，其组织承诺水平越高，这与已有研究结论相一致（Monis& Sreedhara, 2011），但与Sturges, Guest, Conway和Davey（2002）的研究发现不一致。这可能与Struges 等人主要以平均年龄为26.31 岁且工龄小于10 年的企业员工为研究对象有关，该阶段企业员工正处于频繁的职业调整和变动期，其在组织范围外的职业探索可能降低对现有组织的承诺水平。而平均年龄约20 岁的大学生后备军官毕业定向分配至军队，他们该阶段更注重在军队、高校等组织范围内开展职业生涯管理以提升综合素质，在组织内获得职业成长后，有助于提高其对现有组织和军队的认同感，积极的身份认同和归属感会增强其对组织发展的情感投入、义务感知和离开组织可能带来的风险感知。

4.2 职业胜任力与培养满意度的链式中介作用

本研究发现，大学生后备军官职业胜任力和培养满意度在自我职业生涯管理与组织承诺关系间的部分中介作用显著，且职业胜任力的中介效果量大于培养满意度。尽管以往研究考察了自我职业生涯管理、职业胜任力、满意度对组织承诺具有重要影响（龙立荣, 毛忞歆, 2007; Akkermans et al., 2013），却鲜见探讨职业胜任力和培养满意度在二者关系间的过程机理研究。本文的研究发现有力拓展了自我职业生涯管理与组织承诺关系的理论体系，这主要有如下几点原因：其一，自我职业生涯管理增强职业胜任力。善于自我职业生涯管理的大学生后备军官对未来军旅职业生涯发展具有明确的目标规划，对自我职业概念的认知更清晰，通过关注并了解军队岗位任职需求，及时补齐自身职业发展短板，进而增强职业胜任力。当大学生后备军官职业能力与组织发展需求匹配时，会提高其对组织的情感承诺和规范承诺水平，还会因离开组织的风险过大而提高其持续承诺水平（Neubert & Halbesleben, 2015）。其二，自我职业生涯管理提升满意度。越注重自我职业生涯管理的大学生后备军官，越善于寻求组织内外有利于自我职业发展的信息和资源，增加对组织的积极评价，提高培养满意度，并以更强烈的情感依恋、责任感和使命感来回报组织（Daryanto,2014）。其三，职业胜任力作用凸显。职业胜任力在自我职业生涯管理与组织承诺关系间的中介效果量大于培养满意度，这主要因为，在当前军队聚焦备战打仗，强调培养“有本事”的新时代革命军人背景下，大学生后备军官更注重通过自我职业生涯管理实现自我职业成长，为未来军旅职业生涯发展奠定坚实基础，而培养满意度容易受到大学生后备军官个体、高校和军队组织等多种因素的共同影响。

本研究还发现，职业胜任力和培养满意度在自我职业生涯管理与组织承诺关系间的链式中介效应显著，这不仅表明职业胜任力是自我职业生涯管理影响组织承诺中介路径中的关键，也解释了入伍后大学生后备军官因人—岗匹配错位、自我价值无法实现等引发的违约现象。已有研究表明，个体自我职业生涯管理可以增强其职业胜任力并提升其职业满意度（Kong et al., 2012），进而提高组织承诺水平。具体而言，大学生后备军官职业胜任力的提升离不开他们围绕未来军旅职业生涯发展进行的职业探索、关系构建、资本积累等主动行为，当大学生后备军官在组织内外通过上述行为满足其职业胜任需要时，会激发其成就感和自我效能感，并对组织培养满意度进行积极评价，而这种积极认知与情绪反应又是衡量其对组织态度和行为的重要标准，对组织承诺具有重要的促进作用（Holtom et al., 2014）。同时，对组织的认同和投入又会进一步促使大学生后备军官不断探索和完善职业生涯发展目标，这是一个螺旋上升、动态发展的过程。

4.3 工具支持和情感支持的调节作用

本研究发现，工具支持对自我职业生涯管理与职业胜任力关系的正向调节作用显著，即在高工具支持条件下，自我职业生涯管理对职业胜任力的积极作用更强，而情感支持的调节作用则不显著。这主要因为，大学生后备军官兼具地方大学生与后备军官的双重身份，要求其必须夯实军政素质、专业素养、带兵指挥及自我管理等能力，但目前大学生后备军官理想实现与严峻现实间的明显落差，职业目标清晰与岗位不确定性矛盾等心理认知问题突出，价值观信念、指挥管理能力、武器装备知识、军事体能技能等与军队岗位要求的职业胜任力素质存在较大差距（军民融合教育实验室, 2017）。以上大学生后备军官成长发展过程中的特点表明，仅凭借其自我职业生涯管理行为难以快速提高职业胜任力，必须依靠组织提供的相应支持，如借助选培办和高校提供军事训练器械以提高军事技能，开设军政训练课程以夯实带兵指挥能力，举办军旅职业发展讲座等以增强军队适应，尤其是针对目前大学生后备军官培养硬件设施不足、软件滞后的现实状况，其感知到的工具支持明显低于情感支持，因此，他们对组织提供工具支持的需求尤为迫切，对情感支持的需求则相对较弱。

研究还发现，工具支持和情感支持正向调节自我职业生涯管理与培养满意度的关系。这主要因为，当个体感知到组织提供的工具支持和情感支持时，会增强其与组织的情感联结，进而产生对组织的积极评价（Song, Tusi, & Law, 2009）。一方面，大学生后备军官培养必须依托一定的基础性保障，通过特定的教育教学手段提高人才培养质量。然而，目前军地双方在大学生后备军官培养过程中政策法规不健全，训练设施与教育经费投入不足，教育师资管理配置不完备，军政训练课程设置不成体系等问题突出，而这又是影响大学生后备军官组织培养满意度的重要原因。另一方面，在当前大学生后备军官培养疾声呼吁工具支持的同时，情感支持也必不可少。大学生后备军官不同于军校生和士兵提干生，他们在普通高校环境中成长发展，既有开放性、多样性和创新性等特点，又因环境复杂性、任务和角色特殊性背负多重压力，进而导致其适应期长、抗压耐挫力较弱等心理问题突出（周洁, 张建卫, 郭保民, 李兵, 秦作文, 2017）。此时，大学生后备军官更需要组织提供归属、关怀和尊重等情感支持，以排解其在职业发展过程中的负面情绪，从而提高对组织的培养满意度。因此，军队、高校等组织提供的工具支持和情感支持对大学生后备军官自我职业生涯管理与组织承诺关系的正向调节效应显著。

4.4 研究局限与展望

由于时间、人力等因素限制，本研究仍存在如下不足：首先，采用横断研究考察自我职业生涯管理对组织承诺的作用机理，但大学生后备军官组织承诺是一个动态变化的微观心理变量，具有动态变化性，未来研究可结合横向与纵向研究方法，考察其变化趋势及特点；其次，年级、学校类型和军种等作为重要的人口学变量对组织承诺有一定影响，未来研究可深入分析组织承诺在上述人口学变量上的具体差异；第三，大学生后备军官身份及成长发展的特殊性决定其组织承诺的影响因素更加复杂多样，未来研究可进一步考察微观层面的个体动机、人格特质，组织层面的家庭支持，社会层面的宏观事件等多重因素对其组织承诺的作用机制。

5 结论

本研究得出如下结论：自我职业生涯管理正向预测组织承诺，即大学生后备军官自我职业生涯管理水平越高其组织承诺水平越高，且职业胜任力和培养满意度在二者关系间的独立中介和链式中介效应显著，其中职业胜任力的中介效果量大于培养满意度；工具支持正向调节自我职业生涯管理与职业胜任力的关系，工具支持和情感支持分别正向调节自我职业生涯管理与培养满意度的关系。