《组织自尊对离职倾向的影响实证研究-以S教育公司为例（附问卷）》20000字（论文）

组织自尊对离职倾向的影响实证研究—以S教育公司为例目录TOC\o"1-3"\h\u65821.绪论 3169071.1研究背景、目的及意义 3153211.1.1研究背景 377391.1.2研究目的 3202611.1.3研究意义 476581.2研究内容与方法 440941.2.1研究内容 4219581.2.2研究方法 5191561.3技术路线图 623492.文献综述与理论基础 7254802.1相关概念界定 726732.1.1组织自尊 7207962.1.2工作满意度 7291762.1.3离职倾向 8310692.1.4职业高原 829672.2理论基础：计划行为理论 9276753.研究假设与开展 1150273.1研究设计 11219533.1.1直接效应假设：组织自尊与离职倾向 11270053.1.2中间作用假设 11213663.1.3调节效应假设：职业高原的调节效应 12193783.1.4概念模型 1339613.2研究设计 1345783.2.1问卷的设计 13265863.2.2变量的定义和测量 13151113.3数据收集 16154084.数据分析与假设检验 1768714.1描述性统计 1786804.2信效度检验 1918784.2.1信度检验 19317714.2.2效度检验 19122414.3相关性分析 2069294.4假设检验 22206984.4.1组织自尊与离职倾向的回归分析 22268414.4.2组织自尊与工作满意度的回归分析 23217574.4.3工作满意度与离职倾向的回归分析 2450214.4.4员工工作满意度的中介作用分析 25123584.4.5调节作用分析 26275494.5研究结果 29299075.结论与展望 3066425.1结论 30207355.1.1组织自尊负向影响离职倾向 30160145.1.2工作满意度在组织自尊与离职倾向之间起到部分中介作用 30276305.1.3职业高原会强化组织自尊与离职倾向之间的关系 30140995.2展望 31316245.2.1研究局限 3175345.2.2展望 311819参考文献 3317511附录 351.绪论1.1研究背景、目的及意义1.1.1研究背景改革开放四十多年来，我国教育培训行业伴在经济发展与社会竞争逐渐公平化的趋势之下从无到有，并一步步发展壮大。近年来在经济下行压力增加，以及中美贸易战、全球性新冠疫情的冲击之下，多数行业发展受到负面影响，教育培训行业却是少有的发展势头依然强劲的行业。进入21世纪后逐渐兴起的公务员考试培训行业，也在二十年间发展迅速，如今市场规模已然突破百亿。中公教育创始于1999年，主打公务员考试培训，是国内直营分校覆盖城市最广、专职教师数量最多、公职类职业培训规模最大的老牌公务员考试培训机构。2019年中公教育在深交所上市登陆A股市场，更是领跑了公职培训类企业IPO，成为国内第一家上市公职培训企业。公务员考试培训行业是我国整个教育培训行业的缩影，而中公教育作为公务员考试培训行业的龙头，也一定程度上反映了公务员考试培训行业的阴晴，具有公务员考试培训行业的典型代表性。但在公务员考试培训行业繁荣的表象下面，是鱼龙混杂，群雄割据。中公教育虽然仍然占据行业最高市场占有率，但其外部既有粉笔、华图等大型企业虎视眈眈，又有大量优质讲师个体成立的小型培训机构蚕食市场。更重要的是，在中公教育的内部也早已隐患重重。对于公务员考试培训行业而言最重要的资源为讲师群体这一人力资源——事实上中公教育也一直以其“一流的师资力量”为核心竞争力。但近年来中公教育面临的内部人员流失情况日益加剧，大量优质讲师或转投其他企业，或个体办学自立门户。中公教育讲师离职问题已经日益严重。从初步调查收集到的关于公务员考试培训讲师工作情况的反馈来看，中公教育内部讲师群体的负面反馈在自尊心实现方面有区别于其他竞争企业的较多体现。是否是中公教育内部讲师群体更低的组织自尊导致了高离职倾向？本篇文章基于计划行为理论，探索组织自尊与离职倾向之间的影响机理，以发现中公教育讲师离职问题的原因并提出有针对性的建议。1.1.2研究目的本篇文章研究所作的目的是：通过有机联系培训讲师这一特殊群体的组织自尊与离职倾向两大范畴、工作感受与职业发展两大层次，展现其中的内在联系，从而确定离职这一行为意向的产生机制。一方面从组织行为学视角对人力资源管理领域应对员工离职问题作出一定理论补充；另一方面由研究所得结论为依据，试为中公教育这一老牌公务员考试培训企业走出“讲师离职问题”的困境提供发展建议，更试为公务员考试培训行业关于“如何留住讲师”这一关键性问题提供参考。1.1.3研究意义（1）理论意义本篇文章以计划行为理论为基础，从行为倾向而非行为本身的视角看待员工离职问题，有助于更好地把握员工认知，从而发现离职现象产生的先期原因。以往关于组织自尊的研究多倾向于探索其对员工绩效的影响，本文将创造性地进行组织自尊在离职领域的研究，从而实现对离职问题研究领域的补充，为其他学者进一步研究离职问题提供一定参考和提示。本篇文章以组织自尊为自变量、离职倾向为因变量、工作满意度为中介变量和职业高原为调节变量，建立有调节的中介模型。若自变量与因变量关系得证，则说明公务员考试培训企业为降低离职在进行员工管理时应注意培养员工关于组织的自尊心。若中介变量得证，则说明公务员考试培训企业在进行员工管理时不仅要培养组织自尊，更重要的是提高工作满意度。若调节变量得证，则说明公务员考试培训企业要健全完善员工职业生涯规划、优化组织结构，让有才华与能力的员工可以充分实现个人价值。（2）实践意义讲师群体是对于公务员考试培训行业而言最重要的资源，优质讲师的数量关系到公务员考试培训企业的核心竞争力的高低，而讲师离职无疑是整个公务员考试培训行业不得不面对的重点关键问题。本篇文章对培训讲师这一特殊群体的离职倾向开展实证研究，对公务员考试培训企业解决讲师离职提供了参考和指导，有助于公务员考试培训企业提升核心竞争力，提高培训质量，改善行业环境。1.2研究内容与方法1.2.1研究内容论文共包括六个部分，主要内容如下：第一部分：绪论。介绍当前公务员考试培训行业的现状及中公教育所面临的人员流失问题，并指出文章的研究目的及意义。确定文章的研究内容、方法以及技术路线。第二部分：文献综述与理论基础。明确组织自尊、工作满意度、离职倾向及职业高原四个变量的概念，根据研究的理论基础再次明确研究开展的基本逻辑。第三部分：研究假设。在第二部分的概念及理论基础上提出研究假设，并构建理论模型。第四部分：研究设计与数据收集。首先选用成熟量表进行问卷设计并开展调研。对山东、河南、江苏等地中公教育内部讲师发放问卷开展实证研究，收集到有效问卷192份。第五部分：数据分析与假设检验。组织自尊对离职倾向的影响研究用统计软件进行数据分析，验证了有调节的中介模型。第六部分：结论与展望。针对前文的分析结果得出研究结论，并结合实际对中公教育及公务员考试培训行业提出建议。明确本篇文章的局限与不足，并指出未来的研究期望。1.2.2研究方法为了解决上述讨论的问题，本篇文章使用的研究方法主要可以分为两类：社科调查研究方法包括：文献分析法、问卷调查法；数理统计研究方法包括：因子分析、相关性分析及回归分析等。（1）文献研究法通过在中国知网、校图书馆电子数据库等学术数据库中输入关键词，查找并阅读相关文献，提炼主要观点，对相关理论与研究进行归纳与总结，通过仔细梳理大致掌握了组织自尊、工作满意度、离职倾向及职业高原的相关理论，通过独立思考与科学推导构建了本篇文章主要的技术路线及理论模型。通过查阅管理学量表手册，选取了具有信度及效度的成熟量表以完成调查研究。（2）问卷调查法参考成熟量表设计调查问卷，依托自己考公认识的老师通过“问卷星”网络问卷平台，以山东省、河南省、江苏省等地中公教育内的部分讲师为调查对象进行线上发放问卷，收集了中公教育讲师组织自尊与离职倾向的一手数据。最终，本研究收回有效问卷215份。（3）统计分析法本研究将回收有效问卷反馈的数据采用SPSS23.0统计分析软件进行数据分析，对组织自尊、工作满意度、离职倾向与职业高原量表作出信度与效度分析以及相关性分析，并通过回归分析法来检验假设。1.3技术路线图本篇文章研究的技术路线图如图1-1所示。分析背景，发现问题分析背景，发现问题学习相关理论，理清基本逻辑构建模型，提出假设设计问卷，收集数据数据分析，假设检验结论与展望组织自尊工作满意度离职倾向职业高原计划行为理论图1-1技术路线图

2.文献综述与理论基础2.1相关概念界定2.1.1组织自尊组织自尊这一概念最早在自尊概念的基础上由Pierce等(1989)提出来,他们将组织自尊定义为:组织中的个体对组织情境下自身角色能够满足自身需求的相信程度。因而企业层面的组织自尊反映了企业中的员工作为特定组织成员自我感知到的自身价值,高组织自尊的员工将感知他们自己在组织内是重要的、有意义的、有效率和有价值的[1]。其后的研究基本都沿用了这一定义。在Pierce等之后，国内外众多学者对组织自尊进行过详细研究。Gardner等(1998)通过实证研究发现,拥有高组织自尊的组织成员通常认为自己胜任能力高超并且对组织具有高价值,这些拥有高组织自尊的组织成员比拥有低组织自尊的组织成员更愿意尝试着去冒险和创新[2]。郭灵珊(2017)认为,反映出低组织自尊的组织成员容易对自己新颖的想法不自信，并对自己践行新颖想法的能力感到悲观，即低组织自尊妨碍组织成员思考并开展创新[3]。彭金霞(2017)基于实证研究的数据发现,组织自尊对组织成员的创新行为表现出显著正向作用,并且组织自尊在真实型领导和员工创新行为关系中起到中介作用[4]。基于以上两点研究，可见组织自尊与创新息息相关。通过对组织自尊的定义进行剖析,组织自尊可理解为基于组织情境的自尊。自尊包括整体自尊、基于组织和基于特定工作层面的自尊等，有多个层面,而组织自尊是针对组织层面提出的自尊概念。本文研究主要以组织情境层面展开，采取舒睿和梁建（2015）对组织自尊的定义：组织自尊是组织成员对通过组织情境下角色能够满足他们需求的相信程度，体现了个体在多大程度上对其工作中的能力、重要性以及对企业的贡献持有积极的评价[5]。2.1.2工作满意度美国心理学家Hoppock（1937）提出了对工作满意度的一项研究，认为参与工作的员工对工作整体体验的表现即是工作满意度，该项研究的结果显示，工作满意度包括内外两方面——内在的身心感受以及外在工作环境体验[6]；Schaffer（1953）的一项研究是工作满意度研究中首次将工作满意度与忠诚度相关联来看的研究。他提出企业想要提升员工忠诚度，提高工作满意度是关键和基础[7]。Newman（2012）开展了一项调查，通过实证分析发现员工的工作满意度正向影响员工对组织的情感依恋[8]。国内关于工作满意度的研究较多，也较为成体系。徐联仓等（1978）于国内首次发表完整相关研究报告[9]；此后王志刚等（2004）认为工作满意度与报酬正相关，与学历高低负相关，此为我国学者中较早提出影响工作满意度因素的研究[10]；兰玉洁和张晨露（2013）等提出工作满意度可以预测离职倾向，也就是说离职倾向的预测变量就是工作满意度，即工作满意度会影响离职倾向[11]，这一论断与本篇文章研究的目标结论不谋而合。工作满意度是员工主观层面对其工作的综合性判断，表现为满意或不满意。本文研究主要采取国内学者李宪印等关于工作满意度的综合性定义：工作满意度是员工对职业和工作的总体感受,是员工与组织进行社会交换过程中对组织的主观评价[12]。该定义将工作满意度整体化、单维化，能够更直接地表现出员工对于工作的整体感受和态度，减少了特定环境或其他相关态度的干扰，从而保证工作满意度测量的准确性。2.1.3离职倾向离职通常被分类为自愿离职与非自愿离职，其中自愿离职指由员工依据自身立场与个人意愿而主动辞职的行为，主要表现为辞职；而非自愿离职则是由雇主强制执行的离职行为，主要表现为解雇。本文研究的离职倾向为员工跳槽使得组织人力资源流失，因而主要为自愿离职的倾向，及由员工掌握主动的离职。通过对员工主动离职倾向的研究，有助于掌握“可避免”原因的离职，并采取措施减少有价值的员工出现离职行为本文采用张昊民等（2021）对于离职倾向的定义：离职倾向又称离职意愿，是指个人在某组织工作一段时间后，经过仔细考虑想要离开原组织的想法，能够有效预测离职行为[13]。符益群等学者根据前人研究指出，影响离职倾向的因素有六种：个体因素、与工作相关的因素、个体-组织的适合性、组织因素和与其他内部心理过程相关的因素[14]。本文研究组织自尊与工作满意度对离职倾向的影响，仍然在上述六种因素的框架内，具有一定的理论基础。2.1.4职业高原职业高原又称职涯高原，是职业生涯高原的简称。Ference(1977)最早从晋升角度研究职业高原，他认为职业高原是个体职业生涯中的某个阶段,该阶段个体几乎不可能获得进一步晋升的机会[15]。蒋晓荣等(2019)则从新生代视角及工作内容和责任的角度看待职业高原，他们理解的职业高原指个体工作上承担进一步增加挑战与责任的可能性很小[16]。曾垂凯（2012）关注了横向的职业高原，认为职业高原指个体长期处于某一职位，职业流动停滞[17]。马远等（2003）认为:职业高原是一种个体职业变动的缺失,与个体的工作晋升和变动密切相关，职业高原被看作是个体职业生涯的峰点,是向上运动中工作责任与挑战的相对终止,是个体职业上的一种“停滞期”[18]。关于职业高原心理结构的看法主要有两种，分别为单维度与双维度。Trembly等人继承Ference的看法以职位晋升可能性小为职业高原的标准维度；Milliman等（1992）则提出层级高原和内容高原两维，层级高原仍指个体晋升的可能性很小；内容高原则指个体掌握了开展工作所需要的全部知识和技能，工作缺乏挑战感和更高责任感而变得乏味[19]。本文研究关于职业高原便采用双维度结构的定义：职业高原指个体在职业生涯发展过程中处于某种停滞期，该停滞期缺乏晋升机会，且工作缺乏挑战感。2.2理论基础：计划行为理论计划行为理论（TheoryofPlannedBehaviour）最早由Ajzen（1985）提出，是目前用于研究态度行为关系的社会心理学理论。该理论认为行为意向直接影响个体行为，而行为意向反过来又受行为态度、主观规范和感知行为控制的影响[20]，其逻辑关系如图2-1所示。个体行为个体行为主观规范感知行为控制行为意向图2-1计划行为理论行为态度其中，行为态度是个体对执行某特定行为喜欢或不喜欢、对某特定事物肯定或否定的判断。主观规范是指个体在决策是否执行某特定行为时感知到的社会压力，它反映的是重要他人或团体对个体行为决策的影响。感知行为控制是指个体感知到执行某特定行为容易或困难的程度，它反映的是个体对促进或阻碍执行行为因素的知觉[21]。依据计划行为理论，离职行为产生可分为离职倾向形成与离职行为转化两阶段，其中离职倾向作为一种行为意向受到行为态度、主观规范以及感知行为控制的影响而形成的过程为本文研究的主要内容。组织自尊是个体感知到的自身组织价值，故本文拟从主观规范及行为态度中抽取出组织自尊变量；工作满意度反映了个体对自身工作的肯定性判断程度，故本文拟从行为态度中抽取出工作满意度变量；职业高原反映个体职业生涯晋升的困难程度，故本文拟从感知行为控制中抽取出职业高原变量；离职倾向本身为一种行为意向。基于计划行为理论，本文将研究以上四个变量之间的关系。

3.研究假设与开展3.1研究设计3.1.1直接效应假设：组织自尊与离职倾向离职倾向是个人在组织中工作时产生的一种意向，根据符益群等学者提出的影响离职倾向的六因素，个体在组织中的内部心理过程是产生离职倾向的一大原因，而组织自尊作为个体对通过组织情境下角色能够满足他们需求的相信程度，正是某种内部心理过程。更高的组织自尊会带来个体对组织工作更大程度的正面判断，根据计划行为理论，正面判断所反映的行为态度对行为意向产生影响，即是会对离职倾向产生某种影响。当个体在组织中拥有更高组织自尊时，该个体往往更愿意继续待在组织之中，即是拥有更低的离职倾向。为此，本篇文章研究提出以下假设：H1：组织自尊负向影响离职倾向。3.1.2中间作用假设(1)组织自尊与工作满意度工作满意度源自员工主观层面对自身工作的综合评价和整体反应，表现为对工作内容及工作环境的满意或不满意，属于态度层面的内容。心理学层面的态度往往包括认知、情感及行为倾向三个维度。工作满意度这一态度关于组织的认知维度表现为组织判断，情感维度表现为组织忠诚，行为倾向维度表现为组织依赖，而组织自尊体现了个体对组织情境下的自身角色的感知影响，组织在个体认知中扮演了重要角色，这种对自身组织定位的判断反映了员工个体对于组织的某种判断。当个体组织自尊更强时，其对自身组织定位的判断更加积极，反映了其对工作的态度层面认知维度有更正面的判断，这将导致整个态度层面出现上升趋势，即导致更高工作满意度。为此，本篇文章研究提出以下假设：H2：组织自尊正向影响工作满意度。(2)工作满意度与离职倾向离职倾向因其天然具有的行为意向属性，会受到个体行为态度因素的影响。工作满意度所反映出的个体对其工作内容与工作环境的满意或不满意，本质上就是个体对于其工作内容与工作环境的肯定性或否定性判断，其背后即是个体对于继续工作这一行为的喜欢或不喜欢判断，因而工作满意度本质上反映了计划行为理论中的行为态度因素。当工作满意度这一行为态度表现为满意，即对继续工作表示喜欢，对工作内容及环境作出肯定性判断时，个体往往愿意继续其工作而不太可能出现离职的意向；当工作满意度这一行为态度表现为不满意，即对继续工作表示不喜欢，对工作内容及环境作出否定性判断时，个体往往更容易对继续其工作表现出退缩，而更加可能出现离职的意向。由此可见，工作满意度的升高可能会降低离职意愿，即避免离职倾向的出现。为此，本篇文章研究提出以下假设：H3：工作满意度负向影响离职倾向。(3)工作满意度的中介作用工作满意度作为一种态度既受到自身认知维度的影响，又会作为计划行为理论中的行为态度因素对个体行为意向产生影响。当个体拥有更强组织自尊时，其也将拥有对自身组织定位更加正面的评价，这种评价反映了该个体对自身工作的态度层面中的认知维度存在更积极的判断，认知维度的正向发展将带来整个态度层面的上升趋势，即更高工作满意度。而工作满意度从行为态度方面的提高会导致个体行为意向层面出现继续工作的倾向，即更加不可能出现离职的意向，也即避免了离职倾向的出现。由此可见组织自尊、工作满意度及离职倾向三者之间存在明显的线性因果关系。为此，本篇文章研究提出以下假设：H4：工作满意度在组织自尊与离职倾向之间发挥中介作用。3.1.3调节效应假设：职业高原的调节效应职业高原反映的是个体在其职业生涯发展过程中的某种停滞期，该停滞期缺乏晋升机会，且工作缺乏挑战感。职业高原会在组织自尊和离职倾向之间、工作满意度和离职倾向之间发挥作用，强化组织自尊及工作满意度对离职倾向的影响力。当个体在组织中拥有更高组织自尊时，该个体往往更愿意继续待在组织之中，即是拥有更低的离职倾向，而在相同组织自尊条件下，出现职业高原会导致离职倾向的增强；工作满意度的升高可能会导致员工出现高工作意向，即避免离职倾向的出现，而在相同工作满意度条件下，出现职业高原会导致离职倾向增强。为此，本篇文章研究提出以下假设：H5a：职业高原正向调节组织自尊与离职倾向之间的关系。H5b：职业高原正向调节工作满意度与离职倾向之间的关系。3.1.4概念模型总体来说，本篇文章研究尝试解读组织自尊与员工离职倾向之间的影响关系，并引入工作满意度为中介变量、职业高原为调节变量。根据以上内容，本篇文章建立了有调节的中介模型，如图所示：职业高原职业高原离职倾向工作满意度图3-1概念模型图组织自尊3.2研究设计3.2.1问卷的设计为了更加深入地了解本篇文章所探讨的假设结论，研究组织自尊与离职倾向之间的关系，并了解工作满意度的中介作用及职业高原的调节作用，本文研究选择了具有高信度、高效度的成熟问卷为基础，进行了问卷设计。本篇文章研究所使用的问卷主要包括五部分内容：一是研究对象的基本个人信息，二是组织自尊变量的测量，三是工作满意度变量的测量，四是职业高原变量的测量，五是离职倾向变量的测量。基本个人信息部分主要包括性别、年龄、工作年限、所教科目等个人基础性信息；四个变量则分别采用国内外成熟量表进行题项编制。形成问卷后即向中公教育的部分讲师进行了问卷发放与调研。3.2.2变量的定义和测量本篇文章研究的问卷包括五部分，其中基本个人信息选取了性别、年龄、工作年限、收入水平、所教科目，5个作为控制变量；四个变量测量部分采用国内外成熟量表，并以李克特5点量表对题项测量计分，组织自尊、工作满意度两个变量题项均正向计分，离职倾向变量题项均反向计分，职业高原变量部分题项正向计分、部分题项反向计分。具体计分规则将在下文详细阐述。（1）组织自尊本文研究采用了舒睿和梁建（2015）根据Pierce等（1989）的量表进行本土化改编的量表，共包含8个题项，全部为正向计分题项。采用李克特5点量表，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”。得分越高，表明受调研个体反馈拥有越高的组织自尊。测量项目如表所示：表3-1组织自尊测量项目变量编号题项组织自尊A1我在单位里很有地位A2单位很重视我A3单位对我很信任A4在单位里，我是有用的人A5在单位里，我是有价值的人A6在单位里，我是有效率的人A7在单位里，我是重要的人A8我与同事很合拍（2）工作满意度本文研究采用了涂红伟等（2011）自Seashore等（1982）“密歇根组织评价问卷”中提取的工作满意度量表，共包含3个题项，其中B2为反向计分题项。采用李克特5点量表，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”。得分越高，表明受调研个体反馈拥有越高的工作满意度。测量项目如表所示：表3-2工作满意度测量项目变量编号题项工作满意度B1我总体上喜欢在中公教育工作B2我总体上并不喜欢我的工作B3总而言之我对自己的工作感到满意（3）离职倾向本文研究采用了郭彦良等（1990）设计的离职倾向量表，共包含4个题项，全部为正向计分题项。采用李克特5点量表，1代表“完全符合”，5代表“完全不符合”。得分越高，表明受调研个体反馈拥有越高的离职倾向。测量项目如表所示：表3-3离职倾向测量项目变量编号题项离职倾向C1我还没有认真考虑要辞去目前的工作C2我还没有真正详细地计划辞去目前这份工作C3我从没有想要去寻找其他工作C4在未来一年内，我绝不愿意辞去目前这份工作（4）职业高原本文研究采用了Allen等（1999）编制的双维度职业高原量表，共包含12个题项。其中题项D1——D6为层级高原维度，D7——D12为工作内容高原维度，D4、D6——D11为反向计分题项。采用李克特5点量表，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”。得分越高，表明受调研个体所处的职业高原程度越甚。测量项目如表所示：表3-4职业高原测量项目变量编号题项职业高原D1我晋升的可能性是有限的D2我已经到了一个更高无望的位置D3我不可能获得更高职务了D4不久的未来我希望能晋升到更高一级D5晋升的机会受限D6我期望未来频频被提升D7我的工作充满挑战D8我的工作需要不断扩充能力和知识D9工作中我有机会去学习和成长D10我希望不断遇到挑战性工作D11我的工作职责日渐重要D12我的工作任务和活动已经成为例行公事（5）控制变量为了验证实证效果，依据以往学者经验，本篇文章设置有以下5个基本信息项作为控制变量，分别为性别、年龄、工作年限、收入水平与所教科目。员工离职倾向除了受到组织自尊与工作满意度等因素的影响，往往还与员工自身的一些个人因素相关。如年轻教师由于自身年龄优势，再就业能力强而更有可能出现离职倾向等。因此本篇文章所使用的问卷加入了这些表示个人差异化因素的题项，以深化对公务员考试类企业培训讲师群体离职问题的理解。表3-5基本信息测量项目变量编号题项基本信息E1性别E2年龄E3工作年限E4收入水平E5所教科目3.3数据收集本文选取山东省、河南省、江苏省等地中公教育内的部分讲师为调查对象。问卷从2021年5月2日开始发放，截止到2021年5月6日停止发放，共发放220份问卷。剔除掉规律性填写和填写时间过长（或过短）等无效问卷，最终收集到有效问卷数为215份，有效率达96%。

4.数据分析与假设检验4.1描述性统计样本特征统计表为下表所示。从性别分布上看，男性讲师与女性讲师的所占百分比分别为45.58%与54.42%，男女比例基本相当，女性讲师偏多。鉴于调查对象为中公教育的培训讲师，这一目标群体中的女性数量略多于男性，故在研究样本中也有相应体现。从年龄分布上看，近九成的受访对象年龄在35岁以下，而中公教育IPO时期披露的20-30岁员工占比91.41%，本研究的调查相对全面地体现了中公教育的实际年龄结构。从工作年限上看，入职1到5年的样本数量最多，达总受访者的66.51%，而入职1年以内的新员工亦达到10.23%，这可能反映了本文选题时提及的中公教育存在讲师群体短就业时长和高离职率问题。从薪酬水平上看，受访者薪酬水平在月薪酬5000元增长幅度上均匀分布，可能反映了中公教育作为起步较早的老牌公务员考试培训企业，内部员工薪酬管理的有序性。从讲授科目上来看，行测、申论和面试三个科目的讲师最多，这也符合公务员培训行业的市场需求状况。表4-1基本信息变量的描述性统计基本信息类型频数百分比性别男9845.58%女11754.42%年龄25岁以下136.05%26-35岁17882.79%36-45岁209.30%46-55岁41.86%56岁以上00.00%工作年限1年以内2210.23%1-5年14366.51%5-10年4320.00%10年以上73.26%薪酬水平5000-80002411.16%8000-100003013.95%10000-150005224.19%15000-200005023.26%20000以上5927.44%讲授科目行测5726.51%申论4520.93%公基209.30%面试5726.51%其他3616.74%对组织自尊、工作满意度、离职倾向和职业高原四个变量进行取均值初步计算，并进行描述性统计分析，所得具体情况如下表所示。表4-2主要变量的描述性统计变量类型变量名极小值极大值均值标准差自变量组织自尊1.0005.0003.12093.881102因变量离职倾向1.0005.0003.917441.100068中介变量工作满意度1.0005.0002.83256.970422调节变量职业高原1.0005.0002.94147.640981从表中可以观察到：组织自尊的均值约为3.12，说明样本总体组织自尊一般，反映了中公教育内部讲师群体拥有中等程度的组织自尊。离职倾向的均值约为3.92，说明样本总体存在高离职倾向，反映中公教育内部讲师群体确实存在高离职意愿，离职氛围较为浓厚。工作满意度的均值约为2.83，说明样本总体工作满意度偏低，反映了中公教育内部讲师群体可能对自身工作存在不满。职业高原的均值为2.94，说明说明样本总体职业高原中等，但考虑到受访者年龄结构偏年轻，工作年限多在5年以内，中等程度的职业高原仍然一定程度上反映了中公教育内部讲师群体职业发展存在困境。通过对样本的分析，本文还发现一个有趣的现象：在组织自尊变量的量表内部，A1、A2、A3三个题项与A4、A5、A6三个题项分别体现组织地位与自我认知。结果后三个题项的得分均值明显高于前三个题项。具体情况如表4-3所示：表4-3描述统计个案数最小值最大值平均值标准差A1、我在单位里很有地位215152.481.237A2、单位很重视我215152.41.252A3、单位对我很信任215152.641.281A4、在单位里，我是有用的人215153.521.218A5、在单位里，我是有价值的人215153.511.207A6、在单位里，我是有效率的人215153.91.058这说明在中公教育内部，许多员工在组织中并没有很高的组织地位却自认为对组织具有很高的价值和贡献。这反映了相当一部分员工没有对自身的清醒认识，自视过高。这样当然不利于静下心来专心工作和提高工作能力，也不利于个人的成长与工作的完成，不仅浪费了自己的青春年华，也让企业的工作开展无法高效进行。因此本文建议员工可以摆正心态，对自身有一个正确而清醒的认识，踏实做好工作。4.2信效度检验4.2.1信度检验最常见的信度检验方法为克隆巴赫α系数法，通常认为克隆巴赫α系数的检验结果大于0.7则说明信度较好；检验结果介于0.6-0.7之间，则说明信度可接受；检验结果低于0.6，则说明信度不够，要考虑重新编制问卷。对量表进行信度分析，结果如下表所示：表4-3信度检验量表项数克隆巴赫α系数组织自尊8.878工作满意度3.779离职倾向4.876职业高原12.717总量表27.785经过信度检验，四个变量的克隆巴赫α系数均大于0.7，总量表的克隆巴赫α系数也达到0.7，表明各问卷及问卷总体具有较为良好的内部一致性和可靠性。4.2.2效度检验对量表进行因子分析实现效度分析，通过KMO值反映因子分析的效度。在检验中若KMO值高于0.8，则说明效度高；若KMO值介于0.7-0.8之间，则说明效度较好；若KMO值介于0.6-0.7之间，则说明效度可接受；若KMO值低于0.6，则说明效度不够。对量表进行效度分析，结果如下表所示：表4-4效度检验量表项数KOM值近似卡方值dfSig组织自尊8.8481007.88028.000工作满意度3.642107.0263.000离职倾向4.781462.5636.000职业高原12.737709.13066.000总量表27.8152755.166351.000经过效度检验，工作满意度的KOM值介于0.6与0.7之间，达到了可接受效度的标准；组织自尊与总表的KOM值大于0.8，离职倾向与职业高原的KOM值大于0.7，表明组织自尊、离职倾向与职业高原及问卷总体的效度均良好。4.3相关性分析在实证研究中对研究包含的所有变量进行相关性分析，探究不同变量之间可能的关系，有助于进一步对假设进行检验。因此，本研究对包括控制变量中的性别、年龄、工作年限与薪酬水平四个有序变量在内的所有变量进行相关性分析，控制变量中的讲授科目变量本身为无序分类变量，只做描述性统计分析。相关性分析结果如下表所示：表4-5相关性分析性别年龄工作年限薪酬水平A、组织自尊B、工作满意度C、离职倾向D、职业高原性别皮尔逊相关性1-.102-.103-.085-.047.060.206**-.073显著性（双尾）.136.131.216.495.378.002.288个案数215215215215215215215215年龄皮尔逊相关性-.1021.426**.110.093.059-.083.037显著性（双尾）.136.000.108.174.386.225.593个案数215215215215215215215215工作年限皮尔逊相关性-.103.426**1.212**.163*.074-.041.032显著性（双尾）.131.000.002.017.278.553.641个案数215215215215215215215215薪酬水平皮尔逊相关性-.085.110.212**1.161*.097.030.017显著性（双尾）.216.108.002.018.155.659.803个案数215215215215215215215215A、组织自尊皮尔逊相关性-.047.093.163*.161*1.456**-.332**-.417**显著性（双尾）.495.174.017.018.000.000.000个案数215215215215215215215215B、工作满意度皮尔逊相关性.060.059.074.097.456**1-.392**-.448**显著性（双尾）.378.386.278.155.000.000.000个案数215215215215215215215215C、离职倾向皮尔逊相关性.206**-.083-.041.030-.332**-.392**1.316**显著性（双尾）.002.225.553.659.000.000.000个案数215215215215215215215215D、职业高原皮尔逊相关性-.073.037.032.017-.417**-.448**.316**1显著性（双尾）.288.593.641.803.000.000.000个案数215215215215215215215215**.在0.01级别（双尾），相关性显著。*.在0.05级别（双尾），相关性显著。主要变量之间的相关性分析结果显示，中公教育内部员工的组织自尊、工作满意度、离职倾向与职业高原四个变量在0.01级别处存在显著的相关关系，这表明了本文研究中引入的自变量、因变量、中介变量与调节变量之间可能存在相关关系。其中，自变量组织自尊与因变量离职倾向的相关系数为-0.332（p<0.01）故本文假设H1初步得到验证；自变量组织自尊与中介变量工作满意度的相关系数为0.456（p<0.01），中介变量工作满意度与因变量离职倾向的相关系数为-0.392（p<0.01），代表个体员工组织自尊的升高带来工作满意度提升，从而导致离职倾向下降，故本文的H2、H3、H4也得到初步验证。从调节变量职业高原与其他主要变量间的相关性检验结果来看，调节变量职业高原与自变量组织自尊的相关系数为-0.417（p<0.01），调节变量职业高原与因变量离职倾向的相关系数为0.316（p<0.01），调节变量职业高原与中介变量工作满意度的相关系数为-0.448（p<0.01）。加入控制变量之后的相关性检验结果显示，工作满意度、职业高原两个变量与四个基本信息变量均无显著的相关关系，说明个人性别、年龄、工作年限和收入水平并不对其工作满意度和职业高原产生显著影响。令人意外的是，离职倾向变量与性别变量的相关系数为0.206（p<0.01），反映了中公教育内部讲师群体的女性可能表现出强于男性的离职倾向，本文研究猜想这可能与女性面临的职场生存困难以及自身家庭影响大于男性有关，此处有待于日后进一步研究；离职倾向变量与性别以外的三个基本信息变量无显著的相关关系，说明在中公教育中，讲师的个人年龄、工作年限和收入水平并不对其离职倾向产生显著影响。值得注意的是，组织自尊变量与工作年限、薪酬水平两个变量存在0.05级别的显著弱相关关系，相关系数分别为0.163和0.161，这反映了随着工作年限的延长与收入水平的提升，中公教育讲师的组织自尊可能会逐渐出现缓慢提升。4.4假设检验本文通过回归分析进行假设检验。在进行回归分析之前先进行了对样本的多重共线性检验，共线性诊断的回归系数表如下：表4-6多重线性回归模型未标准化系数标准化系数t显著性共线性统计B标准误差Beta容差VIF1(常量)4.687.5778.116.000A、组织自尊-.197.090-.158-2.196.029.7351.360B、工作满意度-.294.083-.259-3.546.000.7121.405D、职业高原.231.123.1351.879.062.7431.347a.因变量：C、离职倾向回归结果显示容差均大于0.2，VIF值均不超过2，说明变量间不存在严重共线性，遂进行各变量之间的回归分析。为深入研究并验证本文提出的猜想，本研究对个体基本信息变量进行控制，并对包括组织自尊、离职倾向等变量在内的核心变量之间的关系进行了有序的probit模型回归分析。4.4.1组织自尊与离职倾向的回归分析将组织自尊与离职倾向进行回归分析，以组织自尊为自变量，离职倾向为因变量，并加入个体员工基本信息为控制变量构建有序probit模型回归模型。回归分析步骤如下：第一步，在只考虑自变量组织自尊与因变量离职倾向二者影响的条件下，以组织自尊为自变量、离职倾向为因变量，构建模型（1），进行第一次回归分析，结果在下表中呈现；第二步，将个体基本信息作为控制变量，在四个控制变量的条件下，验证组织自尊与离职倾向之间的整体关系。以离职倾向为因变量，以个体员工性别、年龄、工作年限、薪酬水平及组织自尊为自变量，构建模型（2），进行第二次回归分析，结果如下表所示：表4-7组织自尊与离职倾向的回归分析变量模型（1）模型（2）离职倾向离职倾向组织自尊-0.415002148-0.424795492性别0.432263936年龄-0.137146488工作年限0.067220467薪酬水平0.0831969810.129N215215R²0.1104877810.159768912第一次回归中，组织自尊与离职倾向呈现负相关（β=-0.415，p<0.01）；第二次回归仍显示组织自尊与离职倾向呈现负相关（β=-0.425，p<0.01）。综上，本文提出的假设H1成立，即组织自尊负向影响离职倾向。此处结论提示中公教育应该通过重视培训讲师的组织自尊建设，提高讲师群体的组织自尊来防止员工离职，留住优质讲师。其他众多学者及本文研究分别在绩效和员工自愿离职两个领域表明员工组织自尊的重要性，这无疑提醒了企业应该重视员工的组织自尊。一方面，应当对内部员工进行鼓励和培养，帮助员工们提升组织自尊，从而提高员工团队的整体组织自尊水平；另一方面，在对员工进行晋升和投入资源时，也应该优先选择高组织自尊的员工，这可以保证企业员工投入的最大收益。通过以上两个方面，企业将建立一支拥有高组织自尊的员工团队，在提高工作绩效的同时，也能够有效降低离职率，保证企业的工作高质量、可持续地完成。4.4.2组织自尊与工作满意度的回归分析将组织自尊与工作满意度进行回归分析，操作同5.4.1，得到的结果如下表所示：表4-8组织自尊与工作满意度的回归分析变量模型（3）模型（4）工作满意度工作满意度组织自尊0.5024675790.5003490456.0994E-077.13435E-17性别0.1670890920.165955821年龄0.0537333350.699659029工作年限-0.0128496630.903098414薪酬水平0.0221857580.633573176N215215R²0.2081363740.21611834第一次回归中，组织自尊与工作满意度呈现正相关（β=0.502，p<0.01）；第二次回归仍显示组织自尊与离职倾向呈现正相关（β=0.500，p<0.01）。综上，本文提出的假设H2成立，即组织自尊正向影响工作满意度。联系前文，中公教育内部超过七成的讲师月收入水平在万元以上，而工作满意度却处于低水平。如此高薪之下仍然偏低的工作满意度或许说明了想要解决中公教育讲师工作满意度低的问题更应该从精神层面而非物质层面寻找思路。此处组织自尊正向影响工作满意度的结论则提示中公教育可以通过重视培训讲师的组织自尊建设，提高讲师群体的组织自尊来解决讲师工作满意度低的问题。4.4.3工作满意度与离职倾向的回归分析将组织自尊与工作满意度进行回归分析，操作同5.4.1，得到的结果如下表所示：表4-9工作满意度与离职倾向的回归分析变量模型（5）模型（6）离职倾向离职倾向工作满意度-0.44396932-0.468160872.70579E-092.12211E-10性别0.5173719430.000199136年龄-0.1206138160.445277114工作年限0.028908750.808073319薪酬水平0.0769665450.143656709N215215R²0.153386660.216443881第一次回归中，工作满意度与离职倾向呈现负相关（β=-0.444，p<0.01）；第二次回归仍显示工作满意度与离职倾向呈现负相关（β=-0.468，p<0.01）。综上，本文提出的假设H3成立，即工作满意度负向影响离职倾向。以上结论再次论证了工作满意度是影响离职倾向的关键因素，提高员工的工作满意度是避免员工自愿离职的关键。可见中公教育解决员工离职问题，仍应该从提高讲师群体的工作满意度入手开展工作。在本次研究中，中公教育讲师群体工作满意度偏低的问题十分突出，在对讲师群体进行调研，收集关于最令其感到不满的因素时，“领导”、“善良”、“形式主义”等词汇出现的频率很高，可见在这家企业中影响不同员工工作满意度的因素很可能是有共性的，在优质讲师离职问题严重的当下，中公教育应该尝试去听取讲师的问题，回应讲师的关切以提高工作满意度，这样才能高效解决离职问题。4.4.4员工工作满意度的中介作用分析在组织自尊与离职倾向、组织自尊与工作满意度、工作满意度与离职倾向三个效之外，本文研究亦检验工作满意度是否在组织自尊与离职倾向之间起到中介作用。由Baron等（1986）测试中介效应的研究可知，作为中介的因素应当满足以下要求：（1）自变量能对因变量起到显著影响；（2）自变量能对中介变量起到显著影响；（3）当自变量与中介变量一起引入回归模型时，中介变量的影响显著，自变量的影响显著性下降或消失。结合上文，自变量组织自尊对因变量离职倾向有显著影响（β=-0.332，p<0.01），满足条件（1）；组织自尊与工作满意度有显著影响（β=0.456，p<0.01）；满足条件（2）。为验证条件（3），将组织自尊与工作满意度同时放入回归模型，回归分析结果如下：表4-10员工工作满意度的中介作用分析模型系数βt显著性1(常量)5.212634619.925805971.45E-50组织自尊-0.415002-5.143644796.099E-072(常量)5.647046620.881913142.422E-53组织自尊-0.242367-2.783066960.0058711工作满意度-0.343574-4.345137362.159E-05结果显示，当自变量组织自尊与中介变量工作满意度同时引入回归模型时，自变量系数β的绝对值由0.415，下降至0.242，自变量影响力下降；自变量p值出现升高，显著性下降，但仍然显著。满足条件（3），表明工作满意度在组织自尊与离职倾向之间起到部分中介作用。综上，本文提出的假设H4成立，即工作满意度在组织自尊与离职倾向之间发挥部分中介作用。由此可见，已证明的中公教育内部讲师群体离职倾向的原因有组织自尊和工作满意度，而工作满意度在组织自尊和离职倾向之间起到部分中介作用。为了解决讲师离职问题，中公教育可以从组织自尊和工作满意度两方面入手，培养讲师群体的组织自尊、解决讲师群体的精神需求提高工作满意度。4.4.5调节作用分析（1）职业高原对组织自尊与离职倾向之间的关系调节作用检验本文为验证调节作用构建3个模型，模型1中包括自变量组织自尊，以及性别,年龄,工作年限,薪酬水平等4个控制变量；模型2在模型1的基础上加入调节变量职业高原，模型3在模型2的基础上加入交互项自变量与调节变量的乘积项。调节作用检验结果如下：表4-11职业高原对组织自尊与离职倾向之间的关系调节作用检验 模型1模型2模型3常数3.104**3.183**3.239**-6.912-7.252-7.487性别0.432**0.472**0.430**-3.064-3.418-3.138年龄-0.137-0.156-0.116(-0.840)(-0.976)(-0.738)工作年限0.0670.040.014-0.543-0.328-0.12薪酬水平0.0830.0710.085-1.525-1.326-1.614组织自尊-0.425**-0.295**-0.361**(-5.246)(-3.357)(-4.024)职业高原0.401**0.393**-3.391-3.374组织自尊*职业高原0.285**-2.741N215215215R²0.160.2040.232调整R²0.140.1810.206F值F

(5,209)=7.948,p=0.000F

(6,208)=8.873,p=0.000F

(7,207)=8.917,p=0.000△R²0.160.0440.028△F值F

(5,209)=7.948,p=0.000F

(1,208)=11.499,p=0.001F

(1,207)=7.515,p=0.007因变量：离职倾向*p<0.05；**p<0.01；括号里面为t值从上表格可知，组织自尊与职业高原的交互项呈现出显著性(t=2.741,p=0.007<0.05)。意味着组织自尊对于离职倾向影响时，调节变量(职业高原)在不同水平时，影响幅度具有显著性差异，具体可通过接下来的简单斜率图进行查看。表4-12简单斜率分析 调节变量水平回归系数标准误tp95%CI平均值-0.3610.09-4.0240-0.538-0.185高水平（+1SD）-0.1790.096-1.8550.065-0.3670.01低水平（-1SD）-0.5440.126-4.3360-0.79-0.298图4-1简单斜率图根据斜率分析，随着职业高原水平的升高，组织自尊与离职倾向关系斜率升高，反映了职业高原对组织自尊与离职倾向关系的调节作用为正向，综上，本文提出的假设H5a成立，即职业高原正向调节组织自尊与离职倾向之间的关系。（2）职业高原对工作满意度与离职倾向之间的关系调节作用检验本文为验证调节作用构建3个模型，采用与（1）中相同的操作对职业高原对工作满意度与离职倾向之间的关系调节作用进行检验。调节作用检验结果如下：表4-13职业高原对工作满意度与离职倾向之间的关系调节作用检验模型3模型4模型5常数3.043**3.107**3.144**-7.018-7.269-7.362性别0.517**0.531**0.520**-3.787-3.948-3.866年龄-0.121-0.138-0.139(-0.765)(-0.889)(-0.895)工作年限0.0290.0170.023-0.243-0.149-0.196薪酬水平0.0770.070.072-1.468-1.348-1.388组织自尊-0.468**-0.371**-0.366**(-6.680)(-4.800)(-4.744)职业高原0.322**0.357**-2.771-3.015组织自尊*职业高原0.132-1.44N215215215R²0.2160.2440.252调整R²0.1980.2230.227F值F

(5,209)=11.547,p=0.000F

(6,208)=11.209,p=0.000F

(7,207)=9.954,p=0.000△R²0.2160.0280.007△F值F

(5,209)=11.547,p=0.000F

(1,208)=7.678,p=0.006F

(1,207)=2.074,p=0.151因变量：离职倾向*p<0.05；**p<0.01；括号里面为t值从上表格可知，工作满意度与职业高原的交互项并不会呈现出显著性(t=1.440,p=0.151>0.05)，以及从模型3可知，X对于Y产生影响关系，意味着工作满意度对于离职倾向影响时，调节变量(职业高原)在不同水平时，影响幅度保持一致。因而假设H5b，即职业高原正向调节工作满意度与离职倾向之间的关系，没有通过检验，被排除。综合以上分析，职业高原对组织自尊与离职倾向之间的关系的强化作用应该引起企业，尤其是中公教育这样的，员工会过早出现职业高原现象的企业的重视。采取措施避免员工的职业生涯发展进入职业高原，不仅是为了防止离职倾向加强，更是为了激发员工的工作活力，让员工工作更高效，也使得企业内部形成积极向上的氛围。而对于中公教育而言，防止职业高原的措施正应该体现在职业高原的两个维度上的：一方面，中公教育要完善和畅通内部的晋升机制，保证中低层讲师能拥有正常而能起到激励作用的晋升渠道；另一方面，中公教育也要重视工作内容维度的职业高原，根据具体讲师的个人特点和能力合理安排工作。4.5研究结果经过以上数据分析，前文根据学者研究总结和梳理并根据现状而提出的假设，均通过实证研究进行了验证，先将结论信息简化如下：表4-14研究结果假设内容结果H1组织自尊负向影响离职倾向支持H2组织自尊正向影响工作满意度支持H3工作满意度负向影响离职倾向支持H4工作满意度在组织自尊与离职倾向之间发挥中介作用部分中介H5a职业高原正向调节组织自尊与离职倾向之间的关系支持H5b职业高原正向调节工作满意度与离职倾向之间的关系排除

5.结论与展望5.1结论本文研究的主要的内容在于探究组织自尊对离职倾向的影响机制，以计划行为理论为基础提出了工作满意度在组织自尊与离职倾向之间的中介作用，并探究了职业高原在组织自尊与离职倾向、工作满意度与离职倾向关系之间的调节作用。通过实证研究，本文得出以下结论：5.1.1组织自尊负向影响离职倾向其他学者对组织自尊的研究多集中于组织自尊对员工绩效提升的正向影响，本文研究从一个新的角度让我们认识到了组织自尊——离职倾向。组织自尊的提升体现了员工对自己在组织情境下的自我评价的提升，这些高组织自尊的员工不仅能带来更高的绩效，令人激动的是，他们也更倾向于在自己现有的工作上发光发热。较于低组织自尊的员工，那些高组织自尊的员工毫无疑问是企业的重要财富，他们不仅能为企业带来更高的效益，而且离职的倾向更低，也就是可以更加持续地完成工作。5.1.2工作满意度在组织自尊与离职倾向之间起到部分中介作用研究结果显示，工作满意度会在组织自尊与离职倾向之间起到部分中介作用。组织中的个体对自身在组织中的角色满足需求程度有积极评价时，他们会相信自己在工作中是重要的、有价值的。人们获得成就感时，其对自己的工作往往感到更加满意。而一份令人满意的工作对工作者存在吸引，人们往往不愿意放弃一份令自己感到满意的工作，因而会缺乏离职的意向，也即降低离职倾向。组织自尊对离职倾向的影响需要通过工作满意度来实现，其他众多学者及本文研究都表明，工作满意度是影响离职倾向的关键因素，提高员工的工作满意度是避免员工自愿离职的关键。5.1.3职业高原会强化组织自尊与离职倾向之间的关系职业高原对组织自尊与离职倾向之间的关系的强化作用值得我们注意。当员工越处于职业高原时，其因组织自尊不高而出现离职倾向的可能性就越大。职业生涯发展出现了职业高原问题时，员工对自身工作的晋升机会和挑战感都表现出反面认知，其继续开展原本的工作的意愿本就容易下降，此时如若再缺乏正面组织视角下的自我评价，其选择离职的可能性也将提升。5.2展望5.2.1研究局限本文研究在以下方面仍然存在局限与不足之处：样本数据来源及容量存在局限性。受到个人能力与时间的限制，研究只由自己考公认识的老师通过“问卷星”网络问卷的形式邀请其同事、朋友填写问卷来获取数据。样本数据来源很大程度上受到老师个人条件的限制，只能获取到山东省、河南省、江苏省等地的部分讲师的一手数据。样本数据的来源受到限制的同时，样本数据的容量也有限，本文研究最终只回收到215份有效问卷。鉴于样本数据在来源与容量上的局限性，本文的研究结论未必具有普适性。研究对象存在局限性。本文研究以中公教育为研究对象，在探索离职问题时，将研究对象局限于中公教育现阶段仍然在职的讲师群体，尽管这有利于从离职倾向的角度理解组织视角下的离职问题，但以倾向代替行为进行研究，仍然可能与真正的离职原因存在一定距离。或许在开展研究时也加入已经从中公教育离职的讲师群体，更有利于理解离职问题。模型设计可能存在不严谨性。本篇文章在某型构建过程中只参考了计划行为理论，根据行为意向的影响因素设计了研究模型。该模型设计过程一方面并未涉及计划行为理论中行为意向与个体行为之间的关系；另一方面对研究态度与行为的其他学术理论成果没有足够的学习和参考。这导致设计出来的模型可能存在未考虑到的因素。5.2.2展望鉴于本文研究所存在的局限与不足之处，未来将在以下几个方面做出改进以使得研究更加完善、科学。扩大样本调查范围。未来的研究一方面将考虑进一步扩大研究对象的范围，对不同地区、不同培训企业、更大范围的讲师群体进行调研以获取更大容量的数据，以追求更高的科学性与普适性；另一方面也将考虑对已离职的讲师群体进行调查研究，以发现更符合现实情况的离职原因。深入学习相关理论知识，探索更加科学严谨的研究模型。未来将继续深入学习行为学理论，深化研究的深度，探索更多影响离职现象的变量，并进一步完善研究模型，使研究更加全面、科学。参考文献[1]JonL.Pierceetal.Organization-BasedSelf-Esteem:ConstructDefinition,Measurement,andValidation[J].TheAcademyofManagementJournal,1989,32(3):622-648.[2]GardnerDG,PierceJL.Self-esteemandself-efficacywithintheorganizationcontext[J].Group&OrganizationManage-ment,1998,23(1):48-70.[3]郭灵珊.个别协议对员工创新行为的影响——组织自尊的中介作用[J].经济研究导刊,2017(04):126-127.[4]彭金霞.真实型领导对员工建言行为的影响研究——组织自尊的中介作用[J].中国商论,2017(12):75-77.[5]舒睿,梁建.基于自我概念的伦理领导与员工工作结果研究[J].管理学报,2015,12(07):1012-1020.[6]HoppockR..Jobsatisfactionofpsychologists.[J].JournalofAppliedPsychology,1937,21(3).[7]SchafferRobertH..Jobsatisfactionasrelatedtoneedsatisfactioninwork.[J].PsychologicalMonographs:GeneralandApplied,1953,67(14).[8]AlexanderNewman,AbdullahZ.Sheikh.Organizationalrewardsandemployeecommitment:aChinesestudy[J].JournalofManagerialPsychology,2012,27(1).[9]徐联仓.组织行为学在中国之发展与领导行为研究[J].心理学报,1986(04):343-348.[10]王志刚,蒋慧明.关于中国员工个体特征对其公司满意度影响的实证研究[J].南开管理评论,2004(01):101-106.[11]兰玉杰,张晨露.新生代员工工作满意度与离职倾向关系研究[J].经济管理,2013,35(09):81-88.[12]李宪印,杨博旭,姜丽萍,左文超,张宝芳.职业生涯早期员工的工作满意度、组织承诺与离职倾向关系研究[J].中国软科学,2018(01):163-170.[13]张昊民,姜壮,白冰峰.组织政治氛围对员工离职倾向的影响：有调节的中介模型[J].上海管理科学,2021,43(02):60-66.[14]凌文辁,方俐洛,符益群.企业员工离职影响因素及调节因素探讨[J].湘潭