组织认同在高校领导—成员交换与教师组织公民行为间的中介效应研究

刘春意

(安阳师范学院,河南 安阳 455000)

一、引言

高校不仅要履行培养人才的职能,还承担着科学研究、服务社会、文化传承与创新等职能,因而社会对高校教师职业功能的发挥有着对应的期待[1]。作为高校职能实现的关键因素,高校教师既承担“传道、授业、解惑”的本职工作,还须履行诸多超出岗位职责要求、与薪资待遇无关的角色外行为,即教师组织公民行为,才能符合社会对这一职业的期待[2]。教师组织公民行为 (Teachers’ Organization Citizenship Behavior, TOCB) 是指教师在完成本职工作外自愿做出帮助学生或同事的行为[3]。高校教师是高校为社会输送人才的基础力量,作为高智商群体,其工作性质自由度高、创新性强,工作绩效不同于一般职业,仅依靠制度规范难以解释其全部工作行为,组织公民行为的利他、利组织行为已经成为评价“大学好老师”的标准之一[4-5]。因此,提升中国高校教师组织公民行为对于学校的发展十分重要。

在诸多从“领导”角度探索对成员组织公民行为影响的研究中,领导—成员交换(Leader-Member Exchange, LMX ) 是最具影响力的领导有效性理论之一,对组织公民行为有显著正向影响[6]。领导—成员交换是指因组织资源等因素的有限性,组织领导为了实现组织目标而与不同员工建立不同程度的交换关系,员工也会因感知到交换质量的高低而在工作中表现不同的行为与态度[7]。因而个体对组织认同程度越高越能为组织着想,越对组织表现出“一荣俱荣、一损俱损”的态度并作出更多有利于组织的行为[8]。同理,对学校组织认同感越高的高校教师越能投入更多的工作热情[9]。因此,本研究以社会认同理论为基础,探讨组织认同是否在高校教师领导—成员交换对教师组织公民行为的影响中起中介作用。

二、文献回顾

(一)社会认同理论

社会认同理论是群体行为社会心理学领域最有影响的理论之一,由Tajfel等人在20世纪70年代提出后在群体行为领域的研究中发展起来[10]。该理论包含社会分类、社会比较、社会认同和积极区分四个概念,认为当个体确定自己与所在群体的关联提升了自身的自尊与地位时,这种积极关联便会影响个体行为[11]。Turner的自我归类理论对Tajfel的社会认同理论进行了补充,提出个体在主动将他人与自己进行区分过程中,会将内群体的特征赋予自身,并主动分配有利资源于内群体,这表明社会认同能促进有利于组织的行为[12]。员工往往因视领导为组织代表,在与领导进行交换关系过程中会视情况进行自我定义、自我分类,确认是否认可“内群体”身份,在感知到领导的支持与信任时会对组织产生归属与认同感,主动做出有利于组织目标的行为以示回报,说明领导可通过自身影响力提升员工的组织认同进而影响员工将实现组织目标定为努力的方向[13]。

综上,本研究认为从社会认同角度来看,高校可采取高质量领导—成员交换的领导方式促使教师将自身归为组织的“内群体”即产生组织认同,进而自觉向内群体分配有利资源,更充分发挥高校教师组织公民行为。

(二)不同背景变量在各变量的差异研究

唐于红等人认为领导—成员交换在不同个体成员层面存在显著差异[14]。姜红与刘斌通过研究发现不同教龄高校教师在组织认同上存在显著差异[15]。王丽芳认为组织公民行为作为角色外、个体自动自发产生的行为,必然会受到诸如性别、年龄等个体特征的影响[16]。同时,仇勇等人研究发现高校男教师在教师组织公民行为上显著高于女教师,讲师职称教师显著低于其他职称的教师[5];Kim 则证实任期越长的员工其组织公民行为越低[17]。基于此,本研究提出假设一:

H1a:不同性别的高校教师在领导—成员交换、组织认同、教师组织公民行为上存在显著差异

H1b:不同年龄的高校教师在领导—成员交换、组织认同、教师组织公民行为上存在显著差异

H1c:不同职称的高校教师在领导—成员交换、组织认同、教师组织公民行为上存在显著差异

H1d:不同教龄的高校教师在领导—成员交换、组织认同、教师组织公民行为上存在显著差异

(三)领导—成员交换与教师组织公民行为

社会交换理论认为,组织目标依赖于组织员工所扮演的各种工作角色来实现,而员工扮演什么角色取决于其在组织中的社会交换关系[18]。领导—成员交换作为社会交换理论中最主要的关系之一,描述的是员工对自身与领导关系总体质量的感知[19]。高质量的领导—成员交换情况下,下属感受到领导给予的信任与理解后,有条件去感受、理解领导的担忧,愿意付出职责范围之外的努力去回报领导的信任、支持与放权,展现更高水平的组织公民行为[20]。诸多研究证实了领导—成员交换对组织公民行为的显著正向影响,但相关研究多应用于企业员工,鲜有以高校教师为研究对象[21-22]。郭晓薇认为高校教师如果感受不到被领导尊重,没有参与学校及与其专业相关事务的机会,将促使其产生疏离感,从而影响教师组织公民行为的发生[23]。因此本研究提出假设二:

H2:高校教师领导—成员交换对教师组织公民行为有显著正向影响

(四)领导—成员交换与教师组织认同

Sluss and Ashforth 指出组织认同的角色层面 (role-baesd)、个人层面 ( person-baesd)、人际层面 ( interpersonal level) 中,产生于领导和员工之间相互影响的人际层面被称之为关系认同 (relational indentificaltion)[24]。社会认同理论视阈下,领导通过权力与影响力可促进员工对组织的认同,使员工将组织目标视为努力方向,当领导—成员交换关系处于良好状态下,员工将以实际行动维持良好关系,持续保持与组织的一致性,相关研究验证了领导—成员交换对组织认同的显著正向影响[25]。高质量的领导—成员交换可让员工感受到领导的信任与支持,从而对组织有更强的归属感、认同感,更容易建立与组织一致的价值观[26]。基于此,本研究推测领导—成员交换对组织认同的影响可应用于教育领域,提出研究假设三:

H3: 高校教师领导—成员交换对组织认同有显著正向影响

(五)组织认同与教师组织公民行为

组织认同是员工对组织产生身份感、忠诚感和归属感的表征变量,当个人对组织产生了归属感与认同感,会更多地关注对组织有利的事情而非仅关心个人职责范围内的任务[27]。具有较高组织认同感的员工在面临不确定性时能做出与组织目标一致的决定,扩展对自身工作角色的认知,表现出支持组织的态度并将自身设置为组织代表,尽量做有利于组织的角色外行为,更容易产生组织公民行为[28]。组织认同能确保员工在未被监督情况下做出符合组织利益的行为,对组织公民行为的显著正向影响在不同领域得到验证[29-30],因而本研究推断相关研究亦可用于教育领域,故提出研究假设四:

H4: 高校教师组织认同对教师组织公民行为有显著正向影响

(六)领导—成员交换、组织认同与教师组织公民行为

组织认同反映的是个体在心理上将自我与组织融合,认同程度越高越能将组织的价值观、规范与利益纳入自我概念,个体越能从内在动机出发将集体利益视为自身利益[31]。高中华与赵晨的研究发现组织认同在领导认同与组织公民行为间起完全中介作用,说明当领导对员工的信任、支持被感知到时即可促使员工产生组织认同,进而表现出组织公民行为[32]。

综上,本研究推测在教育领域,组织认同可能在领导—成员交换对教师组织公民行为影响中发挥中介效应,故提出研究假设五:

H5: 高校教师组织认同在领导—成员交换与教师组织公民行为间起中介作用

三、研究设计

(一)研究方法与对象

本研究采用问卷调查法,通过网络问卷星以随机抽样收集数据,研究对象为覆盖河南省内南北线上不同层次高校的专任教师,共收回问卷417份,剔除无效问卷后剩余354份有效数据,有效率为85%。

(二)研究工具

领导—成员交换量表采用王辉等人根据中国文化背景特点对Liden &Maslyn编制的领导—成员交换量表 (LMX-MDM) 进行修订的量表,包含情感、忠诚、贡献、专业尊敬四维度共16个题项[33]。本研究中,该量表经探索性因素分析,其KMO值为0.931,Bartlett’s球形度检测达显著水平(p<0.001),各维度特征值介于3.000-3.860之间(>1),旋转成分矩阵各维度因素负荷介于0.481于0.867之间(>0.40),且累计总解释变异量达85.053%(>50%)。同时经信度检验,该量表Cronbach’s α值为0.959(>0.70),各维度Cronbach’s α值在0.905-0.967间(>0.70)。

组织认同量表采用目前组织认同研究领域应用最多的Mael和Ashforth 设计的单维度量表,共6个题项[34]。本研究中,经探索性因素分析,其KMO值为0.909,Bartlett’s球形度检测达显著水平(p<0.001),特征值4.558(>1),旋转成分矩阵各因素负荷介于0.599-0.840之间(>0.40),累计总解释变异量达75.970%(>50%)。经信度检验,其Cronbach’s α值为0.935(>0.70)。

教师组织公民行为量表采用Aryee等人编制的组织公民行为量表,其整体信度为0.95,包含利于个体的组织公民行为 (OCBI) 、利于组织的组织公民行为(OCBO) 两个维度的,共9个题项[35]。本研究中,经探索性因素分析,其KMO值为0.913,Bartlett’s球形度检测达显著水平(p<0.001),所包含的两个维度特征值分别为3.693、3.519(>1),旋转成分矩阵各维度因素负荷介于0.713-0.902之间(>0.40),且累计总解释变异量达80.136%(>50%)。经信度检验,其Cronbach’s α值为0.948,所包含两个维度的Cronbach’s α分别为0.950、0.909(>0.70)。

以上量表在本研究中均具备良好信效度。因上述原量表主要以公司(企业)为施测对象,故本研究针对情境做了适应性修改,如将测量题目中的“企业”改成“学校”等。同时为使调查更具针对性,问卷中所指“领导”均为高校二级学院负责人。

(三)各变量现况分析

经描述性统计分析,设中等临界点为3.0,得分≥4.0为高水平组,≤3.0为低水平组,本研究中各变量现况如下:

高校教师领导—成员交换整体得分3.61±0.87,各维度得分界于3.46-3.82之间,均处于中等偏上水平,其中专业尊敬维度得分最高,贡献维度得分最低。此结果的产生可能因高校二级学院领导多从优秀教师中选拔而来,具备较高的专业素养,但高校教师感知到领导为工作付出的额外努力欠缺[36]。

组织认同得分3.43±0.67,属中等水平,可能说明高校教师对通过学校而获得的基本生存需求比较满意,对学校有基本的认同,具备将个人发展与学校发展相结合的一般意向[15]。

教师组织公民行为整体得分4.29±0.64,两个维度分别为4.28±0.72、4.29±0.68,相对处于偏上水平。可能说明高校教师有立德树人、为人师表的职业道德要求,比较注重彰显自我的社会地位与人生价值的实现[4]。

(四)高校教师不同背景变量在本研究各变量上的差异分析

(1)经独立样本t检定,发现高校教师“性别”在各变量及其维度上均不存在显著差异。可能说明高校在性别上对待教师无差异,从而使男、女教师在领导—成员交换的感知、组织认同的程度、教师组织公民行为上的贡献程度没有太大影响。故本研究H1a不成立。

(2)经单因子变异数分析,结果如下:

高校教师“年龄”在领导—成员交换的情感维度(F=3.694,p<0.05)上存在显著差异,具体体现在高校教师51岁以上年龄显著高于31-40岁、高校教师51岁以上年龄显著高于41-50岁;在教师组织公民行为的利于组织的组织公民行为维度(F=3.139,p<0.05)上存在显著差异,具体体现在高校教师51岁以上年龄显著高于30岁以下、51岁以上年龄显著高于31-40岁。可能是因为教师年龄越大其工作经验越丰富,人际关系越和谐,在与学校进行交互过程中更可能表现出对学校的情感以及做出有利于组织的组织公民行为。故本研究H1b部分成立。

高校教师“职称”仅在领导—成员交换的情感维度上存在显著差异 (F=3.123,p<0.05),具体体现在高校教师教授职称显著高于其他职称。可能是因为教授与领导间情感交流质量更高。故本研究H1c部分成立。

高校教师“教龄”在领导—成员交换的整体 (F=3.266,p<0.05)及各维度上均有显著差异,具体表现为26年以上教龄显著高于6-15年,26年以上教龄显著高于16-25年;在组织认同上存在显著差异 (F=2.437,p<0.05),具体表现为16-25年教龄显著高于6-15年,26年以上教龄显著高于6-15年;在教师组织公民行为整体(F=2.917,p<0.05) 及各维度上存在显著差异,具体表现为26年以上教龄显著高于6年以下、26年以上教龄显著高于6-15年、26年以上教龄显著高于16-25年。可能因教师教龄时间越长与领导磨合时间越长,从而越能感知到高质量的领导—成员交换,同时工作越得心应手,越能产生组织认同感,更可能做出角色外的组织公民行为。故本研究H1d成立。

(五)各变量相关性分析

本研究采用Pearson相关分析法考察领导—成员交换各维度与组织认同、教师组织公民行为各维度之间的相关情况,结果见表1。

表1 各变量相关性分析(n=354)

通过相关分析表可见,领导—成员交换与组织认同、领导—成员交换与教师组织公民行为、组织认同与教师组织公民行为均存在显著正相关。同时,通过表1可知各变量相关系数介于0.460-0.681之间,处于中低相关水平,不存在共线性问题,为检验中介效应的回归分析打下基础[37]。

(六)中介效应回归分析

结合差异分析结果,本研究控制了四个背景变量并对各变量进行回归分析,具体分析数据如表2。

表2 中介效应回归分析表(n=354)

通过中介效应回归分析表2可知:

模型一中,领导—成员交换 ( β=0.468,p<0.001) 对教师组织公民行为有显著正向预测作用。说明当高校教师知觉到高质量的领导—成员交换时,会认为得到了更多领导的信任与支持,感知到被认可,同时为了让高质量的交换关系持续下去而更愿意调整自身的努力以适应学校的总体目标,自觉表现出教师组织公民行为[38]。因而本研究H2成立。

模型二中,领导—成员交换 (β=0.536,p<0.001) 对组织认同有显著正向预测作用。说明高质量的领导—成员交换会影响员工对组织的情感,提升教师对学校办学定位、总体目标等核心因素的认同水平,进而提升教师对学校的忠诚程度,产生认同自身从属于学校的态度[39]。因而本研究H3成立。

模型三中,组织认同 (β=0.596,p<0.001) 对教师组织公民行为有显著正向预测作用,同时,领导—成员交换 (β=0.149,p<0.010) 对教师组织公民行为仍有显著正向预测作用,且相对于模型一来看,模型三中领导—成员交换对教师组织公民行为的影响力 (β值) 明显下降,说明组织认同在领导—成员交换与教师组织公民行为间起部分中介作用。综上可知当高校教师在高质量领导—成员交换情况下认为自身已被领导视为“圈内人”,可促进其将自我角色的定义建立在从属于学校的基础之上,产生组织认同,进而自觉表现出超越角色内且有利于实现学校整体目标的行为,即自愿表现教师组织公民行为[40-41]。因而本研究H4、H5成立。

四、研究讨论与建议

首先,应关注不同年龄、不同教龄、不同职称高校教师需求。中国文化背景下成员一般会将对领导的感知等同于对组织的感知[40],教师在年龄、教龄、职称上的不同可能使他们的需求有所不同,同时其个人能力、工作经验、个人特长等方面也因此存在不同,高校二级学院领导可以通过了解教师差异,掌握教师能力多样性及个体需求差异性,有针对性为其提供有利于发挥潜能的平台,为不同教师需求提供支持与帮助,让教师感知到与领导从属于同一个组织,促进教师自觉做出利于组织的角色外行为[42]。

其次,高校二级学院领导可通过提升自身人格魅力,让教师感知到领导为集体做出的努力与贡献,从而愿意与领导建立良好交换关系[36]。应注重与教师建立长效沟通机制,比如定期开展交流会收集教师心声动态,根据教师需求及时提供支持,让教师对学校产生归属感并自觉做出超越职责范围、有利于学校整体效能发挥的行为[43]。

最后,应注重提升教师对高校的组织认同。可结合不同专业特点开展竞赛活动、建立考核评比机制,让教师感知到自身在院部所做工作被尊重、被认可,以此促进教师对高校及所在二级学院的认同[44]。同时在工作中建立反馈机制,掌握教师对组织提供支持与帮助的认可度,促进其愿意发自内心为学校做出贡献[45]。高校及二级学院可通过参与或组织一些有影响力的社会活动,打造具有独特性的物质要素,提升自身社会形象,从而提升教师荣誉感,形成对学校的认同[46]。