高校教師的工作價值取向?qū)ι鐣x閑的影響*
——以組織支持感為調(diào)節(jié)變量

張 茜

(河南工學院 計算機科學與技術(shù)學院,河南 新鄉(xiāng) 453003)

0 引言

根據(jù)社會賦閑理論,一些個人在團隊中比單獨工作時投入更少的努力時,就會產(chǎn)生社會賦閑[1]。社會賦閑會導致團隊成員之間的負面情緒,這可能會損害成員的關(guān)系,影響合作[2]。實踐表明,與單獨工作相比,教師在團隊合作中的負責感較低。當責任在團隊成員中擴散時,這種擴散現(xiàn)象遵循了從眾、社會影響研究中的模式:隨著團隊成員的增加,個人的責任減少。工作價值取向影響教師對工作的主觀判斷,主要體現(xiàn)在對工作意義的認識、對工作的感受、工作中的行為表現(xiàn)以及個人期望通過工作實現(xiàn)的目標這四個方面。由于不同工作價值取向的個體對工作目的與意義理解的差異,導致其在工作中努力的程度不同以及感知組織支持感差異較大。本文旨在分析高校教師工作價值取向、組織支持感與社會賦閑之間的相互關(guān)系,并借助統(tǒng)計分析工具對調(diào)查結(jié)果進行分析。

1 相關(guān)文獻綜述與研究假設(shè)

人口統(tǒng)計學變量研究的主要內(nèi)容有性別、年齡和文化背景等。關(guān)于性別,現(xiàn)有研究表明,男性在職場上的社會賦閑傾向強于女性[3-7];關(guān)于年齡,黃婷惠[8]、蕭評瀚[9]、陳鳳英[10]等的研究指出,年紀較輕者比年長者較易出現(xiàn)社會賦閑,單位中資歷越深者社會賦閑傾向越弱;關(guān)于文化背景,李新鄉(xiāng)[11]和柯美合[12]證實,教育程度較高者,其工作投入程度也高,社會賦閑相應較少。本文嘗試利用t檢定、單因素方差分析,將年齡、性別、職稱納入本研究的背景變項進行探討,提出以下研究假設(shè):

H1:不同背景變項在高校教師社會賦閑中有顯著差異。

H1.1:不同年齡的高校教師在社會賦閑中有顯著差異。

H1.2:不同性別的高校教師在社會賦閑中有顯著差異。

H1.3:不同職稱的高校教師在社會賦閑中有顯著差異。

工作價值取向影響教師對工作的主觀判斷,主要體現(xiàn)在對工作意義的認識、對工作的感受、工作中的行為表現(xiàn)以及個人期望通過工作實現(xiàn)的目標。Bellah在HabitsoftheHeart一書中將工作價值取向分為三類:謀生價值取向、職業(yè)價值取向和事業(yè)價值取向,并詳細闡述了不同價值取向的內(nèi)涵和目標,分別是追求經(jīng)濟收入和物質(zhì)回報、個人職業(yè)發(fā)展、工作本身的意義和價值[15]。如表1所示。

表1 工作價值取向與工作目標的關(guān)系

Bellah[13]指出,具有謀生價值取向的人,認為工作是獲取物質(zhì)利益的一種手段,不太去追求其他類型的薪酬,以獲得個人所需要的物質(zhì)利益為工作意義;具有職業(yè)價值取向的人在工作中投入得更多,不僅通過外在報酬來標識他們的成就,而且希望通過職業(yè)晉升來顯示其能力,并積極爭取社會地位、獲得尊重和職權(quán);具有事業(yè)價值取向的人把工作看作人生很重要的一部分,具有很強的使命感,工作的目的并不是為了獲取利益報酬或者職位晉升,在工作中可以體驗到工作本身所帶來的滿足感和成就感。

如前所述,社交賦閑表示一些人在合作期間比單獨工作時付出更少的努力。本文利用相關(guān)分析,將工作價值取向分為謀生價值取向、職業(yè)價值取向、事業(yè)價值取向三個方面,通過模型建構(gòu),對高校教師的個人工作價值取向?qū)ι鐣x閑的影響進行分析,提出以下研究假設(shè):

H2:高校教師個人工作價值取向與社會賦閑有顯著相關(guān)。

在組織行為領(lǐng)域,組織支持感(Perceived Organizational Support)一直被視為研究員工工作行為和態(tài)度的重要視角。當教師在工作中面對更高要求更大壓力時,組織支持感能夠通過使員工感受到組織給予的物質(zhì)支持或精神鼓勵來減少由這些壓力帶來的心理和精神上的不良反應,如緊張、過度疲勞等[14]。組織支持感高的員工通常會發(fā)現(xiàn)他們的工作更愉快,工作時心情更好,疲勞、倦怠、焦慮和頭痛等癥狀更少。本文采用組織支持感的多維結(jié)構(gòu),從工作支持、價值認同、利益關(guān)心三個方面探討學校組織支持感在高校教師個人工作價值觀與社會賦閑之間是否具有調(diào)節(jié)作用,提出以下研究假設(shè):

H3:學校組織支持感對高校教師個人職業(yè)價值觀與社會賦閑的相關(guān)性有調(diào)節(jié)作用。

2 分析方法

本文對4所高校的171名教師進行了問卷調(diào)查,并以SPSS和AMOS為工具對收集到的樣本進行分析,采用結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建測量模型和結(jié)構(gòu)模型[15]。此外,使用SPSS對樣本進行評估,并使用AMOS執(zhí)行有效樣本。測量模型采用驗證性因素分析,因為一個公認的測量模型包括合理的信度和效度。首先,用SPSS23.0檢查樣本數(shù)據(jù)正態(tài)分布情況,根據(jù)偏態(tài)、峰度和馬迪亞系數(shù)評估樣本具有正態(tài)性[16]。采用最大似然估計模型參數(shù),找到樣本協(xié)方差矩陣與結(jié)構(gòu)方程再生矩陣間差距最小的參數(shù)。然后模型擬合使用8個擬合指標:χ2, χ2/df, RMSEA, CFI, NFI, GFI, TLI, PNFI[17],觀察樣本數(shù)據(jù)與假設(shè)模型擬合是否妥當。將因子負荷的標準設(shè)置為等于或大于0.50[18],未發(fā)現(xiàn)負方差,這些參數(shù)是統(tǒng)計顯著性所必需的。再使用Cronbach's alpha系數(shù)確認信度,用綜合信度(CR)和平均方差提取(AVE)確認收斂效度。最后,用bootstrap方法計算相關(guān)系數(shù)的95%置信區(qū)間,驗證了判別的有效性[19]。

在測量模型的基礎(chǔ)上,建立主效應和結(jié)構(gòu)模型。估計標準化回歸系數(shù)和模型擬合,并在主效應和結(jié)構(gòu)模型中報告路徑系數(shù)和解釋方差。通過多群組分析的方式,探討高校教師工作價值取向?qū)ι鐣x閑的影響。

3 資料分析與結(jié)果

3.1 測量模型

本文所采用的量表題目共有46個,基于測量模型中因子載荷的結(jié)果(圖1),我們總共保留了40個題目。刪除了6個題目,因為它們的負荷低于0.50,其中5個是關(guān)于職業(yè)價值的,1個是關(guān)于組織支持感的。

圖1 基于測量模型中因子載荷的結(jié)果

高校教師的個人工作價值取向、社會賦閑、組織支持感、個人背景變項四個變量的標準化因子負荷在0.59～0.93之間,各項目的因子負荷均達到統(tǒng)計學意義。沒有負誤差方差,所有方差的t值均達到統(tǒng)計顯著性 (圖1)。此外,樣本滿足單變量和多重正態(tài)性;偏態(tài)和峰度的絕對值分別為0.024到0.926和0.004到0.958。接下來,模型擬合表明測量模型符合樣本數(shù):χ2=1242.626(p<0.01),χ2/df=2.305,RMSEA=0.088,CFI=0.891,NFI=0.824,GFI=0.714,TLI=0.88,PNFI=0.747。

高校教師的個人工作價值取向、社會賦閑、組織支持感3個變量中,每個變量的Cronbach's alpha、CR和AVE值分別為0.61至0.934、0.887至0.975和0.764至0.967(表2)。根據(jù)Cronbach's alpha數(shù)值>0.6,可判斷量表具有良好的信度;通過CR和AVE值可知,工作價值取向、社會賦閑、組織支持感3個變量的值具有收斂效度與區(qū)別效度。

表2 每個變量的Cronbach's alpha、CR和AVE值

3.2 背景變項與社會賦閑

以t檢定、單因子變異數(shù)進行描述統(tǒng)計分析,以了解本研究各層面的現(xiàn)況結(jié)果(1)限于篇幅,文中省去了t檢定、單因子變異數(shù)的描述統(tǒng)計分析結(jié)果,如需要請聯(lián)系作者。。結(jié)果顯示,男教師社會賦閑的平均數(shù)為3.75,女教師社會賦閑的平均數(shù)為3.26,男教師的社會賦閑高于女教師的社會賦閑。通過事后檢定比較,25歲以下的教師比41～50歲的教師更容易社會賦閑,在普通高校中,教授比講師能獲得更強組織支持感,社會賦閑程度低。學歷、工作年限與社會賦閑在本研究中無顯著關(guān)系,估計與56.9%的樣本學歷集中在本科及以下、40.7%的樣本工作年限多集中于5～15年、樣本分散度不夠有關(guān)。因此,假設(shè)1“不同背景變項在高校教師社會賦閑中有顯著差異”得到支持,不同背景變項(性別、年齡、職稱)的高校教師在社會賦閑上有顯著差異。

3.3 主效應

主效應建立在個人工作價值取向和社會賦閑的基礎(chǔ)上,主效應的標準化回歸系數(shù)是0.36,主效應與樣本數(shù)據(jù)有合理的擬合:χ2=323.029(p<0.01),χ2/df=3.630,RMSEA=0.124,GFI=0.787,CFI=0.897,NFI=0.865,TLI=0.879,PNFI=0.733[20](2)本文通過回歸分析檢驗了個人工作價值取向與社會賦閑之間的影響,限于篇幅,未在文中列出,如需要請聯(lián)系作者。。個人工作價值解釋了13%的社會賦閑(γ=-0.20,p<0.01)。因此,假設(shè)2“高校教師個人工作價值取向與社會賦閑顯著相關(guān)”得到了支持,高校教師的個人工作價值取向?qū)ι鐣x閑有正向顯著影響。

3.4 結(jié)構(gòu)模型

本研究以組織支持感作為調(diào)節(jié)變量,通過多群組分析的方式,探討高校教師工作價值取向?qū)ι鐣x閑的影響。首先進行單樣本模型配適度檢定;然后再進行路徑系數(shù)的恒等性檢驗,以檢驗組織支持感是否具有調(diào)節(jié)效果。χ2值在全樣本、高分組、低分組三個單樣本模型中分別為323.029 (p=0.000),234.876 (p=0.000),234.047 (p=0.000),達顯著水平,表示理論模式與觀察資料不適配,但本研究正式樣本數(shù)為 171,χ2值常受樣本數(shù)影響,僅作為參考指標;三個模型中的絕對配適指標、增量配適指標、精簡配適指標均達到標準參考值,整體來看,三個單樣本模型的適配度均達到良好,可以進行路徑系數(shù)恒等性檢驗(表3)。基準模型與干擾模型的差異卡方值為18.308(p=.000),達到顯著。因此,假設(shè)3成立,學校組織支持感在高校教師個人工作價值取向與社會賦閑之間具有調(diào)節(jié)作用。干擾模型的路徑系數(shù)結(jié)果也顯示,組織支持感在個人工作價值對社會賦閑的影響中起正向增強的調(diào)節(jié)效果(表4)。

表3 路徑系數(shù)恒等性檢驗

表4 正向增強的調(diào)節(jié)效果

根據(jù)SEM的數(shù)據(jù)繪制調(diào)節(jié)效果交互作用圖(圖2)顯示,與低組織支持感相比,個人工作價值取向高的教師社會支持感越強,但他們經(jīng)常會有社會賦閑狀況發(fā)生。換句話說,教師的工作價值取向是動態(tài)變化的,組織支持感較強的教師在工作中會有更高的追求,而組織支持感較弱的教師,為組織做出的貢獻會較少。根據(jù)組織支持理論[21],從組織獲得的公平、主管支持、組織獎勵和工作條件等良好待遇感知會增強教師的組織支持感。組織支持感強的教師隨著自身工作價值取向變低,社會賦閑減少的幅度要大于組織支持感弱的教師。

圖2 調(diào)節(jié)效果交互作用圖

研究結(jié)果表明,假設(shè)3“學校組織支持感對高校教師個人工作價值觀與社會賦閑的相關(guān)性有調(diào)節(jié)作用”得到支持,高校教師的個人工作價值取向?qū)ι鐣x閑有顯著影響,同時這種影響受到教師個人獲得的組織支持感的調(diào)節(jié)。

4 結(jié)語

社會賦閑表現(xiàn)為教師在職業(yè)活動中的狀態(tài)和相關(guān)行為,其中個人對待工作的態(tài)度直接關(guān)系其職業(yè)生涯的表現(xiàn),是個人社會賦閑的主要原因。但對于普通高等院校而言,教師的組織支持感對這種關(guān)系產(chǎn)生了顯著的調(diào)節(jié)作用,組織支持感讓工作價值取向較低的教師減少社會賦閑。因此本研究針如何調(diào)節(jié)高校教師的社會賦閑,提出以下建議:首先,學校應當結(jié)合教師的實際,針對教師的工作價值觀建立有效的培訓體系,激發(fā)教師積極投入工作的內(nèi)生動力,合理定位教師工作價值取向。其次,學校應當通過教師發(fā)展體制建設(shè),完善基層教學組織建設(shè),科學建立教師發(fā)展的組織支持體系,最終調(diào)節(jié)教師在職業(yè)中的社會賦閑。