組織認同在高校領導—成員交換與教師組織公民行為間的中介效應研究

劉春意

(安陽師范學院,河南 安陽 455000)

一、引言

高校不僅要履行培養人才的職能,還承擔著科學研究、服務社會、文化傳承與創新等職能,因而社會對高校教師職業功能的發揮有著對應的期待[1]。作為高校職能實現的關鍵因素,高校教師既承擔“傳道、授業、解惑”的本職工作,還須履行諸多超出崗位職責要求、與薪資待遇無關的角色外行為,即教師組織公民行為,才能符合社會對這一職業的期待[2]。教師組織公民行為 (Teachers’ Organization Citizenship Behavior, TOCB) 是指教師在完成本職工作外自愿做出幫助學生或同事的行為[3]。高校教師是高校為社會輸送人才的基礎力量,作為高智商群體,其工作性質自由度高、創新性強,工作績效不同于一般職業,僅依靠制度規范難以解釋其全部工作行為,組織公民行為的利他、利組織行為已經成為評價“大學好老師”的標準之一[4-5]。因此,提升中國高校教師組織公民行為對于學校的發展十分重要。

在諸多從“領導”角度探索對成員組織公民行為影響的研究中,領導—成員交換(Leader-Member Exchange, LMX ) 是最具影響力的領導有效性理論之一,對組織公民行為有顯著正向影響[6]。領導—成員交換是指因組織資源等因素的有限性,組織領導為了實現組織目標而與不同員工建立不同程度的交換關系,員工也會因感知到交換質量的高低而在工作中表現不同的行為與態度[7]。因而個體對組織認同程度越高越能為組織著想,越對組織表現出“一榮俱榮、一損俱損”的態度并作出更多有利于組織的行為[8]。同理,對學校組織認同感越高的高校教師越能投入更多的工作熱情[9]。因此,本研究以社會認同理論為基礎,探討組織認同是否在高校教師領導—成員交換對教師組織公民行為的影響中起中介作用。

二、文獻回顧

(一)社會認同理論

社會認同理論是群體行為社會心理學領域最有影響的理論之一,由Tajfel等人在20世紀70年代提出后在群體行為領域的研究中發展起來[10]。該理論包含社會分類、社會比較、社會認同和積極區分四個概念,認為當個體確定自己與所在群體的關聯提升了自身的自尊與地位時,這種積極關聯便會影響個體行為[11]。Turner的自我歸類理論對Tajfel的社會認同理論進行了補充,提出個體在主動將他人與自己進行區分過程中,會將內群體的特征賦予自身,并主動分配有利資源于內群體,這表明社會認同能促進有利于組織的行為[12]。員工往往因視領導為組織代表,在與領導進行交換關系過程中會視情況進行自我定義、自我分類,確認是否認可“內群體”身份,在感知到領導的支持與信任時會對組織產生歸屬與認同感,主動做出有利于組織目標的行為以示回報,說明領導可通過自身影響力提升員工的組織認同進而影響員工將實現組織目標定為努力的方向[13]。

綜上,本研究認為從社會認同角度來看,高校可采取高質量領導—成員交換的領導方式促使教師將自身歸為組織的“內群體”即產生組織認同,進而自覺向內群體分配有利資源,更充分發揮高校教師組織公民行為。

(二)不同背景變量在各變量的差異研究

唐于紅等人認為領導—成員交換在不同個體成員層面存在顯著差異[14]。姜紅與劉斌通過研究發現不同教齡高校教師在組織認同上存在顯著差異[15]。王麗芳認為組織公民行為作為角色外、個體自動自發產生的行為,必然會受到諸如性別、年齡等個體特征的影響[16]。同時,仇勇等人研究發現高校男教師在教師組織公民行為上顯著高于女教師,講師職稱教師顯著低于其他職稱的教師[5];Kim 則證實任期越長的員工其組織公民行為越低[17]。基于此,本研究提出假設一:

H1a:不同性別的高校教師在領導—成員交換、組織認同、教師組織公民行為上存在顯著差異

H1b:不同年齡的高校教師在領導—成員交換、組織認同、教師組織公民行為上存在顯著差異

H1c:不同職稱的高校教師在領導—成員交換、組織認同、教師組織公民行為上存在顯著差異

H1d:不同教齡的高校教師在領導—成員交換、組織認同、教師組織公民行為上存在顯著差異

(三)領導—成員交換與教師組織公民行為

社會交換理論認為,組織目標依賴于組織員工所扮演的各種工作角色來實現,而員工扮演什么角色取決于其在組織中的社會交換關系[18]。領導—成員交換作為社會交換理論中最主要的關系之一,描述的是員工對自身與領導關系總體質量的感知[19]。高質量的領導—成員交換情況下,下屬感受到領導給予的信任與理解后,有條件去感受、理解領導的擔憂,愿意付出職責范圍之外的努力去回報領導的信任、支持與放權,展現更高水平的組織公民行為[20]。諸多研究證實了領導—成員交換對組織公民行為的顯著正向影響,但相關研究多應用于企業員工,鮮有以高校教師為研究對象[21-22]。郭曉薇認為高校教師如果感受不到被領導尊重,沒有參與學校及與其專業相關事務的機會,將促使其產生疏離感,從而影響教師組織公民行為的發生[23]。因此本研究提出假設二:

H2:高校教師領導—成員交換對教師組織公民行為有顯著正向影響

(四)領導—成員交換與教師組織認同

Sluss and Ashforth 指出組織認同的角色層面 (role-baesd)、個人層面 ( person-baesd)、人際層面 ( interpersonal level) 中,產生于領導和員工之間相互影響的人際層面被稱之為關系認同 (relational indentificaltion)[24]。社會認同理論視閾下,領導通過權力與影響力可促進員工對組織的認同,使員工將組織目標視為努力方向,當領導—成員交換關系處于良好狀態下,員工將以實際行動維持良好關系,持續保持與組織的一致性,相關研究驗證了領導—成員交換對組織認同的顯著正向影響[25]。高質量的領導—成員交換可讓員工感受到領導的信任與支持,從而對組織有更強的歸屬感、認同感,更容易建立與組織一致的價值觀[26]。基于此,本研究推測領導—成員交換對組織認同的影響可應用于教育領域,提出研究假設三:

H3: 高校教師領導—成員交換對組織認同有顯著正向影響

(五)組織認同與教師組織公民行為

組織認同是員工對組織產生身份感、忠誠感和歸屬感的表征變量,當個人對組織產生了歸屬感與認同感,會更多地關注對組織有利的事情而非僅關心個人職責范圍內的任務[27]。具有較高組織認同感的員工在面臨不確定性時能做出與組織目標一致的決定,擴展對自身工作角色的認知,表現出支持組織的態度并將自身設置為組織代表,盡量做有利于組織的角色外行為,更容易產生組織公民行為[28]。組織認同能確保員工在未被監督情況下做出符合組織利益的行為,對組織公民行為的顯著正向影響在不同領域得到驗證[29-30],因而本研究推斷相關研究亦可用于教育領域,故提出研究假設四:

H4: 高校教師組織認同對教師組織公民行為有顯著正向影響

(六)領導—成員交換、組織認同與教師組織公民行為

組織認同反映的是個體在心理上將自我與組織融合,認同程度越高越能將組織的價值觀、規范與利益納入自我概念,個體越能從內在動機出發將集體利益視為自身利益[31]。高中華與趙晨的研究發現組織認同在領導認同與組織公民行為間起完全中介作用,說明當領導對員工的信任、支持被感知到時即可促使員工產生組織認同,進而表現出組織公民行為[32]。

綜上,本研究推測在教育領域,組織認同可能在領導—成員交換對教師組織公民行為影響中發揮中介效應,故提出研究假設五:

H5: 高校教師組織認同在領導—成員交換與教師組織公民行為間起中介作用

三、研究設計

(一)研究方法與對象

本研究采用問卷調查法,通過網絡問卷星以隨機抽樣收集數據,研究對象為覆蓋河南省內南北線上不同層次高校的專任教師,共收回問卷417份,剔除無效問卷后剩余354份有效數據,有效率為85%。

(二)研究工具

領導—成員交換量表采用王輝等人根據中國文化背景特點對Liden &Maslyn編制的領導—成員交換量表 (LMX-MDM) 進行修訂的量表,包含情感、忠誠、貢獻、專業尊敬四維度共16個題項[33]。本研究中,該量表經探索性因素分析,其KMO值為0.931,Bartlett’s球形度檢測達顯著水平(p<0.001),各維度特征值介于3.000-3.860之間(>1),旋轉成分矩陣各維度因素負荷介于0.481于0.867之間(>0.40),且累計總解釋變異量達85.053%(>50%)。同時經信度檢驗,該量表Cronbach’s α值為0.959(>0.70),各維度Cronbach’s α值在0.905-0.967間(>0.70)。

組織認同量表采用目前組織認同研究領域應用最多的Mael和Ashforth 設計的單維度量表,共6個題項[34]。本研究中,經探索性因素分析,其KMO值為0.909,Bartlett’s球形度檢測達顯著水平(p<0.001),特征值4.558(>1),旋轉成分矩陣各因素負荷介于0.599-0.840之間(>0.40),累計總解釋變異量達75.970%(>50%)。經信度檢驗,其Cronbach’s α值為0.935(>0.70)。

教師組織公民行為量表采用Aryee等人編制的組織公民行為量表,其整體信度為0.95,包含利于個體的組織公民行為 (OCBI) 、利于組織的組織公民行為(OCBO) 兩個維度的,共9個題項[35]。本研究中,經探索性因素分析,其KMO值為0.913,Bartlett’s球形度檢測達顯著水平(p<0.001),所包含的兩個維度特征值分別為3.693、3.519(>1),旋轉成分矩陣各維度因素負荷介于0.713-0.902之間(>0.40),且累計總解釋變異量達80.136%(>50%)。經信度檢驗,其Cronbach’s α值為0.948,所包含兩個維度的Cronbach’s α分別為0.950、0.909(>0.70)。

以上量表在本研究中均具備良好信效度。因上述原量表主要以公司(企業)為施測對象,故本研究針對情境做了適應性修改,如將測量題目中的“企業”改成“學校”等。同時為使調查更具針對性,問卷中所指“領導”均為高校二級學院負責人。

(三)各變量現況分析

經描述性統計分析,設中等臨界點為3.0,得分≥4.0為高水平組,≤3.0為低水平組,本研究中各變量現況如下:

高校教師領導—成員交換整體得分3.61±0.87,各維度得分界于3.46-3.82之間,均處于中等偏上水平,其中專業尊敬維度得分最高,貢獻維度得分最低。此結果的產生可能因高校二級學院領導多從優秀教師中選拔而來,具備較高的專業素養,但高校教師感知到領導為工作付出的額外努力欠缺[36]。

組織認同得分3.43±0.67,屬中等水平,可能說明高校教師對通過學校而獲得的基本生存需求比較滿意,對學校有基本的認同,具備將個人發展與學校發展相結合的一般意向[15]。

教師組織公民行為整體得分4.29±0.64,兩個維度分別為4.28±0.72、4.29±0.68,相對處于偏上水平。可能說明高校教師有立德樹人、為人師表的職業道德要求,比較注重彰顯自我的社會地位與人生價值的實現[4]。

(四)高校教師不同背景變量在本研究各變量上的差異分析

(1)經獨立樣本t檢定,發現高校教師“性別”在各變量及其維度上均不存在顯著差異。可能說明高校在性別上對待教師無差異,從而使男、女教師在領導—成員交換的感知、組織認同的程度、教師組織公民行為上的貢獻程度沒有太大影響。故本研究H1a不成立。

(2)經單因子變異數分析,結果如下:

高校教師“年齡”在領導—成員交換的情感維度(F=3.694,p<0.05)上存在顯著差異,具體體現在高校教師51歲以上年齡顯著高于31-40歲、高校教師51歲以上年齡顯著高于41-50歲;在教師組織公民行為的利于組織的組織公民行為維度(F=3.139,p<0.05)上存在顯著差異,具體體現在高校教師51歲以上年齡顯著高于30歲以下、51歲以上年齡顯著高于31-40歲。可能是因為教師年齡越大其工作經驗越豐富,人際關系越和諧,在與學校進行交互過程中更可能表現出對學校的情感以及做出有利于組織的組織公民行為。故本研究H1b部分成立。

高校教師“職稱”僅在領導—成員交換的情感維度上存在顯著差異 (F=3.123,p<0.05),具體體現在高校教師教授職稱顯著高于其他職稱。可能是因為教授與領導間情感交流質量更高。故本研究H1c部分成立。

高校教師“教齡”在領導—成員交換的整體 (F=3.266,p<0.05)及各維度上均有顯著差異,具體表現為26年以上教齡顯著高于6-15年,26年以上教齡顯著高于16-25年;在組織認同上存在顯著差異 (F=2.437,p<0.05),具體表現為16-25年教齡顯著高于6-15年,26年以上教齡顯著高于6-15年;在教師組織公民行為整體(F=2.917,p<0.05) 及各維度上存在顯著差異,具體表現為26年以上教齡顯著高于6年以下、26年以上教齡顯著高于6-15年、26年以上教齡顯著高于16-25年。可能因教師教齡時間越長與領導磨合時間越長,從而越能感知到高質量的領導—成員交換,同時工作越得心應手,越能產生組織認同感,更可能做出角色外的組織公民行為。故本研究H1d成立。

(五)各變量相關性分析

本研究采用Pearson相關分析法考察領導—成員交換各維度與組織認同、教師組織公民行為各維度之間的相關情況,結果見表1。

表1 各變量相關性分析(n=354)

通過相關分析表可見,領導—成員交換與組織認同、領導—成員交換與教師組織公民行為、組織認同與教師組織公民行為均存在顯著正相關。同時,通過表1可知各變量相關系數介于0.460-0.681之間,處于中低相關水平,不存在共線性問題,為檢驗中介效應的回歸分析打下基礎[37]。

(六)中介效應回歸分析

結合差異分析結果,本研究控制了四個背景變量并對各變量進行回歸分析,具體分析數據如表2。

表2 中介效應回歸分析表(n=354)

通過中介效應回歸分析表2可知:

模型一中,領導—成員交換 ( β=0.468,p<0.001) 對教師組織公民行為有顯著正向預測作用。說明當高校教師知覺到高質量的領導—成員交換時,會認為得到了更多領導的信任與支持,感知到被認可,同時為了讓高質量的交換關系持續下去而更愿意調整自身的努力以適應學校的總體目標,自覺表現出教師組織公民行為[38]。因而本研究H2成立。

模型二中,領導—成員交換 (β=0.536,p<0.001) 對組織認同有顯著正向預測作用。說明高質量的領導—成員交換會影響員工對組織的情感,提升教師對學校辦學定位、總體目標等核心因素的認同水平,進而提升教師對學校的忠誠程度,產生認同自身從屬于學校的態度[39]。因而本研究H3成立。

模型三中,組織認同 (β=0.596,p<0.001) 對教師組織公民行為有顯著正向預測作用,同時,領導—成員交換 (β=0.149,p<0.010) 對教師組織公民行為仍有顯著正向預測作用,且相對于模型一來看,模型三中領導—成員交換對教師組織公民行為的影響力 (β值) 明顯下降,說明組織認同在領導—成員交換與教師組織公民行為間起部分中介作用。綜上可知當高校教師在高質量領導—成員交換情況下認為自身已被領導視為“圈內人”,可促進其將自我角色的定義建立在從屬于學校的基礎之上,產生組織認同,進而自覺表現出超越角色內且有利于實現學校整體目標的行為,即自愿表現教師組織公民行為[40-41]。因而本研究H4、H5成立。

四、研究討論與建議

首先,應關注不同年齡、不同教齡、不同職稱高校教師需求。中國文化背景下成員一般會將對領導的感知等同于對組織的感知[40],教師在年齡、教齡、職稱上的不同可能使他們的需求有所不同,同時其個人能力、工作經驗、個人特長等方面也因此存在不同,高校二級學院領導可以通過了解教師差異,掌握教師能力多樣性及個體需求差異性,有針對性為其提供有利于發揮潛能的平臺,為不同教師需求提供支持與幫助,讓教師感知到與領導從屬于同一個組織,促進教師自覺做出利于組織的角色外行為[42]。

其次,高校二級學院領導可通過提升自身人格魅力,讓教師感知到領導為集體做出的努力與貢獻,從而愿意與領導建立良好交換關系[36]。應注重與教師建立長效溝通機制,比如定期開展交流會收集教師心聲動態,根據教師需求及時提供支持,讓教師對學校產生歸屬感并自覺做出超越職責范圍、有利于學校整體效能發揮的行為[43]。

最后,應注重提升教師對高校的組織認同。可結合不同專業特點開展競賽活動、建立考核評比機制,讓教師感知到自身在院部所做工作被尊重、被認可,以此促進教師對高校及所在二級學院的認同[44]。同時在工作中建立反饋機制,掌握教師對組織提供支持與幫助的認可度,促進其愿意發自內心為學校做出貢獻[45]。高校及二級學院可通過參與或組織一些有影響力的社會活動,打造具有獨特性的物質要素,提升自身社會形象,從而提升教師榮譽感,形成對學校的認同[46]。