七、研究结果
（一）各变量的描述性分析
1.个人环境匹配的描述分析
从个人—环境匹配问卷的调查结果分析来看，要求—能力匹配维度的均值最高，为4.098。需求—供给匹配的均值和感知匹配的均值相差不大，分别为3.222和3.268。从总的来看，三个维度的得分均偏高。
表5.8 个人—环境匹配量表的描述分析
2.职业生涯成功的描述分析
从职业生涯成功问卷各维度的得分显示，组织内竞争力与组织外竞争力的平均分相等，但是组织外竞争力的标准差要大于组织内竞争力的标准差，这表示组织外竞争力数据离散度较大。三个维度的平均分得分均是中等偏上水平。
表5.9 职业生涯成功量表的描述分析
3.职业承诺的描述分析
由职业承诺问卷各个维度的得分来看，规范承诺的平均分最高为3.726，其次为情感承诺，为3.423，继续承诺的平均得分最低为3.206。总体来看，三个维度的平均分均为中等偏上水平。
表5.10 职业承诺量表的描述分析
4.再工作意愿的描述分析
再工作意愿平均值为2.931，众数为2.67，最小值1，最大值5，标准差为1.024，方差为1.049。
（二）各变量在人口学变量上的差异检验
1.各变量在性别上的差异检验
由表5.11可知，各变量在性别上均没有显著差异。
表5.11 各变量在性别上的独立样本t检验
注：*表示p＜0.05，**表示p＜0.01，***表示p＜0.001。下同。
2.各变量在学历上的差异检验
由表5.12可知，感知匹配与情感承诺两个维度在学历上有显著差异。事后检验结果表明，大专和本科在感知匹配维度比高中及以下学历显著要高。本科在情感承诺维度上显著高于高中及以下学历。
3.各变量在收入上的差异检验
由表5.13及事后检验结果可知，月收入3000以下的感知匹配要显著低于3000以上收入的人群；在需求—供给匹配维度上，月收入3000以下的也显著低于3000以上收入的群体；在要求—能力匹配维度上，月收入3000以下的与3001-5000的群体和5001-8000的群体有显著差异，但是与8001以上收入的群体则没有显著差异；在职业满意度维度上，月收入3000及以下的群体也显著低于月收入3001-5000和5001-8000的群体，但是与8001及以上的群体没有显著性差异；在组织内竞争力维度上，月收入3000及以下的群体要显著低于3001-5000和5001-8000的群体，但是与8001及以上的群体差异不显著；不同收入群体的差异在组织外竞争力维度上不显著；3000及以下收入群体与5001-8000的收入群体在情感承诺维度上存在显著差异；不同收入群体之间在继续承诺、规范承诺及再工作意愿上均没有显著差异。
表5.12 各变量在学历上的方差分析
表5.13 各变量在月收入上的方差分析
续表
4.各变量在婚姻状况上的差异检验
由表5.14可知，各变量在婚姻状况上没有显著差异。
表5.14 各变量在婚姻状况上的独立样本t检验
5.各变量在配偶工作情况上的差异检验
由表5.15可知，职业满意度、组织内竞争力、组织外竞争力和再工作意愿在配偶工作情况上有显著差异。事后检验结果表明，在职业满意度上，配偶在岗工作的比配偶自由职业的职业满意度要高，比配偶无工作要低，配偶为自由职业的比配偶无工作的要低。在组织内竞争力上，配偶在岗工作的与配偶自由职业的和配偶无工作的差异不显著，但是配偶为自由职业的要显著低于配偶无工作的。在组织外竞争力上，配偶在岗工作的与配偶自由职业的无显著差异，配偶在岗工作的比配偶无工作的和配偶自由职业的都高，而且差异显著。在再工作意愿上，配偶在岗工作的与配偶自由职业的和配偶无工作的无显著差异，配偶为自由职业的要显著低于配偶无工作的。
表5.15 各变量在配偶工作情况上的方差分析
经分析可得，感知匹配在学历和收入上存在显著差异。需求—供给匹配和要求—能力匹配在收入上有显著差异。情感承诺在学历和收入上存在显著差异。职业满意度和组织内竞争力在收入和配偶工作情况上存在显著差异。组织外竞争力和再工作意愿在配偶工作情况上存在显著差异。
（三）相关分析
由表5.16可知，再工作意愿与感知匹配、需求—供给匹配呈显著正相关（p＜0.01），与职业满意度、组织内竞争力及组织外竞争力呈显著正相关（p＜0.01），与情感承诺、规范承诺呈显著正相关（p＜0.01）。
表5.16 各变量的相关系数矩阵
注：1代表感知匹配，2代表需求-供给匹配，3代表要求—能力匹配，4代表职业满意度，5代表组织内竞争力，6代表组织外竞争力，7代表情感承诺，8代表继续承诺，9代表规范承诺，10代表再工作意愿。
（四）职业生涯成功的中介效应分析
1.中介效应的原理
考虑自变量X对因变量Y的影响，如果X通过影响变量M来影响Y，则称M为中介变量。假设所有变量都已经中心化（即均值为零），则可用下列方程和相应示意图来描述变量之间的关系：
假设Y与X的相关显著，意味着回归系数c显著（即H0：c=0的假设被拒绝），在这个前提下考虑中介变量M。如何知道M真正起到了中介变量的作用，或者说中介效应（mediator effect）显著呢？目前有三种不同的做法。
图5.7 中介变量示意图
传统的做法是依次检验回归系数。如果下面两个条件成立，则中介效应显著：（1）自变量显著影响因变量；（2）在因果链中任意一个变量在控制了它前面的变量（包括自变量）后，能显著影响它的后继变量。这是Baron和Kenny定义的（部分）中介过程。如果进一步要求：（3）在控制了中介变量后，自变量对因变量的影响不显著，变成了Judd和Kenny定义的完全中介过程。在只有一个中介变量的情况下，上述条件相当于（见图5.7）：（1）系数c显著（即H0：c=0的假设被拒绝）；（2）系数a显著（即H0：a=0被拒绝），且系数b显著（即H0：b=0被拒绝）。完全中介过程还要加上（3）系数c'不显著。
第二种做法是检验经过中介变量的路径上的回归系数的乘积ab是否显著，即检验H0：ab=0，如果拒绝原假设，中介效应显著，这种做法其实是将ab作为中介效应。
第三种做法是检验c'与c的差异是否显著，即检验H0：c-c'=0，如果拒绝原假设，中介效应显著。
本研究将采用第一种方法对变量的中介效应进行分析。
2.职业满意度在感知匹配与再工作意愿之间的中介效应分析
由表5.17可知，模型1中感知匹配对再工作意愿的预测作用显著（c=0.318，p＜0.001）。模型2中感知匹配对职业满意度的预测作用显著（a=0.569，p＜0.001）。模型3中同时把感知匹配和职业满意度代入方程，感知匹配的预测作用依然显著（c'=0.242，p＜0.01），职业满意度的预测作用不显著，因此做sobel检验（1982）z=
。因此，sobel检验不显著。即职业满意度在感知匹配与再工作意愿之间的中介效应不显著。
表5.17 职业满意度在感知匹配与再工作意愿之间的中介效应分析表
3.组织内竞争力在感知匹配与再工作意愿之间的中介效应分析
由表5.18可知，模型1中感知匹配对再工作意愿的预测作用显著（c=0.318，p＜0.001）。模型2中感知匹配对组织内竞争的预测作用显著（a=0.570，p＜0.001）。模型3中同时纳入感知匹配和组织内竞争力两个变量，两个变量的预测作用依然显著（c'=0.233，p＜0.001；b=0.149，p＜0.05），因此，部分中介效应显著。部分中介效应为ab/c=26.7%。
表5.18 组织内竞争在感知匹配与再工作意愿之间的中介效应分析表
4.组织外竞争力在感知匹配与再工作意愿之间的中介效应分析
由表5.19可知，模型1中感知匹配对再工作意愿的预测作用显著（c=0.318，p＜0.001），模型2中感知匹配对组织外竞争力的预测作用显著（a=0.325，p＜0.001）。模型3中感知匹配与组织外竞争力对再工作意愿的预测作用都较为显著（c'=0.294，p＜0.001；b=0.074，p＜0.05）。因此，部分中介效应显著，中介效应为ab/c=7.5%。
表5.19 组织外竞争力在感知匹配与再工作意愿之间的中介效应分析表
5.职业满意度在需求—供给匹配和再工作意愿之间的中介效应分析
由表5.20可知，模型1中需求—供给匹配对再工作意愿的预测作用显著（c=0.256，p＜0.001），模型2中需求—供给匹配对组织外竞争力的预测作用显著（a=0.689，p＜0.001）。模型3中需求—供给匹配与职业满意度对再工作意愿的预测作用都较为显著（c'=0.133，p＞0.05；b=0.178，p＜0.05）。因此，完全中介效应显著。
表5.20 职业满意度在需求—供给匹配和再工作意愿之间的中介效应分析表
6.组织内竞争力在需求—供给匹配和再工作意愿之间的中介效应分析
由表5.21可知，模型1中需求—供给匹配对再工作意愿的预测作用显著（c=0.256，p＜0.001），模型2中需求—供给匹配对组织内竞争力的预测作用显著（a=0.526，p＜0.001）。模型3中需求—供给匹配与组织内竞争力对再工作意愿的预测作用都较为显著（c'=0.149，p＜0.05；b=0.204，p＜0.01）。因此，部分中介效应显著，中介效应为ab/c=41.92%。
表5.21 组织内竞争力在需求—供给匹配和再工作意愿之间的中介效应分析表
7.组织外竞争力在需求—供给匹配和再工作意愿之间的中介效应分析
由表5.22可知，模型1中需求—供给匹配对再工作意愿的预测作用显著（c=0.256，p＜0.001）。模型2中需求—供给匹配对于组织外竞争力的预测作用显著（a=0.331，p＜0.001）。模型3中同时把需求—供给匹配和组织外竞争力带入方程，需求—供给匹配的预测作用依然显著（c'=0.224，p＜0.05），但是组织外竞争力的预测作用不显著（b=0.095，p＞0.05），因此做sobel检验（1982）
。因此，sobel检验不显著。即组织外竞争力在需求—供给匹配和再工作意愿之间的中介效应不显著。
综合以上中介效应分析可知，职业生涯成功中的组织内竞争力和组织外竞争力两个维度在感知匹配和再工作意愿之间存在中介效应（如图5.8）。职业满意度和组织内竞争力在需求—供给匹配和再工作意愿之间存在中介效应（如图5.9）。
表5.22 组织外竞争力在需求—供给匹配和再工作意愿之间的中介效应分析表
图5.8 组织内（外）竞争力的中介效应
（五）职业承诺的调节效应分析
1.调节效应的原理如果变量Y与变量X的关系是变量M的函数，称M为调节变量。就是说，Y与X的关系受到第三个变量M的影响，这种有调节变量的模型一般地可以用图示意。调节变量可以是定性的（如性别、种族、学校类型等），也可以是定量的（如年龄、受教育年限、刺激次数等），它影响因变量和自变量之间关系的方向（正或负）和强弱。
图5.9 组织内竞争力或职业满意度的中介效应
图5.10 调节效应示意图
在做调节效应分析时，通常要将自变量和调节变量做中心化变换（即变量减去其均值）。本文主要考虑最简单常用的调节模型，即假设Y与X有如下关系：
Y=aX+bM+cXM+e
可以把上式重新写成
Y=bM+（a+cM）X+e
对于固定的M，这是Y对X的直线回归。Y与X的关系由回归系数a+cM来确定，它是M的线性函数，c衡量了调节效应（moderating effect）的大小。
当自变量和调节变量都是连续变量时，用带有乘积项的回归模型做层次回归分析：（1）做Y对X和M的回归，得到测定系数
；（2）做Y对X、M和XM的回归得到
若
显著高于
则调节效应显著；或者，做XM的偏回归系数检验，若偏回归系数显著，则调节效应显著。
2.情感承诺在感知匹配与再工作意愿之间的调节效应分析
根据表5.23结果显示，在控制了“配偶工作”之后，把感知匹配、情感承诺和二者的乘积分别代入方程，发现感知匹配与情感承诺的乘积不显著，因此调节作用不显著。
3.规范承诺在感知匹配与再工作意愿之间的调节效应分析
根据表5.24结果显示，在控制了“配偶工作”之后，把感知匹配和规范承诺两个变量代入方程，方程的解释力增大。把感知匹配与规范承诺的乘积带入之后，结果依然显著，因此调节作用显著。
表5.23 情感承诺在感知匹配与再工作意愿之间的调节效应分析表
表5.24 规范承诺在感知匹配与再工作意愿之间的调节效应分析表
续表
4.情感承诺在需求—供给匹配与再工作意愿之间的调节效应分析
在控制了“配偶工作”之后，把需求—供给匹配和情感承诺，及二者的乘积代入方程，发现需求—供给匹配与情感承诺的乘积系数并不显著，因此其调节作用不显著。
表5.25 情感承诺在需求—供给匹配与再工作意愿之间的调节效应分析表
5.规范承诺在需求—供给匹配与再工作意愿之间的调节效应分析
在控制了“配偶工作”这一变量之后，把需求—供给匹配、规范承诺及二者的乘积代入方程，发现两变量乘积的系数并不显著，因此其调节作用不显著。
表5.26 规范承诺在需求—供给匹配与再工作意愿之间的调节效应分析表
表5.27 情感承诺在要求—能力匹配与再工作意愿之间的调节效应分析表
6.情感承诺在要求—能力匹配与再工作意愿之间的调节效应分析
在控制了“配偶工作”之后，把要求—能力匹配、情感承诺及二者的乘积代入方程之后，发现二者乘积的系数显著，因此其调节作用显著。
表5.28 规范承诺在要求—能力匹配与再工作意愿间的调节效应分析表
7.规范承诺在要求—能力匹配与再工作意愿间的调节效应分析
在控制了“配偶工作”之后，把要求—能力匹配、规范承诺及二者的乘积代入方程之后，发现二者的乘积系数不显著，因此调节作用不显著