高校教师心理契约对建言行为的影响研究

2023-02-25 04:00
高教论坛 2023年1期
关键词:抑制性建言契约

余 吉

(南华大学 经济管理与法学学院,湖南 衡阳 421001)

一、引言

《中国教育现代化2035》明确指出,要坚持把教师队伍建设作为基础工作,完善教师管理和发展机制,激发教师专业发展活力。教育部2022工作重点也明确强调:“把教师作为教育发展的第一资源,打造高素质专业化创新型教师队伍。推动高等教育体系内涵式发展,需要建立健全大学的善治结构,引入民主决策,确保学术权力与行政权力的有效分离,充分重视教师在人才培养、教育教学中发挥的建言献策作用[1]。然而,高校教师在参与建言内容上,更倾向于参与学校治理与自身利益关联度较高的公共事务,依次是“科研、晋升待遇、教学、人事工作、后勤资产、其他、学校规划”[2]。在建言形式上,呈现机械式、被动式参与特征。普通教师参与度低,部分学术委员会委员和教代会代表参与建言偏形式化,未能切实履行应尽的责任与义务,参与建言效果不佳[3]。在建言意愿上,尽管学术权力在高校得到了认可和确立,但权力距离仍让部分高校教师主观上建言意识薄弱,亟待扩展教师参与治理和建言的深度和广度。

要从根本上认识和了解高校教师群体,需要从承诺方面进行深入探寻,而心理契约正是以组织承诺和感知为基础,明确员工自身与组织之间的权利与义务。基于此,以高校教师为研究对象,试图分析高校教师心理契约对建言行为的影响。这不仅有助于丰富心理契约与建言行为的研究内容,拓展其研究视角;还有助于激发高校教师主体参与意识,实现教师职业与志业的嵌入式融合;同时有助于推动大学治理向“善治”发展,探究大学教育回归“当下的教育本质和自己的意志”[4]。

二、研究假设

心理契约是指员工和雇主之间对相互关系中责任、义务、权利的感知,旨在寻求彼此之间付出与回报的均衡。随着社会发展以及高等教育改进的需求,对高校教师心理契约的探究也逐渐增多。主要可分为两个着重点,一是以高校教师为群体进行研究,主要涉及对心理契约构建、心理契约重构、心理契约失衡以及心理契约违背的探讨。其中朱玉的研究中,对高校教师群体细化,探究民办高校新教师心理契约违背的原因及预防措施[5]。二是以心理契约为研究背景,或是研究高校教师及其群体细分的管理现状与管理改进;或是研究其组织公民行为,包括职业倦怠、归属感缺失、情绪劳动、职业道德构建等问题,或是研究其离职倾向以及隐形流失;或是研究人力资源方面的问题,包括薪酬绩效、职业发展等内容。

建言行为是组织成员以期促进组织生存与发展,完善工作职责,主动向组织管理者提出的具有参考价值的角色外人际沟通行为。从该定义可以看出,建言行为不仅是一种角色外行为,还是一种具有自发性的主动行为,目的是为了改进组织机能和绩效[6]。国内对于建言行为的研究起步较晚但也做了充分探讨,一方面,围绕探讨建言行为发生的各种变量及相互关系展开,如前因变量、调节变量、中介变量等;另一方面,以组织公民行为为出发点,将建言行为与公民道德、尽职行为、助人行为等组织公民行为相结合进行研究。其中,学者段锦云对其研究甚多,最早在2005年对组织建言行为的研究中做出定义,建言行为是为适应情境转变,提升组织与环境耦合程度,进而进行的富有建设性的交流互动行为[7]。在此之后的研究中,进一步完善中国背景下建言行为的结构、测量和影响机制。

心理契约会对建言行为造成影响。曹科岩等以领导-成员交换作为调节变量,探究心理契约破坏与员工建言行为的关系,揭示了产生心理契约破坏感的员工更有可能抑制自己的建言行为,换言之,积极的心理暗示更利于建言[8]。张璇等基于自我损耗的视角,发现员工心理契约破裂与破坏性建言行为呈显著正相关, 即员工心理契约破裂感知越高, 其出现破坏性建言行为的可能性越大[9]。杨美美从新生代员工的视角以组织承诺为中介因素探讨心理契约破裂对建言行为造成的负面影响,进一步佐证了以往学者的观点[10]。基于此,本文提出以下假设:假设H1高校教师心理契约对建言行为具有正向影响。

高校教师的心理契约感知是一个互动过程,包括学校对教师的责任和教师对学校的责任两个层面的交互,而在这个感知传递中,又分为交易维度、关系维度和发展维度这3个维度[11]。关系维度是教师与高校间良好关系的维持,承诺、效能的提高以及双方人文关怀的给赋;交易维度则是高校用符合教师经济期望的福利待遇、培训发展换取教师的角色外行为与能动反应;发展维度是教师基于学校提供的发展可能性以及自我价值实现的可能性而不断优化自身知识结构与科研能力,提高双方的契合水平。建言行为包括抑制性建言与促进性建言,抑制性建言是组织成员针对可能对组织运转产生不利影响或致使组织发展受损的现象、行为而主动提出担忧和警示;促进性建言是成员为提高组织效能主动提出的具有创新性的改进建议[12]。促进性建言和抑制性建言都能带来积极的绩效结果,同属于积极的建设性建言框架之下。

在高校环境中,学校对教师的承诺与给付会增加教师的参与感和公共服务动机[13]。朱优佩、彭赟琦等对高校教师建言行为现状进行调查发现,高校教师建言受行政力量以及中庸思想影响,建言意愿以及建言反馈率都低,且建言缺乏动力,学校管理激励性不足[14]。张帆、宋凤宁以公立小学的教师为研究对象,探讨权利距离、情绪智力对小学教师建言行为的影响。结果发现:组织成员的权力距离能显著负向预测其建言行为,且情绪智力对权力距离与小学教师的建言行为存在调节作用[15]。也就是说,当学校在外部激励因素如薪酬、福利与教师感知努力工作程度相关时,教师会产生相应的服务动机,如参与学校内部治理和建言;当学校缩小权力距离,为教师提供足够的人文关怀和平等融洽的交流环境时,教师的责任感和认同感会增加;当学校能够给予教师足够的职业发展需求,让教师充分发挥自身效能时,教师的组织依附感上升,会用公共利益承诺、建言行为回馈学校。张颖、苏君阳认为领导反馈环境正向预测教师建言,当领导真正做到关心尊重员工时,教师会提升建言行为[16]。基于此,本文提出以下假设:H2心理契约学校责任对建言行为具有正向影响。其中,H2.1学校责任交易维度对促进性建言具有正向影响;H2.2学校责任交易维度对抑制性建言具有正向影响;H2.3学校责任关系维度对促进性建言具有正向影响;H2.4学校责任关系维度对抑制性建言具有正向影响;H2.5学校责任发展维度对促进性建言具有正向影响;H2.6学校责任发展维度对抑制性建言具有正向影响。

心理契约教师责任是教师认为自身应该为学校未来发展而付诸努力的责任,付出回报失衡会削弱教师责任,影响高校教师的建言意愿[17]。黄玲、马贵梅等对成就动机是否影响高校教师建言行为分析发现,在给予不同选择情境并在自我效能感调节作用时,越是渴望成就的教师建言行为越频繁;反之,越是谨小慎微避免失败,其建言行为越是缺失[18]。当教师愿意为回馈学校提出的相应外部条件而为学校履行相应工作职责,愿意为学校改变自身知识、技能结构,分享自己的科研成果,愿意将学校发展视为自身责任时,说明教师具有较高的组织承诺,这种情境之下更趋向于建言献策[19]。基于此,本文提出以下假设:H3心理契约教师责任对建言行为具有正向影响。其中,H3.1教师责任交易维度对促进性建言具有正向影响;H3.2教师责任交易维度对抑制性建言具有正向影响;H3.3教师责任关系维度对促进性建言具有正向影响;H3.4教师责任关系维度对抑制性建言具有正向影响;H3.5教师责任发展维度对促进性建言具有正向影响;H3.6教师责任发展维度对抑制性建言具有正向影响。

三、数据收集

(一)研究对象

为验证本文提出的研究假设,以高校教师为被调对象展开问卷调查。发放方式既包括问卷星线上发放回收,也包括纸质问卷线下发放回收,其中样本来源42.63%从本校收集获得,57.36%为高校教师与同学资源推介。本次调查共收集问卷129份,剔除无效问卷9份,最终有120份问卷可供研究使用,问卷的有效回收率为93.02%。样本的基本情况如下。

样本女性占比53.33%,男性占比46.67%;在年龄方面,样本主要分布在31-40岁的年龄层,占比58.33%;从学历分布来看,样本大多数是硕士,占比54.17%,其次是博士,占比42.5%,这与高等教育行业情况基本相符;从职称来看,大多数教师样本职称为讲师,占比47.5%,其次为副教授,占比35%,助教与教授占比分别为9.17%和8.33%;没有兼任行政职务的样本数量占比高达75%,兼职行政职务的教师样本数量仅占25%;从任职年限分布来看,样本任职年限在5年及以下、5-10年、11-20年的样本数量相差不大,占比分别为32.5%、28.33%、30%,此外,任职年限为20年以上的高校教师样本占比最少,仅占9.17%。

(二)变量测量

通过大量文献梳理以及研究适配,心理契约量表与建言行为的量表分别采用韩明、董学安等编制的心理契约量表和Liang等编制的建言行为量表。其中,心理契约量表分为学校责任和教师责任两个层面,这两个层面分别包括交易维度、关系维度和发展维度;建言行为量表将建言行为划分为两个维度,分别是促进性建言与抑制性建言。两个量表均采用李克特五级量表。

四、数据分析

(一)描述性统计与相关分析

在高校教师心理契约与建言行为的描述性统计分析中,心理契约学校责任层面各维度的平均值为3.803、3.831、3.482,心理契约教师责任层面各维度的平均值为4.108、4.125、4.328,均高于平均水平3。此外,发现高校教师心理契约的履行程度较好,说明学校对高校教师的职业发展、提供相应设备条件和关系维护、长期稳定等方面的心理契约履行较好;教师责任层面,发展维度的平均值最高,为4.328,说明高校教师在完善自身以适应学校的发展、做好科研工作等方面的心理契约履行程度较高。此外,教师责任层面的平均值4.179远远大于学校责任层面的平均值3.694,说明高校教师认为自身在心理契约履行程度上比学校做得好。在促进性建言和抑制性建言两个维度的平均值分别为3.548、3.347,均大于平均水平,说明高校教师的建言积极性较高。其中,促进性建言的平均值大于抑制性建言的平均值,这同样说明高校教师在建言行为上更多愿意提出对组织发展有利的意见和建议。

高校教师心理契约与建言行为的相关性数据表明,高校教师心理契约与建言行为存在显著正相关(r=0.595,p<0.01),高校教师心理契约水平越高,建言行为就会越明显,积极向高校建言献策。因此,H1假设得证。如图1,在进一步的高校教师心理契约各维度与建言行为各维度的相关性数据中可以看到P值均有0.01的显著性,说明心理契约各维度与建言行为各维度均具有显著相关性。

图1 高校教师心理契约各维度与建言行为各维度的相关性

(二)回归分析

为了进一步检验假设是否成立,本文以心理契约以及学校责任和教师责任作为自变量,建言行为作为因变量进行一元线性回归分析;以心理契约各维度作为自变量,建言行为各维度作为因变量进行分层回归分析。

从图2的数据表中可以得到,方差膨胀系数VIF=1(<10),说明没有检测到共线性问题;D-W值也说明变量无自相关;心理契约、高校责任、教师责任的回归系数值分别是0.838(T=8.037,P=0.000,具有0.01的显著性)、0.608(T=7.200,P=0.000,具有0.01的显著性)、0.752(T=5.860,P=0.000,具有0.01的显著性)。验证了高校教师心理契约、高校责任、教师责任维度对建言行为具有显著正相关,因此,H1.H2.H3.假设得证。

图2 心理契约、高校责任、教师责任维度与建言行为的回归分析结果

如图3所示,当因变量为抑制性建言时,模型1的R2=0.257,说明抑制性建言有25.7%可以被学校责任关系维度解释。线性回归模型的F=40.761,P<0.01,学校责任关系维度的回归系数值为0.581(T=6.384,P=0.000<0.01),验证了学校责任关系维度对抑制性建言具有显著正相关。即H2.4假设得证。

模型2是在模型1的基础上加入学校责任发展维度,结果显示F=23.520,P<0.01,具有显著性,说明加入学校责任发展维度后,能更好解释模型。R2=0.287,呈上升趋势,证明学校责任发展维度可以解释变异量3%。此外,学校责任发展维度的回归系数值为0.258(T=2.219,P=0.028<0.05),验证了学校责任发展维度对抑制性建言具有显著正向影响。即H2.6假设得证。

图3 心理契约学校责任各维度与建言行为各维度的分层回归分析结果

模型3是在模型2的基础上加入学校责任交易维度,结果显示F=17.856,P<0.01,具有显著性,说明加入学校责任交易维度后,能更好解释模型。R2=0.316,呈上升趋势,证明学校责任交易维度可以解释变异量2.9%。此外,学校责任发展维度的回归系数值为0.274(T=2.223,P=0.028<0.05),验证了学校责任交易维度对抑制性建言具有显著正向影响。即H2.2假设得证。

当因变量为促进性建言时,模型1的R2=0.224,说明促进性建言有22.4%可以被学校责任发展维度解释。线性回归模型的F=34.133,P<0.01,学校责任关系维度的回归系数值为0.446(T=5.842,P=0.000<0.01),验证了学校责任发展维度对促进性建言具有显著正相关。即H2.5假设得证。

模型2是在模型1的基础上加入学校责任交易维度,结果显示F=31.262,P<0.01,具有显著性,说明加入学校责任交易维度后,能更好解释模型。R2=0.348,呈上升趋势,证明学校责任交易维度可以解释变异量12.4%。此外,学校责任交易维度的回归系数值为0.542(T=4.716,P=0.000<0.01),验证了学校责任交易维度对促进性建言具有显著正向影响。即H2.1假设得证。

模型3是在模型2的基础上加入学校责任关系维度,结果显示F=22,073,△F=2.757,P=0.1>0.05,不具有显著性,说明加入学校责任关系维度后,对模型并没有解释意义。R2=0.347,△R2=0.015,接近于0,学校责任关系维度仅具有1.5%的解释能力。说明学校责任关系维度对促进性建言没有显著影响,不能验证假设。即H2.3假设不成立。

如图4所示,当因变量为抑制性建言时,模型1的R2=0.066,说明抑制性建言有6.6%可以被教师责任发展维度解释。线性回归模型的F=8.285,P<0.01,教师责任发展维度的回归系数值为0.397(T=2.878,P=0.005<0.01),验证了教师责任发展维度对抑制性建言具有显著正相关。即H3.6假设得证。

图4 心理契约教师责任各维度与建言行为各维度的分层回归结果

模型2是在模型1的基础上加入教师责任交易维度,结果显示F=12.276,P<0.01,具有显著性,说明加入教师责任交易维度后,能更好解释模型。R2=0.173,呈上升趋势,证明教师责任交易维度可以解释变异量10.8%。此外,教师责任交易维度的回归系数值为0.577(T=3.907,P=0.000<0.01),验证了教师责任交易维度对抑制性建言具有显著正向影响。即H3.2假设得证。

模型3是在模型2的基础上加入教师责任关系维度,结果显示F=8.185,△F=0.176,P=0.675>0.05,在统计学上不具备显著意义,说明加入教师责任关系维度后,对模型并没有解释意义。R2=0.153,△R2=0.001,接近于0,教师责任关系维度仅具有1%的解释能力。说明教师责任关系维度对抑制性建言没有显著影响,即H3.4假设不成立。

当因变量为促进性建言时,模型1的R2=0.096,说明抑制性建言有9.6%可以被教师责任发展维度解释。线性回归模型的F=12.512,P<0.01,教师责任发展维度的回归系数值为0.474(T=3.537,P=0.001<0.01),验证了教师责任发展维度对促进性建言具有显著正相关。即H3.5假设得证。

模型2是在模型1的基础上加入教师责任交易维度,结果显示F=23.007,P<0.01,具有显著性,说明加入教师责任交易维度后,能更好解释模型。R2=0.282,呈上升趋势,证明教师责任交易维度可以解释变异量18.6%。此外,教师责任交易维度的回归系数值为0.747(T=5.512,P=0.000<0.01),验证了教师责任交易维度对促进性建言具有显著正向影响。即H3.1假设得证。

模型3是在模型2的基础上加入教师责任关系维度,结果显示F=15.268,△F=0.132,P=0.717>0.05,不具有显著性,说明加入教师责任关系维度后,对模型并没有解释意义。R2=0.283,△R2=0.001,接近于0,教师责任关系维度仅具有1%的解释能力。说明教师责任关系维度对抑制性建言没有显著影响,即H3.3假设不成立。

五、结论与讨论

(一)研究结论

第一,通过相关性分析和回归分析发现,心理契约正向影响建言行为,心理契约学校责任、教师责任对建言行为具有显著正相关;心理契约学校责任发展维度、交易维度、关系维度对抑制性建言具有显著正向预测作用;心理契约学校责任发展维度、交易维度对促进性建言具有显著正向预测作用;心理契约教师责任发展维度、交易维度对抑制性建言、促进性建言具有正向预测作用。说明学校提供有竞争力的福利待遇、培训晋升通道和提高民主管理水平,并与教师的期望符合时,教师愿意积极建言并且当出现阻碍学校发展的症结时敢于建言,反映问题。

其中,学校责任关系维度与促进性建言没有显著正向关系,这说明学校积极维护上下级关系、同事关系、保障工作长期稳定并不一定能促进高校教师提出创新性言论;教师责任关系维度与促进性建言、抑制性建言没有显著正向关系,这是与以往研究不同之处,也是本文的新发现。说明教师在人际关系维护、学校形象维护的努力,并不能代表高校教师会积极进行促进性、抑制性建言。可能的解释是在接受工作变动、和学校分享科研成果、维护学校良好形象方面的心理契约水平高,能够反映高校教师责任感强,认为这是职业素养的一部分,并不能直接作用于其建言行为方面。并且,通过文献分析以及高校系统实际情况发现,高校教师由于更多注重科研和教学,在人际方面的便利条件更少,在其职称评聘、课题申报等方面存在评审缺陷时,更体现出人际维护的重要性,在这种情境下,高校教师不倾向于进行抑制性建言开罪他人。

第二,通过描述性统计分析发现,高校教师心理契约和建言行为并未饱和,仍有较大提升空间。其中,高校教师认为自身的心理契约履行程度高于学校,说明学校对于学校责任的履行未达到教师心理契约的需要,从而使教师建言积极性受挫。因此,学校应该提升其在薪资待遇、培训发展、关系维度等方面的条件,以激励教师积极建言,为学校发展建言献策。

第三,通过人口统计学变量差异分析结果发现,高校教师心理契约履行程度在年龄、学历、职称上有显著差异,高校教师建言行为在年龄、任职年限上有显著差异。

(二)管理启示

本文通过系列数据分析发现,高校教师心理契约履行程度越高,其建言积极性也就越高。为了进一步激励教师积极建言,对高校管理者建议如下。

首先,重视高校教师的个体差异,对高校教师实行差异化管理方式。结合以往研究结论以及本文对人口统计学差异分析,年龄以及任职年限更长、职称更高的教师是科研与教学的中坚力量,应该给予其话语权的保障,重视其提出的意见与建议;而对于进入高校系统时间不长且职称等级较低的青年教师,应该维护其敏感的人际关系感知,采取兼收并蓄的态度,在民主平等的基础上进行充分交流,多主动询问其意见,诱发其建言倾向,形成建言常态,激发其能动性。此外,兼任行政职务的教师应该发挥其建言优势,鼓励积极谏言;而只需完成教学与科研任务的教师由于与学生、教学软硬件资源、教学体系等联系更密切,越能够深入发现问题,管理者应该尊重并考虑其提出的合理建议。

其次,完善对高校教师心理契约的动态跟进,保持高校教师心理契约感知的动态平衡。教师的心理契约并非一成不变,而是会有阶段性波动。管理者要建立动态跟进机制,积极与教师进行沟通,了解其真实需求,从精神和物质方面进行有效激励。高校教师认为学校有责任在薪资待遇、培训晋升、工作自主性、创新性等方面对自己履责,除了这些物质需求外,还认为学校应该做好人文关怀,比如开设教师沙龙、教师工作坊,促进教师开展高效同伴学习,激发教师发展期望[20]。只有高校的实际情况符合教师期望,高校教师才会提高其心理契约水平,提高建言频率和建言质量。

再次,提高各高校民主管理水平,并尽可能采用支持性管理方式。支持性的管理方式有助于形成良好的沟通机制和建言环境,提高教师与高校的协同性。因此,高校管理者需要缩小权力距离,注意教师对于决策方式以及权力分配上的感知情况,营造民主的决策氛围和融洽的人际环境,避免过高的权力距离抑制教师的建言行为。同时,高校管理者要进一步理顺行政权力与学术权力的关系,提高教师对学校管理事务的参与度与话语权,同时完善组织建设,使他们能够有相对稳定的组织依托,将学校发展与自身发展有机结合。

最后,打造良好的建言氛围,多渠道促进建言并建立有效的反馈激励机制。要充分利用网络信息技术增设民主参与平台并建立有效保护机制,高校教师建言存在关系风险和职业风险,出于成本考虑和各方压力,使得高校教师不愿轻易建言,更不会提出与高校运行相抵触的意见和建议。为了打消教师建言的后顾之忧,一方面应该营造积极建言献策的氛围,完善线上线下多种建言渠道,比如微信、领导意见邮箱、头脑风暴等,鼓励信息互动交流;另一方面,要注意保护教师隐私,对于教师提出的抑制性建言要严格保守秘密,建立和完善有效保护机制;此外,学校管理者应该学会聆听,重视教师提出的意见和建议,并且完善反馈机制,给予采纳的意见请专家论证并给予教师奖励,不予采纳的意见应做出合理解释并鼓励教师今后继续积极进言。

除了以上管理意见之外,也有不少学者提出在高校中构建多元评价指标体系的重要性,高校教师评价是教师职称评定、晋升的重要依据,这也是教师不愿建言的阻碍因素之一。也就是说,在高校中需要建立对教师考评的明确指标,并且在评价中应采用定性评价与定量评价相结合的多元评价方法,包括学生评价、同行评价以及专家评价等,以此避免官僚主义和价值单一的弊端,充分发挥高校教师作为典型的知识性员工的优势,提升高校决策科学化和民主化水平。

诚然,高校教师不能一味地归因于外,固执地维持认知图式的一致性,所谓知人者智也,自知者明也。一方面,高校教师应该淡化其传统的“唯上”观念,即一切以上级意志为转移,而应该改变权力距离导向,树立平等开放、独立自主、乐观进取的现代观念,通过自身认识的转变提升自我主体意识,从而重视自我价值的实现,对工作中的问题提出建设性意见,完善高校治理水平;另一方面,高校教师应该提高自身能力和综合素质,包括科研能力、沟通能力、甄别能力、心理素质等,以赢得更多话语权,使其提出的意见更能被理解和接受,更具有实际价值和实践意义。

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