民辦高校組織環境對教師組織承諾的影響研究

王瑞文

本文系教育部人文社科研究規劃基金項目“基于非營利組織特征的民辦高校教師心理授權研究”（13YJA880081）的成果之一。

摘要：通過調查577名民辦高校教師對學校組織環境的主觀評價和組織承諾狀況，建立了民辦高校的內外部環境對教師組織承諾影響的結構方程模型。研究結果表明，民辦高校的內部環境會對教師組織承諾的感情承諾和規范承諾維度產生顯著正向影響，外部環境僅對教師組織承諾的繼續承諾維度產生較弱的影響。民辦高校應著力改善學校內部環境，通過增強教師對學校的認同、歸屬感和忠誠度來提高教師隊伍的穩定性。

關鍵詞：民辦高校;教師;組織承諾;組織環境

一、引言

自1999年第三次全國教育工作會議對我國高等教育的發展提出 “可以動員社會的力量辦一點民辦高校，作為現有高校的補充”[1]，此后民辦高校由“嚴格控制”到“鼓勵舉辦”，逐步掀起了民辦教育的熱潮，我國的民辦教育進入了快速發展期。《國家中長期教育改革和發展規劃綱要（2010-2020年）》第四十二條關于深化辦學體制改革中指出，應在堅持教育公益性原則的基礎上 “形成以政府辦學為主體、全社會積極參與、公辦教育和民辦教育共同發展的格局”;第四十三條中也強調民辦教育是教育事業發展的重要增長點，是促進我國教育改革的重要力量。[2]2012年《政府工作報告》進一步明確要鼓勵和引導民間資本進入教育領域，這也說明民辦教育是政府積極推進的事業之一。[3]教育部2015年將召開全國民辦教育工作會議，出臺并進一步完善鼓勵社會力量興辦教育的政策文件。在民辦教育的各種層次和類型中，民辦高校具有培養高素質專業人才的高等教育功能，是民辦教育的主要類型，發展民辦高校同樣成為發展高等教育辦學主體多元化的重要方面。根據教育部官網發布的統計數據顯示，近幾年民辦高校的辦學力量在國家政策的支持下，總體呈穩步發展趨勢，民辦高校數量近幾年每年增加20所左右，至2013年已有426所具有招生資格的民辦高校。[4]但近幾年民辦高校的發展情況卻不容樂觀，自2008年至2012年，由于高考報名人數連續下降，總體生源數量的下降直接導致了民辦高校招生人數的大幅減少，民辦高校遭遇到了招生寒流，有著牛津模式的職教新城規劃的廊坊東方大學城在2009年學生數減少近一半，連續幾年民辦高校的招生出現較大缺額，生源減少，報到率不高，民辦高校發展的惡性循環已經開始。

在這樣的大背景下，一方面國家政策支持民辦高校的發展，另一方面民辦高校學生生源不足，民辦高校如何把握發展機會，形成能夠與公辦高校競爭的品牌優勢或辦學特色，將成為民辦高校發展的戰略任務。教師作為高校的核心資源，是決定民辦高校生存和發展的重要因素。而目前民辦高校優秀教師的缺乏和教師隊伍的不穩定性成為了民辦高校發展的障礙因素，嚴重制約了民辦高校教育教學質量和核心競爭力的提升。由于民辦高校教師特殊的職業身份，雖然是從事高等教育教學工作的教師，但卻不具備公辦高校的事業編制身份，其知識型的身份特質和高自主性的職業特征降低了對高校的歸屬感，消極背離的工作態度在民辦高校教師隊伍中蔓延。組織承諾（Organizational Commitment）被定義為個人對特定組織的認同和參與的相對程度。[5]組織承諾作為教師工作態度的一個方面，是衡量教師是否認同所在學校的辦學理念、是否對學校有歸屬感，以及是否對學校忠誠的重要指標，是影響教師工作穩定性的重要心理因素。Meyer等人（1993）[6]的研究證明了組織承諾的兩個維度會對員工離職傾向產生負向影響作用，二者呈顯著負相關的關系得到了許多學者的證實，確立了組織承諾可以預測員工的離職傾向，因此本文以民辦教師的組織承諾為研究變量，從教師的心理層面探討影響其職業穩定性的原因。民辦高校的組織環境在我國高等教育發展的時代背景下有著復雜的涵義，民辦高校的內外部環境對教師的擇業、擇校的影響也越來越突出，這些環境是否以及如何對教師的組織承諾產生影響是本文要研究的內容。本文將采取實證方法，調查民辦高校教師對所在高校環境的主觀評價及其對學校的組織承諾的自我評價狀況，探討組織環境和教師組織承諾二者之間的關系，希望能夠有助于民辦高校教師管理實踐。

二、理論分析和研究假設

（一）組織環境

組織環境從廣義上講就是組織以外的與組織相關的一切事物，Duncan（1972）[7]認為環境是指組織中可以作出決策的個體或群體需要考慮的與組織有關的物理和社會因素的總和。組織理論對環境的定義是針對環境中對組織敏感的和必須對組織的生存作出反應的一些因素，Daft（1998）[8]認為組織環境是存在于組織邊界之外的并對組織具有潛在的或部分影響的所有因素。組織環境從結構上可以分為外部環境和內部環境。外部環境關注組織主體以外的各種因素，包括對組織績效具有潛在作用的外部力量或各種機構，如組織所處的政治、經濟、文化環境，還可以是技術、法律、人口、自然、社會、資源因素等。具體到民辦高校的外部環境包括國家政策的支持、發展前景如何、社會的認可程度、是否具有充足的生源、是否具有區域和地域的優勢等等。組織的內部環境是指組織間關系、組織集合、組織網絡等，反映組織主體內部各因素之和，主要包括組織的物理環境、心理環境、文化環境等。民辦高校的物理環境主要指教師工作的具體硬件環境，比如校園環境、辦公場所、科研儀器設備條件等;心理環境主要指教師感受到的工作氛圍，如民辦高校內部的人際關系、師生關系等;文化環境包括制度文化和精神文化，如民辦高校的組織結構、管理職能和規章制度以及辦學理念、價值觀念、管理理念和精神風貌等等。因此廣義的組織環境的內涵可以包括外部環境、結構環境、組織文化和組織氛圍等這些元素，并全面反映這些元素的結合，是一個整體的高層次的組織屬性。

（二）組織承諾

Becker（1960）[9]是最早研究組織中員工承諾行為的學者，他認為組織承諾是指員工隨著對組織“單方面投入”的增加而產生的一種心甘情愿的可以全身心參加組織工作的情感。他認為員工對組織產生承諾是由于對組織投入的增加而不愿意離開該組織，是員工從成本權衡的角度帶來的被動地留在組織中的心理現象。Kanter（1968）[10]的研究還從員工的感情取向角度認為組織承諾是個人對組織奉獻的程度和對組織忠誠的程度，這一研究將組織承諾的內涵發展到了情感依賴階段，擴展了組織承諾的內涵;Buchanan（1974）[11]的研究也認為組織承諾是個體由于認同所屬組織目標和價值觀而產生的依賴組織和對組織忠誠的一種情感體驗。Porter等人（1976）[12] 肯定組織承諾是員工對組織的一種情感上的依賴，而不是經濟或成本上的投入，是個人對組織情感上的依附程度和參與組織的相對程度。Mowday等人（1979）[13]將組織承諾定義為個體對組織的投入與認同程度，這一定義被多數研究者使用。另外Marsh和Manari（1977）[14]認為員工是基于倫理道德規范接受對組織的承諾，從而留在組織中;Wiener（1982）[15]也認為組織承諾是社會性的接受行為，這種行為超越了與承諾目的相關的、正式的規范性的期望。因此組織承諾的內涵從最早的單邊投入的繼續承諾，發展到擴充了感情投入的承諾，再增加了道德規范承諾，呈現出了研究的多維性。關于組織承諾的維度，目前國外的研究基本以Meyer和Allen（1991）[16]的感情承諾、規范承諾和繼續承諾三維度分類為主，本文也采取這一研究結論，將民辦高校教師組織承諾分為三個維度進行研究：一是感情承諾，是指教師表現出的對所在高校的情感依賴，認同民辦高校的辦學目標和價值理念，并愿意努力參與學校的各項工作的承諾;二是規范承諾，主要是指教師在職業選擇中認同作為一名民辦高校教師應遵守的職業道德規范，民辦高校作為教師實現其職業理想的載體，形成了教師職業的責任意識，認為自己有義務為民辦高校的發展努力工作;三是繼續承諾，是民辦高校教師比較消極的、負向的、基于利益權衡的承諾，教師考慮自身不具備離職的能力而不得不留在學校，或考慮一旦離開所在高校會帶來經濟上的損失和已經對學校投入的成本損失等，繼續承諾是教師比較隱蔽的、受到各種條件制約的一種心理承諾狀態。

（三）組織環境對組織承諾的影響

目前國內外學者對組織環境的研究文獻主要集中于兩類，一類是組織環境與組織戰略關系的研究[17]，研究環境如何影響組織行為以及組織如何適應和改變環境，這一類研究比較側重組織外部環境的作用;另一類是組織環境對組織績效或員工績效的影響研究，這類研究比較側重研究組織的內部環境對員工的創新行為和創新績效的影響作用。國內對高校組織環境的研究基本分為兩類：一類是比較宏觀和抽象的理解，多與教育政策聯系，從國家制度層面研究高校外部環境;另一類則是對環境微觀的具體的理解，將高校環境的研究限定為物理環境，比如研究校園環境的布局美化或校園文化環境的建設等。本文的研究則從組織環境的廣義內涵出發，借鑒已有的有關組織環境對員工工作行為的影響，將組織承諾作為組織環境的結果變量開展研究。

關于組織承諾的前因變量的研究方面，已有的文獻也比較豐富，Steers（1977）考察了個體特征、工作特征及組織特征對組織的影響，更為細分的研究還包括了人力資源管理制度（Gaertner和Nollen，1989）、組織支持（Eisenberger，1990）、組織公平（Sweeney和Mcfarlin，1993）等與組織承諾的關系，得出了很有價值的研究結論。本文在此基礎上總結屬于組織環境特征的各類元素，將其反映到組織成員個體對組織環境的主觀認識和評價中，針對民辦高校教師群體，研究其感受到的高校的內外部環境與其組織承諾之間是否具有相關關系。如果存在相關關系，其影響程度有多大？因此，根據以上理論分析，本文提出高校組織環境的內外部環境兩個維度與教師的感情承諾、規范承諾和繼續承諾三個維度分別具有不同程度的相關關系的基本研究假設，建立以下假設。

H1：高校組織外部環境與教師的感情承諾具有正相關關系。

H2：高校組織內部環境與教師的感情承諾具有正相關關系。

H3：高校組織外部環境與教師的規范承諾具有正相關關系。

H4：高校組織內部環境與教師的規范承諾具有正相關關系。

H5：高校組織外部環境與教師的繼續承諾具有正相關關系。

H6：高校組織內部環境與教師的繼續承諾具有正相關關系。

三、研究方法

（一）樣本

本研究選取了北京、天津、山東、河南、浙江、海南6個地區的7所民辦高校教師為調查對象，發放問卷800份，經過廢卷處理，將空白過多、反應傾向過于明顯的問卷剔除，最后得到有效問卷577份。樣本的人口特征分布如表1所示。表1被試的基本統計信息（N =577）

變量類別人數百分比變量類別人數百分比性別男19934.5%教育程度本科及以下8614.9%女37865.5%碩士46881.1%博士及以上234.0%年齡30歲以下16228.1%職稱助教11019.1%31—40歲34960.5%講師39768.8%41—50歲396.8%副教授539.2%51歲以上274.7%教授172.9%教齡5年以下27848.2%平均月收入3000元以下10818.7%6—10年23941.4%3000—5000元41471.8%11—15年498.5%5000—8000元468.0%15年以上111.9%8000元以上91.6%從調查數據看出，民辦高校教師中被調查者的女性比例偏多;年齡以中青年為主，尤其是31至40歲教師占到了六成;教齡以10年以下的教師為主;學歷水平以碩士為主，具有博士學歷的教師為數不多;職稱集中在講師或助教;另外教師的工資收入并不高，被調查者的收入絕大多數在5000元以下。樣本的人口特征分布比較符合當前民辦高校教師現狀，反映了本研究的調查對象具有良好的代表性。

（二）變量的測量

本文研究所使用的變量是組織環境和組織承諾，其中組織環境量表為自編量表，組織承諾的測量量表來源于國內外比較成熟的量表。由于本文選取民辦高校教師為樣本進行研究，高校的民辦特性和教師的職業特性都需要對量表內容進行反復研究，因此在研究中首先選取研究者所在地區的一所民辦高校發放了200份問卷，進行了調查問卷的預調查，同時邀請人力資源管理、組織行為學研究人員及民辦高校人事部門管理人員對問卷題項進行討論，形成了能夠調查高校組織環境和教師組織承諾的兩個量表。調查問卷中各概念的測量均以利克特5分等級量表由教師進行打分，由1-5分別表示為“非常不符合”、“比較不符合”、“基本符合”、“比較符合”及“非常符合”。在研究中我們把正式調查獲得的數據分成兩部分，一部分用于探索性因子分析，另一部分用于驗證性因子分析，總體577個樣本數據用于假設模型的驗證。

1.組織環境的測量

在研究組織環境的過程中，由于環境的復雜性和多樣性，以及研究者對組織環境研究目的的不同，目前沒有形成普遍適用的完整成熟的組織環境量表，多數選取適用于各自研究所需的某些環境維度或變量展開研究。對于高校組織環境的研究方面目前也并沒有統一的關于高校環境的內涵解釋，國外研究較多的是學校組織氛圍的測量及其對教師個體的影響，特定進行高校組織環境的研究并不多見。Rentoul和Fraser（1983）[18]開發了學校環境問卷，主要測量組織行為方面和學校組織中的人際關系，但該問卷的效度缺乏實證支持;Hart等人（2000）[19]編制的學校組織健康量表包括了學校組織氛圍和教師精神風貌兩部分，其中學校組織氛圍量表是測量教師對學校組織氛圍感受的比較全面的測量工具，信效度檢驗結果也較好，但這些測量工具多局限于測量學校環境的某些方面，沒有對學校環境所包含的所有內容進行研究。根據本文前述關于高校組織環境的內涵，結合已有的組織環境相關量表進行整理，設定了包含組織內部環境和外部環境的8個題項，在第一輪預測試中刪除了1個題項。利用SPSS軟件對第一部分287個樣本數據進行檢驗，內部一致性系數為0.865。整體數據的KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）度量為0.853，題項變量間適合進行因素分析，對該量表7個題項的反映像相關矩陣的分析顯示，各題項的MSA（Measures of Sampling Adequacy，取樣合適性測度）在0.814至0.914之間，說明該量表的7個題項都適合進行因素分析，總體Bartlett球形檢驗卡方值為1004.441 （df=21，p<0.01），根據碎石圖和因子特征根值，對該變量采取兩因子模型，可解釋總方差的74.097%，見表2。所提取的高校外部環境因子的信度為0.839，內部環境因子的信度為0.874。

表2高校組織環境的探索性因子分析結果

因子1因子2因子1：外部環境1.我認為所在高校具有很高的知名度0.8572.我認為所在高校在獲得政策支持方面很有優勢0.8263.我認為所在高校的發展前景很好0.7634.我認為所在高校在區域和地域方面有很大的優勢0.704因子2：內部環境1.我認為所在高校的組織結構合理，各部門職能明確0.7982.我對我的工作氛圍（如同事關系、師生關系等）感到非常滿意0.8843.我對我的工作環境（如學校環境、辦公場所等）感到非常滿意0.892提取方法：主成份。旋轉法：具有Kaiser標準化的正交旋轉法。沒有標注數字的因子負荷均小于0.4。

利用LISREL對第二部分290個樣本數據進行高校組織環境的驗證性因子分析，結果如下：Chi-Square=27.25，df=13，P-value=0.01151，RMSEA=0.062，RMR=0.028，GFI=0.97，NFI=0.99，CFI=0.99，NNFI=0.99，IFI=0.99，顯示民辦高校組織環境的二因子結構能夠很好地擬合樣本數據。

2.組織承諾的測量

組織承諾測量量表主要依據Meyer和Allen（1991）[20]的多維度量表，通過雙向翻譯討論確定合適的中文譯句，并結合民辦高校教師特點進行題項的刪除和改動。量表共設計了三個維度12個題項，在第一輪預測試中刪除了2個題項。對正式調查的第一部分數據進行了探索性因子分析，10個題項的內部一致性系數為0.851，整體數據的KMO度量為0.845，量表10個題項的MSA在0.633至0.939之間，題項變量間和10個題項適合進行因素分析。總體Bartlett值為3630.879（df=45，p<0.01），10個題項間均在0.01上顯著相關，提取了三個因子，可解釋總方差的77.234%，對該變量采取三因子模型，見下表3。提取的感情承諾因子的信度為0.877，規范承諾因子的信度為0.898，繼續承諾因子的信度為0.835。

表3組織承諾的探索性因子分析結果

因子1因子2因子3因子1：感情承諾1.我完全認同學校的發展目標，并愿意為學校作出貢獻0.7482.我對學校有很深的感情0.7643.教師工作是我的理想，在本單位可以實現我的理想0.6904.即使學校效益差，我也沒有離開的打算0.803因子2：規范承諾1.我認為我對學校負有義務0.8292.我認為應該對自己的學校忠誠0.8143.我認為作為教師應該全身心地投入到學校的工作中0.759因子3：繼續承諾1.我不想離開學校的原因是怕經濟損失太大0.7912.我之所以留下，是因為自己不具備跳槽的能力0.9183.離開這里另找一個條件好的工作不容易0.880提取方法：主成份。旋轉法：具有Kaiser標準化的正交旋轉法。沒有標注數字的因子負荷均小于0.4。

利用LISREL對第二部分數據進行高校教師組織承諾的驗證性因子分析，采用三因素模型，Chi-Square=55.88，df=24，P-value=0.00024，RMSEA=0.068，RMR=0.063，GFI=0.96，NFI=0.97，CFI=0.98，NNFI=0.98，IFI=0.98。結果顯示民辦高校教師組織承諾的三因子結構能夠較好地擬合樣本數據。

四、研究結果

利用LISREL軟件建立對整體577個樣本數據的結構方程模型，驗證本文提出的民辦高校組織環境兩個維度對教師組織承諾的三個維度都起到正向作用的概念模型，模型的擬合指標如下：Chi-Square=533.12， df=112， P-value=0.00000， RMSEA=0.081， NFI=0.96，CFI=0.97，IFI=0.97，RFI=0.95，RMR=0.071，GFI=0.90。該模型的整體模型適配度指標基本符合標準，擬合較好，但原假設的三條路徑的T檢驗未通過，分別是高校外部環境對教師組織承諾的感情承諾和規范承諾兩個維度的正向影響不顯著，以及高校內部環境對教師組織承諾的繼續承諾維度的正向影響不顯著，原假設H1、H3、H6不成立，見下圖1所示高校組織環境與教師組織承諾影響關系結構方程概念模型。

圖1民辦高校組織環境二維度與教師組織承諾三維度

影響關系結構方程概念模型

分析假設模型中未通過T檢驗的三條路徑，一條路徑是民辦高校教師感情承諾受到高校外部環境的影響不顯著，也就是教師對所在高校情感上的依賴，并不取決于這所高校是否具備良好的外部環境，即無論高校是否能有政策、經濟、社會等方面的支持都不影響教師對所在學校的感情歸屬。從實際調查結果來看，民辦高校是否有知名度、發展前景如何、政策是否支持，以及所在地區環境的優劣對教師的感情承諾的影響并不顯著，教師是否認同學校的發展目標、在學校是否可以實現自我理想、教師是否對學校有深厚的感情、甚至是否對自己所獲得的經濟報酬滿意等問題都不會受到這些外部環境的影響，因此可以刪除這條路徑。第二條路徑是民辦高校教師的規范承諾受到高校外部環境的影響也不顯著，規范承諾強調的是教師從倫理道德上認為自己作為一名高校教師而接受對學校的承諾狀態，這類承諾與學校所處的外部環境并無顯著的相關關系，教師僅僅是出于對自身從事職業的道德規范而產生的對高校的忠誠和所應承擔工作義務，因此可以刪除這條影響路徑。第三條路徑是民辦高校教師的繼續承諾受高校內部環境的影響不顯著。繼續承諾是教師不得不選擇留在學校的一種心理狀態，這種狀態多來自于教師對自我工作能力的判斷，以此來決定是否留在學校，或者是擔心一旦離開學校會產生的自己已經投入的各種成本的損失，這種比較消極的心理狀態與學校的內部環境關系不大，即學校現有的工作環境、工作氛圍及組織文化等不會對教師這種出于個體成本權衡而不得不對學校產生的承諾有顯著的相關關系，因此也可以刪除這條路徑。通過對原假設的結構方程模型的修正，刪除了以上三條影響不顯著的路徑后，模型的主要擬合指標略有改進，Chi-Square=535.84， df=115， RMSEA=0.080，其它指標沒有變化，模型總體擬合較好。修正后的結構方程模型見下圖2所示。

注：模型中各變量含義：HJWB-組織外部環境，HJNB-組織內部環境，GQCN-感情承諾，

GFCN-規范承諾，JXCN-繼續承諾。

圖2修正后的民辦高校組織環境二維度對教師組織承諾三維度的影響結構方程模型

五、結論和討論

本文通過實證研究證明了民辦高校的組織環境會對教師的組織承諾產生一定的影響，驗證了部分原假設。但組織環境和組織承諾兩個變量的各維度的影響關系和影響程度有很大不同，其中民辦高校內部環境會對教師組織承諾的感情承諾和規范承諾產生顯著正向影響，影響系數分別為0.77和0.61，對繼續承諾的影響不顯著;外部環境對教師組織承諾的三個維度的影響程度都較弱，實證顯示僅對繼續承諾的正向影響通過顯著性檢驗，但影響系數僅為0.16。可見，在組織環境變量中，我們應該更加關注如何改善民辦高校的內部環境狀況，以此來促進教師的組織承諾。

目前民辦高校在解決教師流動性問題的管理措施方面，許多高校更多地強調外部環境，比如學校的發展前景、學校的知名度、學校的地域優勢等等，這些外部環境對高校吸引優秀教師有重要的導向作用，但對保障在職教師的職業穩定性方面顯然力度不足。民辦高校在分析這些問題時往往容易把原因歸咎于其民辦性質，過分夸大民辦學校在政策層面的需求，認為教師缺少公辦高校應有的各方面待遇，民辦高校能夠提供給教師的保障相對較低，高校的發展前景等問題難以長久留住優秀人才。但通過實證調查數據發現，民辦高校教師隊伍的不穩定性更多地來自于民辦高校的內部環境，比如高校的辦學理念和辦學目標是否正確、是否具有良好的工作氛圍、規范的管理規章制度、是否有良好的工作物理環境等等。雖然實證結果表明外部環境可以對教師的繼續承諾產生一定的影響，但影響程度較弱，并且教師的繼續承諾是一種被動的消極承諾，是教師不得不留在學校的承諾，事實上高校管理者并不愿意教師是出于這種心理而產生對學校的承諾，因此民辦高校的外部環境對學校的發展雖然重要，但內部環境對教師組織承諾的影響更應該作為管理者解決現有教師問題的突破口。在職教師一旦選擇進入高校就職，就是對所在學校的認可，因此給教師更多的對學校的認同和歸屬感是首要問題，即使目前學校還存在許多發展的困難，也應該通過良好的內部環境凝聚教師力量，比如加大宣傳使教師認同學校的組織文化;通過優化組織結構，加強管理制度建設，提高行政辦公能力，強化職能部門為教師服務的管理理念;為教師創造良好的工作條件，營造和諧的工作氛圍等。

另外，本文所采取的環境變量的調查是來自于教師的主觀評價，是教師對自我感知到的所在高校的社會環境、精神文化環境、工作環境以及工作氣氛等環境的評價。因此，在教師管理中可以通過各種方法提高教師對所在高校環境狀況的認可度，教師只有切身感受到與自身密切相關的內部環境在逐步優化，才能夠產生對學校的感情歸屬，認為自己對學校負有義務，并全身心投入到學校的工作中，產生對學校的忠誠感，同時也可以實現作為高校教師的職業理想。

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