组织环境、心理授权与组织承诺：基于高校教师个体评价的实证分析

王 瑞 文， 刘 金 兰

（1.天津大学 管理与经济学部，天津300072；2.天津商业大学 公共管理学院，天津300134）

我国高等教育进入大众化发展阶段以后，高校教师规模迅速扩张。随着高等教育体制的改革，教师的社会角色逐渐多样化。由于高校教师特殊的职业属性，其知识型的身份特质和高自主性的职业特征降低了对组织的归属感，教师的流动性也在加大。组织承诺（organizational commitment）是指个人对特定组织的认同和参与的相对程度［1］，它是衡量教师是否对学校忠诚的重要指标。组织承诺高的教师会将实现个人发展与高校目标结合起来，全身心投入到工作中；组织承诺低则会影响教师工作积极性，降低工作绩效，甚至造成人员的流失。因此，教师组织承诺应该作为高校教师管理的深层次问题进行探究。在影响教师组织承诺的诸多因素中，高校环境对教师择业、择校的影响越来越突出，高校环境如何影响教师组织承诺是本文要研究的问题。心理授权（psychological empowerment）是从心理学的视角研究员工心理感知到的被授权的一种心理状态，是个体体验到的心理状态或认知的综合体［2］。高校教师对心理授权的感知程度可以反映教师对工作意义的判断和自我认定的工作能力的高低、工作自主性以及工作影响力的大小。心理授权中介作用的研究近些年也得到了证实，尤其是对工作态度、工作行为的影响研究较多，但针对高校教师心理授权的中介作用的研究并没有展开，尤其是将心理授权作为中介变量进行高校组织环境和教师组织承诺的关系的研究也未见刊出。因此，本文试图从心理学视角，通过高校教师对所在高校环境的评价和自我评价探讨教师自我感知的工作状态、工作忠诚等问题，希望能够有助于高校教师管理实践。

一、理论分析和研究假设

1.教师组织承诺

组织承诺从20世纪六七十年代开始就得到了社会学和管理学研究的关注。最早研究组织中员工承诺行为的是Becker，他从成本权衡的角度把组织承诺看成是员工随着对组织投入的增加而不愿意离开该组织，是一种被动地留在组织中的心理现象［3］。随后的研究从感情取向角度对组织承诺进行了新的解释，Kanter认为组织承诺是个人对组织奉献的程度和对组织忠诚的程度［4］；Porter、Steers和 Mowday将组织承诺定义为个体对组织的投入与认同程度［5］，这一定义被多数研究者使用；另有Marsh和Manari认为员工从伦理道德规范上接受对组织的承诺而留在组织中［6］。以上两类承诺都是员工积极主动地对组织做出的正向承诺，无论是出于对职业道德的遵守，或对所在组织目标的认同及感情的归属，都是一种主动承诺的表现。

通过对组织承诺内涵及分类的梳理，本文将高校教师组织承诺分为两个维度进行研究：一是包含感情取向和道德规范定义的主动承诺维度；二是基于成本权衡角度而产生的被动承诺。主动承诺强调教师在职业选择中认同教师的职业道德规范，高校作为教师实现其职业理想的载体，使教师愿意主动参与到学校的活动中，并使其对学校忠诚。被动承诺则是教师消极的、负向的、基于利益权衡的承诺，一种是考虑自身不具备离职的能力而不得不留在学校，另一种是考虑一旦离开高校会带来各种不利，包括经济上的损失和多年对学校投入的成本损失等，因此被动承诺是教师比较隐蔽的、受到各种条件制约的一种心理承诺状态。

2.高校组织环境及其对教师组织承诺的影响

（1）高校组织环境

基于研究目的的不同，对组织环境的研究文献主要集中于两类：一类是侧重组织外部环境与组织战略关系的研究［7］；另一类是侧重组织内部环境对员工创新行为或绩效的影响研究［8］。组织的外部环境包括的因素主要有政治、经济、技术、社会等，还可以包括法律、人口、文化、资源等。具体到高校的外部环境包括政策的支持、资金的支持、社会的认可程度、是否具有充足的生源、是否具有区域和地域的优势等。组织的内部环境包括物理环境、心理环境、文化环境等。高校的物理环境主要指学校工作的具体硬件环境，比如校园环境、工作场所、科研仪器设备条件等；心理环境主要指教师感受到的组织氛围，如组织内部的人际关系、师生关系等；文化环境包括制度文化和精神文化，如高校的组织结构、管理职能和规章制度以及高校的办学理念、管理理念和精神风貌等。因此，组织环境的概念与外部环境、结构环境、组织文化和组织氛围等有重要的相似性。广义的组织环境的概念可以包括以上这些元素，并全面反映了这些元素的结合，可以认为是一个整体的高层次的组织属性。

（2）组织环境对组织承诺的影响

现有文献关于组织承诺的前因变量的探讨比较详细，Steers考察了个体特征、工作特征及组织特征对组织承诺的影响［9］，其他学者在组织支持、组织公平等与组织承诺的关系方面开展了研究。本文总结了属于组织环境特征的各类元素，将其反映到组织成员个体对组织环境的主观认识和评价中，研究是否存在对组织承诺的影响。针对高校教师群体，其感受到的高校组织环境与组织承诺之间是否具有相关关系，其影响程度有多大将是本文研究的重点。据此，提出以下两个基本假设：

H1：高校环境与教师主动组织承诺具有相关关系。

H2：高校环境与教师被动组织承诺具有相关关系。

（3）心理授权的中介作用

将心理授权作为变量的研究主要包括将其作为结果变量、前因变量或中介变量的研究。近年来我国学者强调了在中国背景下心理授权的中介作用，陈永霞、贾良定、李超平等人证明了中国情景下变革型领导与员工组织承诺是正向相关关系，心理授权在两者间起完全中介作用［10］；王国猛等人研究认为，团队心理授权在团队信任与团队水平组织公民行为之间具有部分中介作用［11］；刘云，石金涛研究了心理授权在组织创新气氛对员工创新行为的影响过程中的中介作用［12］；针对特定群体的心理授权的中介作用也在陆续开展，比如徐细雄等人针对农民工心理授权在组织支持契合与雇员组织承诺之间的中介作用进行研究，建立了一个新生代农民工雇佣关系管理的理论框架［13］。可见，国内对心理授权中介作用的研究已向组织情景和个体类型深化，这也成为本文将研究心理授权的主体限定为高校教师的理论依据。现有的研究已经证明心理授权在工作场所中的媒介作用，从理论上判断心理授权会成为组织环境对个体工作态度和行为影响的必然条件，心理授权成为联结组织环境与员工行为的媒介。当高校教教师肯定所在高校良好的内外部环境时，可以感知到工作的意义、有充分的自主性、相信自己具备工作能力和影响力等，作为对学校的回报，会给学校更高的组织承诺。基于以上分析，本文提出以下假设：

H3：高校环境与教师心理授权具有相关关系。

H4：教师心理授权与主动承诺具有相关关系。

H5：教师心理授权与被动承诺具有相关关系。

H6：教师心理授权在高校组织环境与教师主动承诺之间起中介作用。

H7：教师心理授权在高校组织环境与教师被动承诺之间起中介作用。

二、样本及变量的测量

1.样本

问卷调查分为两个阶段进行，第一阶段的预测试用于修订问卷，第二阶段为正式调查。正式调查以天津市9所高等学校教师为调查对象，发放问卷1100份，经过废卷处理，将空白过多、反应倾向过于明显的问卷剔除，最后得到有效问卷756份。其中，男性377人，占49.9%；女性379人，占50.1%。年龄在30岁以下的109人，占14.4%；31～40岁的395人，占52.2%；41～50岁175人，占23.1%；51岁以上77人，占10.2%。教育程度在本科及以下71人，占9.4%；硕士385人，占50.9%；博士及以上300人，占39.7%。具有助教职称61人，占8.1%；讲师384人，占50.8%；副教授234人，占31.0%；教授77人，占10.2%。教龄5年以下230人，占30.4%；6年～15年377人，占49.8%；15年以上149人，占19.7%。样本的人口特征分布合理，调查对象具有良好的代表性。

2.变量的测量

为进行组织环境、心理授权和组织承诺这3个变量概念的测量，本文把756个正式调查样本数据均分成两部分。第一部分378个样本数据用于探索性因子分析，第二部分378个样本数据用于验证性因子分析，总体756个样本用于研究假设模型的验证。

（1）组织环境的测量

现有的与组织环境相关的测量量表比较多，比如组织创新气氛、组织气候、心理氛围等，但都是基于研究者研究内容的需要侧重于测量组织环境的某个方面。本文结合现有的组织环境相关量表进行整理，设定了包含组织社会环境、精神文化环境、结构环境和组织气氛等方面的6个题项对组织环境进行预调查，向研究者本人所在高校发放问卷100份，进行探索性因子分析，同时邀请5名人力资源管理和组织理论研究人员对问卷题项进行讨论，形成了能够反映高校组织环境的4个题项的量表。在本研究中，问卷中各概念的测量均以李克特5分等级量表由教师进行打分，1～5分别为“非常不符合”、“比较不符合”、“基本符合”、“比较符合”及“非常符合”。

利用SPSS软件对第一部分数据进行检验，内部一致性系数为0.853。整体数据的KMO值为0.806，说明题项变量间适合进行因子分析。对该量表4个题项的反映像相关矩阵的分析显示，各题项的MSA（measures of sampling adequacy，取样合适性测度）分别为0.828、0.794、0.773、0.855，说明该量表的4个题项都适合进行因子分析。总体Bartlett球形检验卡方值为682.056（df=6，p＜0.01），根据碎石图和因子特征根值，对该变量采取一因子模型，可解释总方差的69.646%，如表1所示。

表1 高校组织环境的探索性因子分析结果

利用Lisrel对第二部分数据进行高校组织环境的验证性因子分析，结果如下：Chi-Square=2.660，df=2，P-value=0.265，RMSEA=0.030，RMR=0.015，GFI=1.00，NFI=0.99，CFI=1.00，NNFI=1.00，IFI=1.00。结果表明，高校组织环境的一因子结构能够很好地拟合样本数据。

（2）心理授权的测量

心理授权的测量采用Spreitzer编制的4因子12个题项的量表［14］，该量表包括工作意义、自我效能、自主性和影响力4个维度。本文是以高校教师为研究对象，由于教师职业的特殊性，对量表内容进行了部分改动，使其更适合高校教师职业特征。用第一部分数据进行了探索性因子分析，总体12个变量的内部一致性系数为0.886。整体数据的KMO值为0.852，该量表12个题项的MSA在0.790～0.920之间，适合进行因子分析。总体Bartlett值为3273.439（df=66，p＜0.01），并且12个题项间均在0.01上显著相关。根据碎石图和因子特征根值，提取的四因子可解释总方差的82.671%，对该变量采取四因子模型如表2所示。4个因子的信度分别为：影响力（0.957）、工作意义（0.896）、自主性（0.871）、自我效能（0.831）。

表2 高校教师心理授权的探索性因子分析结果

用Lisrel对第二部分数据进行高校教师心理授权的验证性因子分析，采用二阶四因素模型，模型拟合指标如 下：Chi-Square=103.51，df=50，P-value=0.00001，RMSEA=0.053，RMR=0.025，GFI=0.96，NFI=0.98，CFI=0.99，NNFI=0.99，IFI=0.99。结果表明，心理授权的四因子结构能够很好的拟合样本数据。

（3）组织承诺的测量

组织承诺的测量主要基于Meyer和Allen的多维度量表［15］，通过双向翻译讨论确定合适的中文译句，并结合高校教师特点进行题项的删除和改动。根据本文进行的理论分析，将高校教师组织承诺分为教师主动承诺与被动承诺两个维度，其中主动承诺包含了教师对学校的感情承诺和规范承诺，分别从教师对学校的认同、参与和忠诚角度进行测量；被动承诺则是教师对学校不得不做出的继续承诺。量表共设计了9个题项，在第一轮预测试中删除了2个题项。对正式调查的第一部分数据进行了探索性因子分析，7个题项的内部一致性系数为0.702，整体数据的KMO值为0.787，量表7个题项的MSA在0.664～0.909之间，题项变量间和7个题项适合进行因子分析。总体Bartlett值为1415.068（df=21，p＜0.01），7个题项间均在0.01上显著相关，提取了两个因子，可解释总方差的75.719%，对该变量采取两因子模型，如表3所示。主动承诺因子的信度为0.894，被动承诺因子的信度为0.828。

表3 高校教师组织承诺的探索性因子分析结果

利用Lisrel对第二部分数据进行高校教师组织承诺的验证性因子分析，采用一阶两因素模型，Chi-Square=14.05，df=13，P-value=0.370，RMSEA=0.015，GFI=0.99，NFI=0.99，CFI=1.00，NNFI=1.00，IFI=1.00。结果表明，组织承诺的两因子结构能够很好地拟合样本数据，但二阶两因素模型无法拟合，两因子间的相关性较低。可见，高校教师组织承诺的两维度结构不同于企业员工的组织承诺。高校教师对学校的承诺主要反映在教师的职业认同和感情归属上，相对于其他职业而言所反映的被动承诺较弱。但考虑到现有的组织承诺研究的整体性，本文将主动承诺与被动承诺作为两个变量分别进行研究。

三、研究结果及分析

1.高校环境对教师组织承诺影响的结构方程模型

运用结构方程模型对756个样本数据建立模型M1，对假设H1、H2进行验证，结果表明高校组织环境对教师的主动承诺与被动承诺都具有正相关关系。高校环境与主动承诺的关系系数为0.43（t=10.20，p＜0.01），有比较强的影响作用；高校环境与被动承诺的关系系数为0.14（t=3.42，p＜0.01），二者存在正相关关系，但影响作用较小。该模型拟合较好，各项指标如下：Chi-Square=112.56，df=42，P-value=0.00000，RMSEA=0.047，GFI=0.97，NFI=0.98，CFI=0.99，NNFI=0.98，IFI=0.99，RMR=0.039，数据结果验证了假设H1、H2成立。

2.心理授权变量的中介作用模型

由以上结果可知，高校组织环境与教师组织承诺之间存在正相关关系，为验证心理授权在二者之间的中介作用，建立结构方程模型M2对假设H3、H4、H5进行验证。M2中将心理授权作为整体变量进行测量，根据测量心理授权4个维度的验证性因素分析的路径进行加权平均，作为观测变量值应用在模型构建中，得到M2的标准化路径系数及t值如图1所示。M2的拟合指标如下：Chi-Square=324.02，df=85，P-value=0.00000，RMSEA=0.061，GFI=0.95，NFI=0.97，CFI=0.97，NNFI=0.97，IFI=0.97，RMR=0.039。结果表明，该模型的拟合较好，说明组织环境与心理授权有正相关关系，心理授权与组织主动承诺有正相关关系，心理授权整体在组织环境与主动承诺间起中介作用，假设H3、H4、H6成立；但心理授权作为整体变量对被动承诺的影响很小，T检验没有通过，假设H5、H7没有得到验证。

图1 心理授权在组织环境与主动承诺和被动承诺关系中的中介作用结构模型

3.心理授权4个维度的中介作用

以上研究将心理授权作为高阶整体变量进行中介作用的研究，确定了心理授权会中介高校组织环境与教师主动承诺之间的关系，但对被动承诺的中介作用不显著。然而心理授权的4个维度极有可能会产生不同的中介作用，甚至各维度间会有正负的差异而造成整体的不显著。因此，本文将进一步考察心理授权的不同维度是否会在组织环境与组织承诺的关系中起到不同的中介作用，提出以下假设：

H6a：教师心理授权的工作意义维度在高校组织环境与教师主动承诺之间起中介作用。

H6b：教师心理授权的自我效能维度在高校组织环境与教师主动承诺之间起中介作用。

H6c：教师心理授权的自主性维度在高校组织环境与教师主动承诺之间起中介作用。

H6d：教师心理授权的影响力维度在高校组织环境与教师主动承诺之间起中介作用。

H7a：教师心理授权的工作意义维度在高校组织环境与教师被动承诺之间起中介作用。

H7b：教师心理授权的自我效能维度在高校组织环境与教师被动承诺之间起中介作用。

H7c：教师心理授权的自主性维度在高校组织环境与教师被动承诺之间起中介作用。

H7d：教师心理授权的影响力维度在高校组织环境与教师被动承诺之间起中介作用。

建立结构方程模型M3对以上假设进行验证，模型的拟合指标如下：Chi-Square=971.51，df=216，P-value=0.00000，RMSEA=0.068，GFI=0.90，NFI=0.96，CFI=0.97，NNFI=0.96，IFI=0.97，RMR=0.062。该模型的拟合较好，但有5条路径T检验未通过，分别是心理授权的工作意义、自我效能维度对被动承诺的影响不显著。工作自主性维度对主动承诺和被动承诺的影响不显著；影响力维度对主动承诺的影响不显著。为验证心理授权4个维度的中介效应，对各条路径进行索贝尔检验（Sobel test statistic），得出的检验结果及结论如表4所示。

表4 心理授权中介效应索贝尔检验结果

4.模型修正

根据模型M3的检验结果，进行模型修正，将未通过检验的5条路径删除，建立模型M4。在模型拟合中组织环境对组织被动承诺的影响很小，T检验未能通过，说明心理授权的影响力维度在组织环境与被动承诺之间起到了完全中介作用，因此删除模型M4中组织环境对组织被动承诺的影响路径。建立结构模型M4的拟合指标如下：Chi-Square=639.92，df=163，P-value=0.00000，RMSEA=0.062，GFI=0.92，NFI=0.97，CFI=0.97，NNFI=0.97，IFI=0.97，RMR=0.063。该模型各项拟合指标通过检验，假设H6a、H6b、H7d成立。心理授权的4个维度中工作意义和自我效能维度在高校环境与组织主动承诺起部分中介作用，工作影响力维度在高校环境与组织被动承诺中起完全中介作用，工作自主性维度不起中介作用。结构模型M4的标准化路径系数及t值结果如图2所示。

图2 心理授权各维度在组织环境与主动承诺和被动承诺关系的中介作用结构模型

四、结论及建议

1.高校教师组织承诺来源于主动承诺

本文的研究将教师组织承诺分为主动承诺和被动承诺两个维度，经过数据检验证明教师的组织承诺更多反映在主动承诺中，教师出于对学校感情归属及教师职业规范的职责而产生了忠诚于学校的心理，而并不是由于个人不具备跳槽能力或担心经济损失而选择不得不留在学校，也就是说组织承诺反映在被动承诺中较少，这一结论与目前国内对企业员工组织承诺的调查有显著不同，也是本文研究得出的一个有意义的结论。因此，提高高校教师组织承诺应强化教师对所在学校的感情承诺和对教师职业道德的规范承诺。

2.高校环境会显著影响教师组织承诺

本文将组织环境作为组织承诺的影响因素进行研究，通过高校教师对环境的主观评价，将自我感知到的高校的社会环境、精神文化环境、结构环境以及组织气氛进行分析，验证其对组织承诺的影响，并得出了高校环境会显著影响教师组织承诺的结论。因此，在教师管理中可以通过各种方法提高教师对高校环境的认可度，比如，高校可加大力度宣传高校所获得的政府支持和各级各类的资金支持；通过各种形式强化办学理念、加强学校的组织文化建设；优化组织结构，提高行政办公能力，强化职能部门为教师服务的管理理念；为教师创造良好的工作条件，营造和谐的工作氛围等。

3.教师心理授权的不同维度在高校组织环境与教师组织承诺之间起到不同的中介作用

本研究验证了心理授权的不同维度所发挥的中介作用是不同的，进一步发现了并非心理授权所有的维度都在高校环境和组织承诺之间起到中介作用。工作意义和自我效能这两个维度对教师主动承诺起到部分中介作用，教师的影响力维度在高校环境与教师被动承诺之间起完全中介作用，而教师的自主性维度对组织承诺不起中介作用。以上研究结论可以应用于高校教师的管理实践中，首先要加强教师对其职业价值的肯定，提高教师对工作重要性和工作意义的认可度。其次，通过各种方法提高教师的工作能力，并使教师充分肯定其工作的自我效能，认为自己有能力参与学校的各项工作，加深对学校的感情依赖和参与热情。最后，心理授权的自主性维度在组织环境与组织承诺之间不起中介作用，也恰好验证了高校教师工作已具备充分自主性，高校环境对教师组织承诺的影响不会受到教师对工作自主性的感知水平的影响，因此针对高校教师不必过分强调工作的自主性，否则将不利于教师教学与科研团队的形成。

本文的研究主要存在着同源误差的问题，对被试的取样还可以选择多地区以及不同性质的高校。此外，对高校教师心理授权的研究可以更多关注其结果变量，如工作绩效、创新能力等方面，这对于拓宽心理授权理论在不同组织情景中的研究具有重要意义。

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