高校教師組織承諾問卷的編制及信效度檢驗

摘 要 編制高校教師組織承諾問卷以探討高校教師組織承諾的結構維度并考察高校教師的組織承諾現狀。按照問卷編制的標準化流程，通過文獻調查、訪談等方法采集信息，編制項目，以廣州地區317名高校教師為研究對象，對獲得的數據進行項目分析、探索性因子分析和信效度檢驗。結果發現：（1）經探索性因子分析獲得由23個項目組成的教師組織承諾問卷包括情感承諾、交易承諾和規范承諾3個因子，各因子負荷在0.50～0.86之間，累積方差貢獻率為70.35%;（2）問卷內部一致性信度為0.96，分半信度為0.91，重測信度為0.94，效標效度為0.77;（3）高校教師組織承諾總體上處于中等水平，其中青年教師和編外教師組織承諾水平相對較低。本研究編制的高校教師組織承諾問卷具有良好的信度和效度，可供高校教師組織承諾研究使用。

關鍵詞 高校;教師;組織承諾;問卷編制;信度;效度;現狀

分類號 B841.7

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2019.06.006

1 引言

組織承諾概念自1960年由美國社會學家Becker提出后，眾多學者對組織承諾開展了大量探索性的研究，但國內外學術界對組織承諾的涵義和結構的理解至今尚未達成一致。1991年，Meyer和Allen對以往組織承諾的研究成果進行了一次綜合性研究，發現組織承諾是一種心理集合，并至少存在對組織的感情依賴、感知到離開組織的成本和留在組織的道德責任等三個維度，并將這三個維度分別命名為情感承諾、持續承諾和規范承諾。在此基礎上，Meyer和Allen提出了組織承諾三維結構模型，并開發了對應于情感承諾、持續承諾和規范承諾三個維度的三個分量表。1993年，Allen和Meyer對上述量表部分項目進行了修訂，將每個分量表的測量題目由原先的8道題壓縮為6道題，采用從“非常同意”到“非常不同意”的Likert 7點計分方式，修訂后的組織承諾分量表信度系數分別為0.82、0.74、0.83。其后，該理論模型和量表在諸多研究中得以驗證并被國內外眾多研究者認可和借鑒。

高校教師組織承諾是組織承諾理論在高等教育領域的運用。2018年1月筆者在中國知識資源總庫（CNKI）單庫檢索首頁，以“組織承諾”為主題檢索共得成果7528項，以“教師組織承諾”為主題檢索得成果241項，以“高校教師組織承諾”為主題檢索得成果61項。在已檢索到的61篇關于“高校教師組織承諾”的論文中，碩博士論文18篇，期刊論文43篇。分析檢索結果后發現：（1）從論文發表時間看，關于企業員工組織承諾的研究成果最早可溯到1997年3月，而關于高校教師組織承諾的研究成果最早僅可溯到2005年5月，教師組織承諾尤其是高校教師組織承諾的研究起步相對較晚（辛妙菲， 2018）。（2）從研究內容看，研究焦點主要集中在教師組織承諾的涵義、結構維度、影響因素、作用機制四個方面。其中，國內關于教師組織承諾結構維度的研究，目前主要有兩種思路：其一是以Meyer和Allen（1991）提出的組織承諾“三維結構模型”為理論基礎進行研究，其二是以我國學者凌文輇、張治燦、方俐洛（2000）提出的“五維結構模型”和宋愛紅、蔡永紅（2005）提出的“四維結構模型”為理論基礎進行研究。（3）從研究結果上看，已有的關于高校教師組織承諾的研究，大多脫胎于企業組織承諾的研究，缺乏對教師組織承諾本身的特點和體系的構建;由于研究者所運用的研究理論不同、對教師組織承諾的內涵和結構維度所持觀點不同、采用的測量工具不同，其研究結果也不盡相同。（4）從研究方法上看，國內外關于教師組織承諾的研究一般都是采用問卷測量法進行，但所采用的測量工具各不相同，目前尚未形成統一的本土化的測量標準。由于缺乏標準的測量工具，研究者的研究結果存在較大差異，而測量工具的局限性在一定程度上也影響了研究結果的可信度。因此，關于教師組織承諾的結構維度和測量工具還有待更深入更系統的研究。

縱觀國內已有的關于高校教師組織承諾研究的問卷，多以企業員工組織承諾問卷為藍本改編，未能充分體現教師作為知識型員工（高人力資本水平、高成就動機、高自尊、高安全和歸屬的需要等）和學校作為知識型組織（利他性和公益性等）的特征。目前國內以高校教師為樣本，基于Meyer和Allen（1991）的組織承諾三維結構理論的研究還比較少（截至2018年1月7日，筆者在CNKI上僅可檢索到相關研究論文11篇）;且已有的以Meyer和Allen（1991）的組織承諾三維結構理論為基礎進行的教師組織承諾研究，其研究工具多直接套用Meyer和Allen（1991）的組織承諾量表，如葛鑫博（2013）、鐘前和趙云霞（2008）等人的研究，并未結合當前中國經濟文化背景下高校教師這個特殊的群體進行本土化的修訂。由于Meyer和Allen的組織承諾三維結構理論較好地整合了前人的研究，本研究以他們提出的組織承諾三維結構理論作為分析基礎，在文獻調查的基礎上，以廣州地區高校教師為樣本，采用半開放式訪談與問卷調查相結合的方式，通過量化研究與實證研究相結合的方法，編制一套切合我國高校教師群體特征、符合心理測量學規范、適用性較強的高校教師組織承諾問卷，為豐富和完善我國高校教師組織承諾研究提供借鑒。

2 問卷的編制

2.1 ?教師組織承諾問卷理論維度的建構

綜合分析已有研究發現，國內多數學者對組織承諾的內涵的認識比較統一，認為組織承諾是個體對某一特定組織的認同和卷入程度，并希望維持組織成員身份的一種心理現象（雷麗瓊， 2008），即個體在認知（經濟或規范）的基礎上進一步表現出的情感態度（對組織目標和價值觀的認同）和行為意向（希望維持組織成員身份）（夏婧， 李晨曦， 2014）。受此啟發，綜合我國學者凌文輇等人（2000）、宋愛紅和蔡永紅（2005）、劉耀中（2009）等人的研究，本研究將高校教師組織承諾厘定為高校教師熱愛并忠誠于所在學校組織的一種肯定的態度和心理傾向，主要表現為高校教師認同所在學校的組織文化、發展目標和價值觀，樂意作為組織成員繼續留在所在學校組織，并為學校發展全身心地投入工作三個方面。

4.4 研究結果

4.4.1 探索性因子分析

本研究中，高校教師組織承諾問卷的KMO取樣適當性和Bartlett球形檢驗結果顯示：KMO度量值為0.95，Bartlett近似卡方分布值χ2=6764.71（p<0.01）。運用主成分分析方法對高校教師組織承諾問卷中23個項目進行探索性因子分析，根據系統程序默認的因子提取原則萃取公共因子，并通過方差最大化正交旋轉法求出最終的因子負荷矩陣，結果見表4。

表4結果及碎石圖顯示組成正式問卷的23個項目可分為3個因子，結果與前面預測階段所得到的三個因子吻合，且三個因子的累積方差貢獻率達到70.35%。根據各因子所包含的項目的含義，可將3個因子分別命名如下：因子Ⅰ命名為“情感承諾”，指教師認同并接受學校的目標、文化和價值理念，樂意為學校努力工作的一種態度和心理傾向;因子Ⅱ命名為“交易承諾”，指教師出于自身利益的考慮而繼續留在學校組織中的一種態度和心理傾向;因子Ⅲ命名為“規范承諾”，指教師受職業道德規范和組織規范影響，樂意作為組織成員承擔對組織的責任和義務的一種態度和心理傾向（辛妙菲， 2018）。

4.4.2 問卷信度

運用克隆巴赫α系數對高校教師組織承諾總問卷及各因子信度進行檢驗，結果顯示，修訂后的高校教師組織承諾總問卷與情感承諾、交易承諾兩個因子的信度均有所提高。正式問卷總的內部一致性信度為0.96，各因子的內部一致性信度均在0.87以上;總問卷的分半信度為0.91，各因子的分半信度均在0.69以上;總問卷的重測信度為0.94，各因子的重測信度為0.78以上。結果見表5。

4.4.3 問卷效度

（1） 結構效度

為進一步了解問卷的項目區分度，本研究分別以各因子得分與總問卷得分的相關系數、各項目得分與所屬因子得分的相關系數，以及各因子得分之間的相關系數為指標，考察各項目的區分度（結構效度）。結果顯示，各項目與所屬因子的相關系數在0.35～0.85之間（p<0.01），且都呈顯著相關;各因子與總問卷的相關系數在0.91～0.97之間（p<0.01），呈高度顯著相關;各因子之間的相關系數在0.44～0.50之間（p<0.01），呈中等偏弱相關。結果見表6和表7。

（2） 效標關聯效度

效標關聯效度是指自編問卷測量結果和效標問卷測量結果之間的一致程度。本研究采用Allen和Meyer（1993）設計的組織承諾量表作為效標問卷。該問卷共18個項目，采用Likert 7點計分法，“1”表示“非常不同意”，“7”表示“非常同意”;包含情感承諾、規范承諾、持續承諾三個維度。在本研究中，效標問卷總的克隆巴赫α系數為0.85，其中情感承諾因子的克隆巴赫α系數為0.70，規范承諾因子的克隆巴赫α系數為0.83，持續承諾因子的克隆巴赫α系數為0.78。對自編高校教師組織承諾問卷與效標問卷的相關度進行檢驗，結果顯示，自編高校教師組織承諾問卷除因子I（情感承諾）和因子III（規范承諾）與效標問卷的持續承諾維度未達到顯著相關外，自編高校教師組織承諾總問卷及其因子與效標問卷及其因子在各維度上的相關系數均在0.37～0.77之間（p<0.01），呈較強相關。此外，發現自編高校教師組織承諾問卷的三個因子除與效標問卷的對應維度的因子呈較高相關外，還與其他非對應維度的因子呈不同程度的相關。結果見表8。

4.4.4 高校教師組織承諾狀況

（1） 高校教師組織承諾總體水平

統計結果顯示，高校教師組織承諾及各子維度承諾水平均居于中等偏上水平;其中，在規范承諾維度上得分最高，在交易承諾和情感承諾維度上得分相對較低。結果見表9。

（2） 不同背景因素的教師組織承諾水平

為了考察不同背景因素的教師在組織承諾及各子維度上是否存在顯著差異，分別對不同性別、身份教師的得分進行獨立樣本t檢驗，對不同年齡、婚姻、校齡、學歷和職稱教師的得分進行單因素方差分析。結果顯示，不同性別、身份、年齡的教師在組織承諾上存在顯著差異;而不同婚姻狀態、校齡、學歷、職稱教師的組織承諾水平差異不顯著?？傮w而言，在組織承諾總體水平及各子維度上，女教師均顯著高于男教師;編制內教師顯著高于編制外教師（規范承諾除外）;31～35歲教師的組織承諾水平顯著低于其他年齡組教師（規范承諾除外），30歲以下教師的交易承諾水平顯著低于46歲以上教師，其他年齡組教師之間的組織承諾水平差異不顯著;婚姻、校齡、學歷和職稱變量對高校教師組織承諾水平影響并不顯著。結果見表10-表12。

5 結果討論

5.1 關于組織承諾的結構維度

5.1.1 因子分析

進行因子分析，一般需符合以下三個條件：一是因子分析以變量之間的共變關系作為分析依據，因子分析的變量必須是連續變量，且符合線性關系的假設;二是抽樣過程必須隨機，并具有一定規模（樣本數一般大于300）;三是變量之間具有一定程度的相關（相關系數絕對值大于0.30）。通過Bartletts球形檢驗與KMO（即Kaiser-Meyer-Olkin 的取樣適當性量數）檢驗可確定變量是否適合進行因子分析：若Bartletts球形檢驗結果顯著，則表示相關數據可以用于因子分析抽取因子;KMO值越大，表示變量間的共同因子越多越適合進行因子分析，當KMO的值小于0.50時則不宜進行因子分析（陳瑞芬， 2012; 劉媛媛， 2013; 吳明隆， 2000; 張厚粲， 徐建平，2009）。

本研究樣本數為317，經檢驗，KMO值為0.95，Bartletts 球形檢驗近似卡方分布值χ2=6764.701（p<0.01）;除交易承諾有1個項目的共同度和因子負荷值較低外（共同度為0.48，因子負荷值為0.50），構成該問卷的其他項目因子負荷均在0.53以上，共同度均在0.57以上;且各項目與所屬因子的相關系數在0.35～0.85之間（p<0.01），各因子與總問卷的相關系數在0.91～0.97之間（p<0.01），各因子之間的相關系數在0.44～0.50之間（p<0.01）（張厚粲， 徐建平，2009）。綜合上述，本研究數據適合進行因子分析。

5.1.2 因子數目

因子數目的決定主要有兩種方法：一是特征值的大小，二是碎石圖?？疾毂狙芯康奶卣髦导八槭瘓D，發現自編的高校教師組織承諾問卷的23個測量項目大致落在三個因子上，三個因子累積方差貢獻率達到70.35%，總體解釋率較高。這與Meyer和Allen提出的組織承諾三維結構相符，說明本研究的探索性因素分析結果支持組織承諾的三維結構模型。此外，本研究預測階段和正式施測階段兩次探索性因子分析均得到相同的三個因子，說明自編的高校教師組織承諾問卷結構合理且具有一定的穩定性。

5.1.3 因子命名（1） 情感承諾 ?情感承諾，指教師認同并接受學校的目標、文化和價值理念，樂意為學校努力工作的一種態度和心理傾向。包括對學校辦學宗旨和目標、學校文化和辦學理念的認同。教師忠誠于所在的學校組織并在其中努力工作，主要是由于對學校組織深厚的感情而非物質利益。

（2） 交易承諾

社會交換理論認為，人們總是用自己所擁有的資源與他人、組織或社會進行交換，以獲取自己所需的各種社會資源（如金錢、物質、聲望、利益、機會等）;組織承諾就是個體在與組織交換的過程中所產生的一種態度及行為（毛宇鋒， 2014）。交易承諾，指教師出于自身利益的考慮而繼續留在學校組織中的一種態度和心理傾向。它是建立在經濟交換原則基礎上的具有濃厚交易色彩的承諾，代表教師對學校組織的投入成本，體現教師與學校組織的利益交換關系。交易承諾維度所含項目主要參照Meyer和Allen開發的“持續承諾”量表修訂而成。由于Meyer和Allen（1991）提出的組織承諾三維結構理論基礎主要基于Becker（1960）的單邊投入理論，其中“持續承諾”主要是從離職角度出發，考察離職對員工目前的生活可能帶來的損失（即目前的損失）;而在中國經濟文化背景下，員工對一個組織承諾程度的高低，很大程度上取決于留在所在組織中能得到什么或會得到什么（即今后長期的損益），而不僅僅考慮離開所在組織目前會損失什么。對此，具有高學歷、高自尊和高成就動機的高校教師期望更高，表現尤為明顯?？紤]到Meyer和Allen提出的“持續承諾”維度中的項目內容和表述是以西方文化為背景，為使項目內容和表述更切合我國文化背景下高校教師對個體與學校組織之間的互惠關系的理解，本研究對Meyer和Allen的“持續承諾”維度所含項目內容進行了篩選和修訂，并將其命名為“交易承諾”。

（3） 規范承諾

規范承諾，是指教師長期受社會職業道德規范和組織規范影響，樂意作為組織成員承擔對組織的責任和義務的一種態度和心理傾向。規范承諾的產生，一方面與教師長期受學校文化、校訓校紀、社會道德規范和職業道德規范的約束、熏陶和影響有關。另一方面，每個教師進入一個學校組織都抱有一種期望，這種期望包括維持生存、發展自我的需要。當教師從學校組織中源源不斷獲得符合預期的利益，受中國傳統關系社會中“公平交換”“禮尚往來”的觀念的影響，教師會從內心對學校產生一種回報的責任感和義務感（如認為有責任有義務維護并遵守學校規章制度）。

綜上所述，從某種角度來說，情感承諾是教師對學校文化、辦學宗旨和價值目標的認同;交易承諾是教師對自己在學校組織中的價值地位和發展機會的認同;規范承諾是教師對學校文化、制度規范的認同和內化。

5.2 關于組織承諾問卷的信度

信度是指測量結果的一致性和穩定性。為提高問卷的信度，本研究在編制問卷和施測時，編制并使用了統一的指導語;在施測過程中，統一利用部門業務學習時間，以部門為單位集中發放，被試在規定時間內統一作答并收回，盡量控制施測環境和條件的一致性。信度測量有多種方法，本研究采用一致性方法、分半法和重測法對問卷的信度進行檢驗。一般而言，克隆巴赫α系數值介于0～1之間，α值越大表示問卷項目間相關性越好，內部一致性越高;若α系數大于0.80表示內部一致性極好，在0.60～0.80之間表示較好，而低于0.60表示內部一致性較差;重測信度大于0.75表示極好，在0.60～0.75之間表示較好（戴海崎， 張鋒， 陳雪楓， 1999）。

本研究在預測時，自編高校教師組織承諾總問卷的內部一致性信度為0.95，各因子的內部一致性信度均在0.85以上;正式施測時，自編高校教師組織承諾總問卷的內部一致性信度為0.96，各因子的內部一致性信度均在0.87以上;且自編高校教師組織承諾總問卷分半信度達到0.91，各因子的分半信度達到0.69～0.83。由此可見，一方面修訂后的正式問卷和三個因子的信度均有所提高;另一方面，自編高校教師組織承諾總問卷和三個因子的克隆巴赫α系數比較理想，問卷的內部一致性符合心理測量學要求。為了考察問卷的穩定性，兩個月后，用同一問卷對同一群體的36名教師再次施測。對兩次施測結果進行相關分析，發現總問卷重測信度達到0.94，各因子的重測信度達到0.78～0.93，均達到了心理測量學要求。由此可見，自編的高校教師組織承諾問卷具有良好的信度。

5.3 關于組織承諾問卷的效度

調查問卷的效度大致可以分為內容效度、結構效度和效標關聯效度三種。本研究主要考察問卷的結構效度和效標關聯效度。根據Kerlinger（1986）的觀點，當所有項目與總分相關系數均顯著時，表示該量表具有良好的結構效度（王婷婷， 2008）。本研究項目分析結果顯示，各因子與總問卷的相關系數在0.91～0.97之間（p<0.01），呈強相關;各項目與所屬因子的相關系數在0.35～0.85之間（p<0.01），呈較強相關;各因子之間的相關系數在0.44～0.50之間（p<0.01），呈較弱相關。說明自編高校教師組織承諾問卷測量的是教師組織承諾三個不同的成分。

本研究采用Allen和Meyer（1993）設計的組織承諾問卷作為效標問卷，與自編高校教師組織承諾問卷同時施測。經對自編高校教師組織承諾問卷測量結果與效標組織承諾問卷測量結果進行相關分析，結果發現：

（1）自編高校教師組織承諾問卷及其因子與效標問卷及其因子在各維度上的相關系數均在0.37～0.77之間（p<0.01），呈較強相關。一般而言，自編問卷測量結果與效標問卷測量結果之間的相關系數越大，表示問卷的效標關聯效度越好，一般以相關系數在0.40～0.80之間視為比較理想。按照這個標準，自編的高校教師組織承諾問卷效度尚可。

（2）理論上自編的高校教師組織承諾問卷對應維度應該與效標問卷的對應維度相關較高，而與其他非對應維度相關較低。但本研究發現自編高校教師組織承諾問卷的三個維度除與效標問卷的對應效度呈較高相關外，還與其他非對應維度呈不同程度的相關（見表8）。原因可能與效標問卷各維度內成分不純有關。Allen和Meyer（1993）的研究雖然通過探索性因素分析得到三個維度，但情感承諾與規范承諾之間的相關達到0.51。Hachett、Bycioh、Hausdorf（1994）和Ko（1997）分別對Allen和Meyer（1993）的組織承諾三維模型進行驗證，發現情感承諾與規范承諾之間的相關分別為0.73和0.85。以上研究的驗證性分析結果雖然都支持了組織承諾的三維結構模型，但情感承諾和規范承諾之間的高相關，提示Allen和Meyer（1993）開發的組織承諾問卷中組成情感承諾和規范承諾的項目之間可能存在重疊成分。受此影響，自編的高校教師組織承諾問卷各維度除與效標問卷對應維度高度相關外，與其他非對應維度也存在不同程度的相關。綜合自編高校教師組織承諾各維度之間的相關分析結果（見表7），我們認為自編的高校教師組織承諾問卷相對效標問卷更為合理。

5.4 關于高校教師組織承諾水平

5.4.1 高校教師總體組織承諾處于中等偏上水平

本研究發現高校教師組織承諾及各子維度承諾水平總體上處于中等偏上水平，但情感承諾相對較低，說明高校教師的組織承諾尤其是情感承諾還有較大提升空間，這與葛鑫博（2013）等人的研究結果一致。原因主要有兩個方面：一方面可能與高校教師自尊需要和成就動機強烈有關。作為知識分子的精英群體，職業的“知識性”往往使高校教師的自我要求、自我期望和職業發展定位較高，自我實現的愿望也相對其他群體較為強烈。但對于高校教師尤其是入職不久的青年教師，學校組織實際能給予的滿足自尊需要和自我發展需求的組織支持與教師的期望往往存在一定的差距，長此以往必然影響高校教師對所在學校組織的認同，進而影響其組織承諾水平。另一方面，可能與高校組織自身的社會聲譽有關。本研究的被試主要來自成人高校，由于成人高校組織的美譽度不如普通高校高，致使成人高校教師的職業聲望也遠不如普通高校教師高，從而影響成人高校教師的自我效能感和對所在學校組織的承諾水平。

5.4.2 31～35歲以下教師組織承諾水平顯著低于其他年齡組教師 ?本研究發現，除規范承諾外，31～35歲教師的組織承諾總體水平及其他子維度水平顯著低于其他年齡組教師（30歲以下年齡組除外），原因可能與31～35歲教師正處于工作和事業的起步階段有關。近年來，由于高校教師的準入門檻越來越高（一般要求研究生畢業），高校教師入職前接受系統專業教育的時間相對較長，相應的他們參加工作的時間相對同齡人較晚（一般25～26歲左右研究生畢業）。這部分教師由于入職時間晚、工齡短、職稱低，其收入也相對較低，加之家庭經濟壓力較大，工作與家庭的矛盾比較突出。同時，由于這部分教師多數剛從培養單位畢業走上高校教師工作崗位，工作中不可避免會遇到諸如身份和環境轉變如何適應、教學與科研如何平衡、工作和家庭如何兼顧、人際（師生）關系如何處理等壓力，加之經驗不足，資源缺乏，他們的工作和事業起步往往比較困難，如學校組織未能及時予以關注并積極提供幫助、指導和支持，往往會影響其心理健康和工作滿意度，并最終影響他們對所在學校組織的認同和歸屬感。

5.4.3 女教師組織承諾水平顯著高于男教師

本研究發現，女教師組織承諾水平顯著高于男教師，該研究結果與以往多數研究結果一致。這與中國傳統 “男主外，女主內”的思想有關。傳統思想賦予女性更多生兒育女和照顧家庭的責任，而教師工作穩定、社會聲譽和福利待遇相對較好，符合大部分女性職業求安穩的心理期望和社會對傳統女性的角色要求和價值定位，且女性在學校工作更有利于照顧家庭，因而女性從教的職業穩定性相對較強。而作為家庭的頂梁柱，男性需要負擔家庭的主要經濟來源，且男性相對于女性而言，其自尊需要和成就動機更強烈，更敢于接受挑戰，所以男性在職場上往往比女性有更高的期望值。因此，一般來說男教師的組織承諾水平相對女教師較低。

5.4.4 編制內教師組織承諾水平顯著高于編制外教師（規范承諾除外） ?本研究發現，編制內教師組織承諾水平顯著高于編制外教師（規范承諾除外）。原因可能與編制外教師在學校中角色定位被邊緣化、同工（崗）不同酬、個人發展空間受限等身份待遇的差距有關。人是社會性動物，在心理上有歸屬的需要，而工作是決定其歸屬的一個重要方面（王九生， 2014）。角色定位被邊緣化、待遇上的差距、職業發展前景不明朗等因素易使編制外教師在思想上、心理上、感情上對所在學校組織產生不公平感和不安全感，進而影響其工作滿意度和對所在學校的認同感和歸屬感，最終削弱其對所在學校的組織承諾水平。而編制內教師作為體制內的人，相對優越的身份意識往往會使其對所在學校組織的期望相對編制外教師會更高，而實際上他們在學校工作期間可獲得的資源和組織支持也遠高于編制外教師，故其組織承諾水平相對較高。此外，編制內教師和編制外教師在規范承諾上差異不顯著，可能與編制內和編制外高校教師對教師職業規范和組織行為規范認識趨同有關。6 結論

6.1 關于高校教師組織承諾問卷

本研究在綜合國內外高校教師組織承諾研究的基礎上，以廣州地區高校教師為樣本，初步編制了一套本土化的高校教師組織承諾問卷。探索性因素分析結果顯示，該問卷由情感承諾、交易承諾和規范承諾三個維度共23個項目組成，累計方差貢獻率達到70.35%;問卷內部一致性信度為0.96，分半信度為0.91，重測信度為0.94;效標效度為0.77。本研究結果支持并驗證了Meyer和Allen（1991）的組織承諾三因素結構模型，自編的高校教師組織承諾問卷的信度、效度研究結果表明該問卷的信度和效度符合心理測量學要求，可在高校教師組織承諾研究和實踐中作為測量工具使用。