教師組織公民行為影響因素的回歸分析

劉 靜

(安徽國際商務職業學院，安徽 合肥 230031)

一、研究方法

本研究主要以問卷調查和教師訪談方式進行。采用的問卷分成三個部分：第一部分為背景調查，包括9道題；第二部分為組織公民行為測量量表，參照法爾等人編制的五維度量表，包括21題，其中學校認同5道題，同事間的利他行為4道題，個人主動性5道題、人際和諧4道題、保護學校資源3道題；第三部分為影響因素測量量表，其中工作緊張(House & Rizzo，1972年編制)6道題、組織承諾(Lincoln & Kalleberg，1990年編制)6道題、家庭工作沖突(Gutek, Searle & Klepa，1991年編制)6道題、分配和程序公平(喬伊和威特，1997年編制)6道題。第二、三部分的量表采用Likert七點量表對被調查者勾選的結果進行衡量，依次為非常不同意、不同意、有點不同意、不置可否、有點同意、同意、非常同意，分值依次為1分、2分、3分、4分、5分、6分和7分，反向題目則分別給予7分到1分。第一部分的人際和諧4道題和保護學校資源3道題以及第二部分組織承諾的第二道題為反向計分。

本調查通過現場發放問卷115份，收回108份，其中有效問卷103份。網絡問卷主要通過電子郵件發放，發放問卷50份，收回37份，有效問卷37份。共收回有效問卷140份，占總回收數的96.5%。為了確切了解各因素對組織公民行為各維度的影響程度，引入回歸分析。在作回歸分析之前，通過散點圖得知四個因素與組織公民行為各維度均有線性關系，同時滿足正態分布。另外，樣本來自總體隨機抽樣，被試相互之間保持獨立，滿足回歸分析的要求。

二、各影響因素對整體組織公民行為的回歸分析

將組織公民行為作為因變量，工作緊張、組織承諾、家庭工作沖突、分配和程序公平作為自變量，進行多元線性回歸。

回歸分析的前提假設：滿足正態分布；樣本是隨機抽樣，被試之間相互獨立，因此滿足樣本獨立性；R2=0.408，DW=1.807,P<0.05，因此前提假設滿足，回歸方程有意義。

表1 各影響因素對整體組織公民行為的回歸分析

從表1中可以看出，VIF均小于2，因此無多重共線性。四個影響因素中只有家庭工作沖突(P=0.005<0.05)和組織承諾與組織公民行為顯著相關(P=0.000<0.05)，分配和程序公平、工作緊張與其相關性不顯著，它們對回歸模型的作用不明顯。回歸方程表達式為：

組織公民行為=0.495*組織承諾-0.219*家庭工作沖突+0.065*分配程序公平+0.061*工作緊張

1.各影響因素對學校認同的回歸分析

將學校認同作為因變量，工作緊張、組織承諾、家庭工作沖突、分配和程序公平作為自變量，進行多元線性回歸。回歸分析的前提假設：滿足正態分布；樣本是隨機抽樣，被試之間相互獨立，因此滿足樣本獨立性；R2=0.402，DW=1.810,P<0.05，因此前提假設滿足，回歸方程有意義。

表2 各影響因素對學校認同的回歸分析

從表2中可以看出，VIF均小于2，因此無多重共線性。四個影響因素中只有組織承諾與學校認同顯著相關(P=0.000<0.05)，家庭工作沖突、分配和程序公平及工作緊張與其相關性不顯著，它們對回歸模型的作用不明顯。回歸方程表達式為：

學校認同=0.543*組織承諾-0.122*家庭工作沖突+0.079*分配和程序公平+0.058*工作緊張

2.各影響因素對利他行為的回歸分析

將利他行為作為因變量，工作緊張、組織承諾、家庭工作沖突、分配和程序公平作為自變量，進行多元線性回歸。回歸分析的前提假設：滿足正態分布；樣本是隨機抽樣，被試之間相互獨立，因此滿足樣本獨立性；R2=0.273，DW=1.880,P<0.05，因此前提假設滿足，回歸方程有意義。

表3 各影響因素對利他行為的回歸分析

從表3可以看出，VIF均小于2，因此無多重共線性。四個影響因素中只有組織承諾與利他行為顯著相關(P=0.000<0.05)，家庭工作沖突、分配和程序公平、工作緊張與其相關性不顯著，它們對回歸模型的作用不明顯。回歸方程表達式為：

利他行為=0.414*組織承諾-0.15*家庭工作沖突+0.074*分配和程序公平+0.063*工作緊張

3.各影響因素對個人主動性的回歸分析

將個人主動性作為因變量，工作緊張、組織承諾、家庭工作沖突、分配和程序公平作為自變量，進行多元線性回歸。回歸分析的前提假設：滿足正態分布；樣本是隨機抽樣，被試之間相互獨立，因此滿足樣本獨立性；R2=0.260，DW=1.901,P<0.05，因此前提假設滿足，回歸方程有意義。

表4 各影響因素對個人主動性的回歸分析

從表4可以看出，VIF均小于2，因此無多重共線性。四個影響因素中只有組織承諾與個人主動性相關顯著(P=0.000<0.05)，家庭工作沖突、分配和程序公平、工作緊張與其相關性不顯著，它們對回歸模型的作用不明顯。回歸方程表達式為：

個人主動性=0.428*組織承諾-0.140*家庭工作沖突+0.012*分配和程序公平+0.109*工作緊張

4.各影響因素對人際和諧的回歸分析

將人際和諧作為因變量，工作緊張、組織承諾、家庭工作沖突、分配和程序公平作為自變量，進行多元線性回歸。回歸分析的前提假設：滿足正態分布；樣本來自于總體的隨機抽樣，被試之間相互獨立，因此樣本獨立性滿足；R2=0.189，DW=1.709,P<0.05，因此前提假設滿足，回歸方程有意義。

表5 各影響因素對人際和諧的回歸分析

從表5可以看出，VIF均小于2，因此無多重共線性。四個影響因素中只有組織承諾(P=0.003<0.05)和家庭工作沖突與人際和諧顯著相關(P=0.016<0.05)，分配和程序公平、工作緊張與其相關性不顯著，它們對回歸模型的作用不明顯。回歸方程表達式為：

人際和諧=0.281*組織承諾-0.218*家庭工作沖突+0.005*分配和程序公平+0.071*工作緊張

5.各影響因素對保護學校資源的回歸分析

將保護學校資源作為因變量，工作緊張、組織承諾、家庭工作沖突、分配和程序公平作為自變量，進行多元線性回歸。回歸分析的前提假設：滿足正態分布；樣本來自于總體的隨機抽樣，被試之間相互獨立，因此樣本獨立性滿足；R2=0.196，DW=2.064,P<0.05，因此前提假設滿足，回歸方程有意義。

表6 各影響因素對保護學校資源的回歸分析

從表6可以看出，VIF均小于2，因此無多重共線性。四個影響因素中只有組織承諾(P=0.006<0.05)和家庭工作沖突與保護學校資源顯著相關(P=0.007<0.05)，分配和程序公平、工作緊張與其相關性不顯著，它們對回歸模型的作用不明顯。回歸方程表達式為：

保護學校資源=0.256*組織承諾-0.244*家庭工作沖突+0.076*分配和程序公平+0.055*工作緊張。

三、各因素對組織公民行為的影響

由回歸分析結果可知，四個影響因素中只有家庭工作沖突(回歸系數=0.495，P=0.005<0.05)和組織承諾(回歸系數=-0.219，P=0.000<0.05)與組織公民行為顯著相關，且組織承諾影響最為顯著。分配程序公平(回歸系數=0.065，P=0.370>0.05)和工作緊張(回歸系數=0.061，P=0.395>0.05)的顯著性檢驗結果不顯著，它們對組織公民行為的回歸模型的作用不明顯。影響因素對組織公民行為各維度回歸分析的結果如下：

1.學校認同

四個影響因素中只有組織承諾與學校認同顯著相關(P=0.000<0.05)，家庭工作沖突、分配和程序公平及工作緊張的顯著性檢驗結果不顯著，它們對回歸模型的作用不明顯。

2.利他行為

四個影響因素中只有組織承諾(P=0.000<0.05)的顯著性檢驗結果顯著，家庭工作沖突、分配和程序公平及工作緊張的顯著性檢驗結果不顯著，它們對回歸模型的作用不明顯。

3.個人主動性

四個影響因素中只有組織承諾(P=0.000<0.05)的顯著性檢驗結果顯著，家庭工作沖突、分配和程序公平及工作緊張的顯著性檢驗結果不顯著，它們對回歸模型的作用不明顯。

4.人際和諧

四個影響因素中只有組織承諾(P=0.003<0.05)和家庭工作沖突(P=0.016<0.05)的顯著性檢驗結果顯著，分配和程序公平及工作緊張的顯著性檢驗結果不顯著，它們對回歸模型的作用不明顯。

5.保護學校資源

四個影響因素中只有組織承諾(P=0.006<0.05)和家庭工作沖突(P=0.007<0.05)的顯著性檢驗結果顯著，分配和程序公平及工作緊張的顯著性檢驗結果不顯著，它們對回歸模型的作用不明顯。