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        通过对本科毕业生进行问卷调查，对收集的数据统计分析，可评价本科生的就业满意度。研究结果表明：本科毕业生的就业满意度比较低；本科生的就业满意度主要由人职契合、工作回报构成；人职契合、工作回报对就业满意度有正向预测作用，且提高人职契合的满意度更能提高就业满意度。

　　一、引言

　　大学毕业生就业满意度是大学毕业生对找到的工作的满意程度，是大学毕业生对即将就业或正在就业的单位产生的积极或消极心理反应。研究大学毕业生的就业满意度有着重要的理论和现实意义，因为大学毕业生就业满意度是毕业生的就业质量的重要组成部分，研究就业满意度可以评估学校教学、就业指导效果，对促进大学生就业、破解就业难题有积极意义；而对企业来说，提高毕业生的就业满意度，有利于降低离职倾向。因此，不少学者对就业满意度进行探讨与研究，这些文献主要从以下两方面进行研究：一是就业满意度构成因素研究。这方面的研究通过因素分析得出满意度的构成，如杨容等的6因素[2]结构、范宇莹等的4因素结构、吴亚娟的3因素结构。二是影响满意度因素研究。较有代表性的研究有从学生个人内在因素对就业满意度的影响去研究，如符合学生个人兴趣、专业对口、发展机会、就业企望对就业满意度的影响，不同的学业情况、求职情况、就业基本情况对就业满意度产生的的影响；从学生外在因素对就业满意度的影响去研究，如有效人力资本投入、社会支持对就业满意度产生的影响，不同的学历层次和大学类型对满意度有显著的影响。但是这研究抽样大多是已找到工作但还没有走上工作岗位的毕业生，本研究将选择已经走上工作岗位的本科毕业生作为研究对象，实证分析就业满意度。

　　二、研究方法

　　（一）研究思路

　　采用调查问卷的形式，评价、分析大学生就业后的满意度状况。

　　（二）抽样

　　采取随机抽样的方法，以走上工作岗位的本科生为研究对象，于2012年6月底对A校已找到就业单位的本科毕业生发放问卷200份。收回问卷194份，其中有效问卷178份，有效回收率达到89%。抽样的本科毕业生中，男生94人，女生84人；文史类22人，理工类43人，经济及管理类87人，体育及艺术类26人。

　　（三）研究变量选择

　　根据现有的文献，[2-5]选取工作薪酬、工作能促进个人的发展、工作场所的物理环境、工作的人际关系、工作符合个人兴趣爱好、工作能使人学以致用、工作满意度作为毕业生的满意度测定的指标，这些指标综合性强，大体上反映了大学毕业生对就业的满意感，是测定大学毕业生满意度的有效指标。采用Likert
5点评分法作为被试对工作满意度的评定标准，1表示“非党满意”，2表示“满意”，3表示“一般”，4表示“不满意”，5表示“非常不满意”。

　　本研究利用Spss17.0统计软件对问卷的收集的数据进行统计分析。

　　（四）关于是否就业的界定

　　按目前大学毕业生的就业统计，在连续的一定时间内，有固定的工作岗位，并获得工资报酬的可以判定为就业。本研究中如果满足以下条件则认定为就业：在单位连续工作一个月以上，获得工资报酬，并在未来3个月不准备辞职。

　　三、研究结果

　　（一）本科毕业生就业满意度基本特征

　　为了方便统计，本研究把“非常满意”、“满意”划分为满意一类，把“一般”划分为一类、“不满意”、“非常不满意”划分为不满意一类，对满意度各项指标进行频率及平均值分析，结果。

　　从表一可知，满意度的各项指标中，满意的比例在9.5%至13.5%之间，不满意的比例在44.4%至59.6%之间。其中，“工作能促进个人的发展”、“工作场所的物理环境”、“工作的人际关系”、“工作符合个人的兴趣爱好”、

“工作满意度”认为不满意的超过50%，尤其接近60%学生对“工作的人际关系”感到不满意。各指标频率分析表明，大学生对就业持“满意”比例非常低，大部分的毕业生对自己目前就业的工作感到不满意。

　　从得分的均值可知，各就业满意度指标得分均值在2.34至2.57之间，标准差在0.882至0.998之间。得分均值都低于平均水平3（Likert 5点评分法），这表明大学生对就业的满意度水平比较低。

　　（二）本科毕业生就业满意度的因子分析

　　本研究采用因素分析方法对178份问卷进行降维分析。首先进行采样充足度（KMO）及Bartlett球形检验。检验的结果是KMO值为0.793，卡方值为299.886，P值为0.000，小于显著性水平0.001。结果表明非常适宜因素分析。运用主成分分析法提取因素，用最大四次方值法正交旋转，提取特征值在于1的公因子，得到两个因子：因子1包括“工作物理环境满意度”、“人际关系满意度”、“工作符合个人兴趣满意度”、“能学以致用满意度”，解释方差是49.133%；因子2包括“薪酬满意度”、“促进个人发展满意度”，解释方差是17.859%。2
个因子在总体上解释了66.992%的变异。另外，共同度处于0.590至0.778之间。

　　再用同质信度法对问卷进行信度检验。结果显示因子1的Cronbach系数为0.773，因子2的Cronbach系数为0.669，说明2 个因子同质信度达到0.60以上，问卷的信度是可以接受的。

　　因此，2个因子结构稳定，含义比较明确。因子1反映的是毕业生就业的人与工作及工作岗位的匹配，在此命名为“人职契合”；因子2反映的是毕业生对工作回报的满意度，在此命名为“工作回报”。

  　　因素分析的结果表明：人职契合、工作回报是本科毕生就业满意度的主要构成。

　　（三）本科毕业生就业满意度的回归分析

　　为了研究人职契合、工作回报两个因子对就业满意度影响程度，采用最小二乘法（OLS）进行线性回归分析，回归的方程为：Y=α+■βiXj，其中，因变量Y表示总体满意度（总体满意度以“总的来说我对这份工作感到满意”为基准），自变量Xj表示影响总体满意度的各种因素，表示自变量对总体满意度的边际影响。

　　依据前文的因素分析，用因子得分系数矩阵计算2个因子的得分：

　　人职契合=-0.163×薪酬满意度+0.031×促进个人发展满意度+0.220×工作物理环境满意度+0.296×人际关系满意度+0.373×工作符合个人兴趣满意度+0.420×能学以致用满意度。

　　工作回报=0.664×薪酬满意度+0.460×促进个人发展满意度+0.144×工作物理环境满意度+0.016×人际关系满意度-0.209×工作符合个人兴趣满意度-0.277×能学以致用满意度。

　　把“人职契合”、“

工作回报”两个因子作为解释变量，强制进入（Enter）模型分析，发现回归模型调整后的R值达0.410，说明回归方程拟合度较高；在总体显著性检验中，F统计量为62.582，对应的平P值达到0.001，表明在0.001的显著性水平下通过F检验。因此，本回归模型整体是显著的，有较强的解释力。回归结果见表二。经多重共线性诊断，进入模型的两个变量容忍度很大（容忍度为1），方差膨胀因子很小（VIF值为1），说明模型不存在多重共线性。

　　从线性回归结果可知，人职契合满意度、工作回报满意度的回归系数显著性检验p值均小于0.01，

人职契合满意度、工作回报满意度与被解释变量总的工作满意度的线性关系显著，且回归系数均为正值，表明大学毕业生的人职契合满意度、工作回报满意度对总体就业满意度有着显著的正向预测作用。

　　再进一步比较模型的回归系数，人职契合回归系数为0.685，工作回报回归系数为0.173， 人职契合比工作回报高出0.512，即同样增加一个单位满意度，人职契合满意对工作总满意度的边际贡献比工作回报满意的边际贡献高出0.512个单位。

　　四、讨论与结论

　　（一）本科毕业生的就业满意度水平比较低

　　从前面的研究结果来看，测定就业满意各项指标，“满意”的比例在10%左右，各指标得分的均值低于3的平均水平。 这对本科生的职业发展教育、就业质量的提高带来严峻的挑战；学生的离职倾向加剧，给工作单位的人力资源管理带来负面的影响。

　　（二）本科毕业生的就业满意度主要体现在人职契合、工作回报两方面

　　与以往的研究相比较，本科毕业生的满意度缩减为两个构成因素，更符合学生实际，特别是分离出的“人职契合”满意度因素是以前没有提出过的。这表明应该促进大学生更注重学习与实际结合，专业教育应该更贴近工作实际，这样才能提高大学生的就业竞争力，做到人与职业的匹配，有助于提高就业满意度。

　　（三）人职契合、工作回报对工作总的满意度有正向预测作用，提高人职契合的满意度更能提高就业总体满意度

　　在回归分析中，人职契合、工作回报对就业满意度有正向预测作用，对于就业满意度提高，人职契合比工作回报有更大的边际贡献，说明人职契合比工作回报更能提高本科生的就业满意度。这可以为学生的专业学习、职业发展教育以及企业人力资源管理提供了参考依据。

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