基于心理契約的高校教師激勵現狀研究

馬永亮

（安徽工業大學 機械工程學院, 安徽 馬鞍山 243002）

一、引言

心理契約是由Argyris 首先引入管理學領域，其后Schein 將其引入心理學領域[1]。關于心理契約的概念，學術界圍繞雙邊關系還是單邊關系，期望、信念還是感知、責任的爭論分為廣義說和狹義說兩種主流觀點。盡管不同學派的觀點不盡相同，但都一致認為心理契約不同于正式的雇傭合同。高校與教師之間是靠一系列契約來聯結的，這一系列契約既包括正式的、明確的雇傭契約，還包括非正式的、未公開說明的心理契約。有學者研究指出，組織不具有期望和感知的主觀能力與意識，也不能片面地以組織中的管理層來代替組織進行評判[2]。本文采用狹義的心理契約概念即心理契約是員工對雇員與雇主雙方責任和義務的信念系統。

由于雇傭關系和心理契約的內容不同，心理契約維度也存在差異，主要劃分有“二維結構說”和“三維結構說”。我國學者研究發現“三維結構說”更符合我國高校教師心理契約的特征，并提出高校教師心理契約主要包括交易責任、發展責任和關系責任[3-4]。

傳統經濟性契約對高校教師的激勵效果較為有限，“引得進、用不好、留不住”成為許多高校人才引進與管理方面的真實寫照。高校教師能否積極主動地投入到組織活動中，能否在工作中付出自己的努力或投入更多的感情，能否保持個人目標和組織目標相一致，都是值得關注的問題?；诟咝Ｅc教師的心理契約博弈實現對教師的隱性激勵是一條新興的途徑，本文采用“高校教師心理契約量表”，選取某高校183 名教師開展調查，運用數據分析方法，從心理契約的交易責任、發展責任和關系責任三個維度探索高校教師主觀理解的自身責任和義務以及學校的責任和義務，為進一步研究構建綜合心理契約與經濟契約的高校教師激勵體系奠定實踐依據和建設方向。

二、研究對象與方法

隨機選取某高校183 名教師進行調查，最終收回有效問卷183 份，有效回收率為100%。其中男性108 人、女性75 人。30 歲及以下8 人、31～40 歲75 人、41～50 歲86 人、51 歲以上14 人；任職年限5 年及以下34 人、6～10 年34 人、11～20 年111 人、21 年及以上4 人；學歷為本科的18 人，碩士97 人，博士68 人；初級職稱8 人、中級職稱112 人、副高級職稱51 人、正高級職稱12 人；已婚175 人，未婚8 人；擔任行政職務53 人，未擔任行政職務130 人。

本研究采用“高校教師心理契約量表”施測。劉藝通過SPSS22.0 對心理契約量進行信效度檢驗，其中心理契約學校責任分量表信度系數值為0.911（＞0.8)，教師責任分量表信度系數值為0.892（＞0.8)，具有較高的信度；心理契約學校責任分量表的KMO 值為0.896（＞0.6)，教師責任分量表的KMO 值為0.833（＞0.6)，具有較好的效度[5]。

在問卷星調查平臺將問卷發送給被調查教師，由教師根據指導語填寫問卷，施測時間為20 分鐘左右。采用SPSSAU22.0 軟件進行數據整理與分析。

三、結果與分析

（一）心理契約描述性統計分析

如表1 所示，心理契約學校責任層面交易維度、發展維度和關系維度的平均值分別為2.117、2.203、2.182，平均值均介于基本符合和不確定之間；心理契約教師責任層面交易維度、發展維度和關系維度的平均值分別為1.797、1.736、1.690，平均值均介于完全符合和基本符合之間。心理契約描述性統計數據顯示，高校教師心理契約的履行程度較好，其中學校責任層面交易維度的平均值最低，說明高校對于教師的薪資福利、晉升發展、進修培訓等方面的心理契約履行程度最高；教師責任層面關系維度的平均值最低，說明高校教師在接受工作的變動、分享科研成果以及維護學校的良好形象等方面的心理契約履行程度最高。教師責任層面的平均值1.763，小于學校責任層面的平均值2.082，說明高校教師認為自己在心理契約履行程度上高于學校。

表1 心理契約描述性統計

（二）人口統計學差異分析

1.性別對心理契約各維度的差異分析

如表2 所示，不同性別樣本對于學校責任、學校責任交易維度、學校責任發展維度、學校責任關系維度、教師責任、教師責任交易維度、教師責任發展維度、教師責任關系維度均不會表現出顯著性(p＞0.05)，所以不同性別樣本對于學校責任、學校責任交易維度、學校責任發展維度、學校責任關系維度、教師責任、 教師責任交易維度、教師責任發展維度、教師責任關系維度全部均表現出一致性，并沒有顯著性差異。

表2 性別的獨立樣本T 檢驗分析

2.年齡對心理契約各維度的差異分析

如表3 所示，不同年齡樣本對于學校責任、學校責任交易維度、教師責任、教師責任交易維度、教師責任發展維度、教師責任關系維度共6 項不會表現出顯著性(p＞0.05)，意味著不同年齡樣本對于學校責任、學校責任交易維度、教師責任、教師責任交易維度、教師責任發展維度、教師責任關系維度全部均表現出一致性，并沒有差異性。不同年齡樣本對于學校責任發展維度、學校責任交易維度共2 項呈現出顯著性(p＜0.05)，意味著不同年齡樣本對于學校責任發展維度、學校責任關系維度有著差異性。具體分析可知，年齡對于學校責任關系維度呈現出0.01 水平顯著性(F=5.378，p=0.001)。具體對比差異可知，有著較為明顯差異的組別平均值得分對比結果為：年齡段在41～50 歲大于年齡段在30歲以下及年齡段在31～40 歲的。不同年齡對于學校責任發展維度呈現出0.05 水平顯著性(F=3.492，p=0.017)，以及具體對比差異可知，有著較為明顯差異的組別平均值得分對比結果為：年齡段在41～50 歲的大于年齡段在30 歲以下及年齡段在31～40 歲的。

表3 年齡的單因素方差分析

3.任職年限對心理契約各維度的差異分析

如表4 所示，不同任職年限樣本對于教師責任、教師責任交易維度、教師責任關系維度共3 項不會表現出顯著性(p＞0.05) ，所以不同任職年限樣本對于教師責任、教師責任交易維度、教師責任關系維度均表現出一致性，并沒有差異性。而不同任職年限樣本對于學校責任、學校責任交易維度、學校責任發展維度、學校責任關系維度、教師責任發展維度共5 項呈現出顯著性(p＜0.05)，所以不同任職年限樣本對于學校責任、學校責任交易維度、學校責任發展維度、學校責任關系維度、教師責任發展維度有著差異性。具體分析可知，不同任職年限對于學校責任呈現出0.05 水平顯著性(F=2.986，p=0.033)，以及具體對比差異可知，有著較為明顯差異的組別平均值得分對比結果為：任職年限11～20 年的大于任職年限5 年以下的。不同任職年限對于學校責任交易維度呈現出0.05 水平顯著性(F=2.805，p=0.041)，以及具體對比差異可知，有著較為明顯差異的組別平均值得分對比結果為：任職年限11～20年的大于任職年限5 年以下的。不同任職年限對于學校責任發展維度呈現出0.01 水平顯著性(F=5.523，p=0.001)，以及具體對比差異可知，有著較為明顯差異的組別平均值得分對比結果為：任職年限11～20 年的大于任職年限5 年以下的。不同任職年限對于學校責任關系維度呈現出0.01 水平顯著性(F=4.611，p=0.004)，以及具體對比差異可知，有著較為明顯差異的組別平均值得分對比結果為：任職年限11～20 年的大于任職年限5 年以下的。不同任職年限對于教師責任發展維度呈現出0.05 水平顯著性(F=2.916，p=0.036)，以及具體對比差異可知，有著較為明顯差異的組別平均值得分對比結果為：任職年限6～10 年的大于任職年限5年以下的；任職年限11～20 年的大于任職年限5 年以下的。

表4 任職年限的單因素方差分析

4.學歷對心理契約各維度的差異分析

如表5 所示，不同學歷樣本對于學校責任、學校責任交易維度、學校責任發展維度、學校責任關系維度、教師責任、教師責任交易維度、教師責任關系維度共7 項不會表現出顯著性(p＞0.05)，所以不同學歷樣本對于學校責任、學校責任交易維度、學校責任發展維度、學校責任關系維度、教師責任、教師責任交易維度、教師責任關系維度全部均表現出一致性，并沒有差異性。而不同學歷樣本對于教師責任發展維度呈現出顯著性(p＜0.05)，所以不同學歷樣本對于教師責任發展維度有著差異性。具體分析可知，不同學歷對于教師責任發展維度呈現出0.01 水平顯著性(F=5.269，p=0.006)，以及具體對比差異可知，有著較為明顯差異的組別平均值得分對比結果為碩士大于博士。

表5 學歷的單因素方差分析

5.職稱對心理契約各維度的差異分析

如表6 所示，不同職稱樣本對于學校責任、學校責任交易維度、學校責任發展維度、學校責任關系維度、教師責任、教師責任交易維度、教師責任關系維度共7 項不會表現出顯著性(p＞0.05)，所以不同職稱樣本對于學校責任、學校責任交易維度、學校責任發展維度、學校責任關系維度、教師責任、教師責任交易維度、教師責任關系維度均表現出一致性，并沒有差異性。不同職稱樣本對于教師責任發展維度呈現出顯著性(p＜0.05)，所以不同職稱樣本對于教師責任發展維度有著差異性。具體分析可知，不同職稱對于教師責任發展維度呈現出0.05 水平顯著性(F=2.997，p=0.032)，以及具體對比差異可知，有著較為明顯差異的組別平均值得分對比結果為：初級大于副高和正高；中級大于正高。

表6 職稱的單因素方差分析

6.婚姻狀況對心理契約各維度的差異分析

如表7 所示，不同婚姻狀況樣本對于學校責任、學校責任交易維度、學校責任發展維度、學校責任關系維度、教師責任、教師責任交易維度、教師責任發展維度、教師責任關系維度全部均不會表現出顯著性(p＞0.05)，所以不同婚姻狀況樣本對于學校責任、學校責任交易維度、學校責任發展維度、學校責任關系維度、教師責任、教師責任交易維度、教師責任發展維度、教師責任關系維度均表現出一致性，并沒有差異性。

表7 婚姻狀況的獨立樣本T 檢驗分析

7.是否擔任行政職務對心理契約各維度的差異分析

如表8 所示，是否擔任行政職務樣本對于學校責任、學校責任交易維度、 學校責任發展維度、學校責任關系維度、教師責任發展維度、教師責任關系維度共6 項不會表現出顯著性(p＞0.05)，所以是否擔任行政職務樣本對于學校責任、 學校責任交易維度、 學校責任發展維度、學校責任關系維度、 教師責任發展維度、教師責任關系維度均表現出一致性，并沒有差異性。是否擔任行政職務樣本對于教師責任、教師責任交易維度共2 項呈現出顯著性(p＜0.05)，所以是否擔任行政職務樣本對于教師責任、教師責任交易維度有著差異性。具體分析可知，是否擔任行政職務對于教師責任呈現出0.05 水平顯著性(t=—1.997，p=0.047)，具體對比差異可知， 擔任行政職務的平均值(16.57)明顯低于未擔任行政職務的平均值(18.06)；是否擔任行政職務對于教師責任交易維度呈現出0.01 水平顯著性(t=—2.665，p=0.008)，具體對比差異可知，擔任行政職務的平均值(6.51)明顯低于未擔任行政職務的平均值(7.46)。

表8 是否擔任行政職務獨立樣本T 檢驗分析

四、討論與建議

心理契約描述性統計分析發現，高校教師認為自身心理契約履行程度高于學校，其中學校責任層面交易維度履行程度最高，教師責任層面關系維度履行程度最高。高校與教師之間心理契約的承諾與履行還處于“隱性”狀態，高校履行心理契約主要集中于交易責任，強調教師的薪資福利、績效獎勵、進修培訓、晉升發展和條件資源等方面，對心理契約的發展責任和關系責任重視不夠、措施不多，高校對于學校責任的履行未達到教師心理契約的期望程度。教師履行心理契約體現在接受工作變動、分享科研成果和維護學校形象等關系責任方面，教師對于教師責任的履行程度尤其是交易責任和關系責任也未達到學校的期望。所以，高校應建立健全教師交易激勵、發展激勵和關系激勵等心理契約激勵機制，以此激勵教師履行更為全面、更高水平的教師責任。

人口統計學差異分析發現，高校教師心理契約履行程度在年齡、任職年限、學歷、職稱和是否擔任行政職務等部分人口學變量上存在顯著差異。年齡在41～50 歲的高校教師認為心理契約學校責任發展維度、學校責任關系維度履行程度明顯低于年齡在30 歲以下和31～40 歲的高校教師；任職年限11～20 年的高校教師認為心理契約學校責任層面履行程度明顯低于任職年限5 年以下的高校教師，任職年限6～10 年和任職年限11～20 年的高校教師心理契約教師責任發展維度履行程度明顯低于任職年限5 年以下。馬斯洛需要層次理論將人的需求按層次從低到高分為五種：生理需要、安全需要、社交需要（歸屬與愛的需要）、尊重需要和自我實現需要，年齡在41～50 歲和任職年限11～20 年的高校教師基本需要已滿足，期望學校提供滿足尊重和自我實現等高層次需要的激勵措施，所以對學校責任發展維度和關系維度履行的期望更高。任職年限5 年以下的高校教師入職時間不長，為做好工作要適應學校的各類環境，不斷完善知識、技能結構，提高業務水平，所以心理契約教師責任發展維度履行程度較高。

學歷為碩士的高校教師心理契約教師責任發展維度履行程度明顯低于學歷為博士的高校教師；職稱為初級的高校教師心理契約教師責任發展維度履行程度明顯低于職稱為副高和正高的教師，職稱為中級的高校教師心理契約教師責任發展維度履行程度明顯低于職稱為正高的高校教師。學歷為博士和高級職稱的教師作為高校師資隊伍的骨干力量，尤其面臨較高科研指標的考核要求，心理契約教師責任發展維度履行程度較高。

擔任行政職務的高校教師心理契約教師責任層面履行程度明顯高于未擔任行政職務的高校教師。擔任行政職務的高校教師具有對學校負責、對師生負責和對自身發展負責的三重責任，較高的責任要求促使其心理契約教師責任層面履行程度較高。

從人口統計學變量差異上來看，學校管理者應充分認識高校教師個性化差異，構建合理的高校教師心理契約激勵體系，以此調動高校教師的工作積極性，提高高校教師的工作滿意度。