小學教師敬業度影響因素實證研究

楊寶忠

摘要 探明小學教師敬業度的影響因素與影響程度是有效提高其敬業度的基礎。本研究結合小學教師專業發展特點，構建了小學教師敬業度影響模型。通過實證研究對模型及假設進行了驗證與修正，并對小學教師敬業度影響因素及影響程度進行研究，結果表明：（1）小學教師的角色扮演及其教學自主性、工作多樣性、事務的瑣碎性與繁復性等工作特征影響到教師對組織的歸屬感及其參與程度，也影響到教師對本職工作的態度及其行為表現。（2）組織氛圍、組織制度對小學教師敬業度沒有顯著影響，但這些因素會影響到教師的組織敬業度，也會在某種程度上間接影響到教師敬業度和職業穩定性。（3）家庭因素對小學教師的敬業度具有顯著負向影響，對組織敬業度也具有顯著負向影響。

關鍵詞 小學教師，教師敬業度，影響因素。

分類號 G443

1 問題提出

敬業度是員工對待工作的一種持久、積極的情緒和動機喚醒狀態：是員工如何看待自己所從事的職業和崗位、認同并追求該職業所體現的價值的一種反映：是職業操守在員工個體精神中的表現程度。小學教師敬業度，是指從事小學教育教學的專業人員專注于教育教學工作并投入自身角色扮演的程度。具體表現為小學教師對小學教育教學工作在認知、情感和行為方面的一種承諾與投入，他們會積極努力的工作，表現出一系列行為來為培養學生全面和諧發展、學校科學健康發展進行正面的影響。

作為一種歷史悠久的。正在向專業化水平邁進的教師職業，其敬業度非常值得關注。2013年，美國蓋洛普公司公布了教師敬業度的調查報告，揭示了當代美國社會中的教師對待職業的價值理念并提出有價值的建議。但在我國當前多元價值理念并存的情況下，教師群體，尤其是小學教師，是否還在堅守傳統倫理道德的示范標準，是否專注于本職工作而努力精進其業務水平，還是同現在的美國教師一樣“隨著時間流逝，經驗累積，與其他行業人員相比敬業度明顯下降”（Lopez & Sidhu，2013），對此，人們幾乎一無所知。教師敬業度，不只是不遲到早退、按常規教學、教學技能技巧熟練，遵守師德規范，更是要強調教師的專業熱忱與教學激情，強調工作中情感的豐富與真誠、愛與負責的人文關懷、教學藝術的不懈追求以及教育實踐智慧的展現等。因此，敬業度的研究有著深刻的現實意義。

在實踐領域最早關注員工敬業度的是美國蓋洛普咨詢公司。它在持續近40年研究中，建立了“蓋洛普路徑”模型，并且開發出量表進行測量，影響廣泛。

在理論上，Kahn（1990）最早進行了系統闡述。他認為敬業度是員工在扮演工作角色時，在體力、認知和情感方面投入精力并表現自我的程度。即，敬業度反映了員工對待本職工作的一種態度和行為，衡量了員工投入工作的狀態。在一般意義上，人們認為敬業度就是員工對待組織的情感和智力投入。Kahn認為，價值感，安全感和資源的可利用性與敬業度緊密相關。Maslachet和Leiter（2001）則從倦怠視角研究敬業度，指出了導致倦怠和敬業的六個因素：工作量、控制、獎勵與認可、組織與社會支持、公平感與價值觀。此外，Robinson，Perrvman和Hayday（2004）研究發現，增加員工個體的工作價值感知，具有技能多樣性、任務鑒別、任務意義、自主權等性質的工作影響員工敬業度。Rhoades，Eisenberger和Armeli（2002）通過實證研究分析指出，員工傾向于觀察他們主管對自己的態度，以此作為組織支持的一個影射，組織獎勵、組織認可、組織公平等組織制度因素對敬業度具有顯著影響。Maslachet和Leiter（2008）則發現，員工相信他的組織是為他們著想并關心其幸福的時候，他們就有可能嘗試完成對組織的義務從而變得更敬業。

在教師敬業度研究中，楊新國（2008）研究指出，中小學教師工作敬業度具體包括愛崗樂業、教學負責、關心學生、工作奉獻、工作專注等方面，并建構了“工作資源模型”來探討工作敬業的形成機制。郭濤（2012）采用實證研究驗證了工作特征、薪酬福利、組織氛圍等影響著高校教師敬業度。

教師職業的工作家庭沖突方面的研究，包括教師工作要求、教師工作家庭平衡感知等對其工作家庭沖突的影響，以及工作家庭沖突對其自我效能感、職業倦怠、工作滿意度、生活滿意度的影響等方面。如，湯舒俊（2010）對我國高校教師進行的實證研究表明，教師工作家庭沖突會顯著影響其職業倦怠水平。鄧子鵑（2013）針對高校女教師的實證研究證明工作家庭沖突和家庭工作沖突都會影響其工作效能感，并通過工作效能感影響工作生活質量。

綜合上述研究成果，結合小學教師工作特點與職業特點，構建形成小學教師敬業度影響因素理論模型，如圖1所示。

關于工作因素與小學教師敬業度關系，Saks（2006）認為工作價值感知是影響員工敬業度的決定性因素之一。May，Gilson和Harter（2004）采用實證研究證明，工作資源、工作豐富性和工作角色適配性通過員工的工作價值感知來影響敬業度：Cropanzano和Mitchell（2005）則發現，被提供了豐富的和有挑戰性工作的員工將會以較高水平的敬業度來回饋組織。Shuck和Wollard（2010）、郭濤（2012）等在研究中證實了工作特征與敬業度之間的正向關系。楊國新（2008）針對教師的研究也證實，教師工作價值認同感、教師工作特征與教師敬業度間具有正向影響關系。

關于組織氛圍與教師敬業度間關系，Kahn（1990）研究發現，支持感是影響員工敬業度的主要因素之一，組織支持包括有形資源的支持和無形資源的支持。Dollard和Bakker（2010）通過實證研究指出，來自于工作支持的組織氛圍能夠有效提高員工對心理需要的滿足程度。May等（2004），Schaufeli和Bakker（2004）通過實證研究發現，組織支持和直屬上司給員工提供的關心、支持的力度和數量會通過影響員工的工作安全感知來影響敬業度，并進一步證明了組織支持和主管支持對敬業度的積極作用與影響。而組織支持、主管支持通過影響員工的心理安全感知作用于敬業度，即這種正向影響是通過心理安全這一中介變量實現的。盧紀華等（2013）的研究均證明了組織支持感對員工敬業度具有積極影響。

員工在工作中獲得獎勵與認可，就會在自己工作的范圍內更加盡職盡責。Maslach和Leiter（1999）指出，組織獎勵和認可對員工敬業度具有顯著影響，當員工從他們的組織中得到了獎勵和認可的時候，他們就會感到應該以更強的敬業心去回報他們的組織。Saks（2006）證實了獎勵認可與敬業度之間的正向關系。Dollard和Bakker（2010））使用二層線性模型，以教師為樣本，發現工作場所心理健康氛圍在工作資源（控制）和敬業度之間發揮中間作用。楊新國（2008）和盧乃桂（2013）等人研究發現，個人價值在工作中的體現、社會及學校對其價值的認可與支持等均會對教師的敬業度產生積極的影響。張寧俊等（2013）指出，教師組織認同、教師職業認同將影響到教師的敬業度。郝天俠（2001）指出，高校教師的組織支持感與組織公民行為顯著相關，有利于利他及自覺行為、利于組織的行為和積極進取行為。

關于組織制度與教師敬業度間關系，公平理論認為，人們不僅關心個體絕對的投入產出比，而且更加在意自己的投入產出比與別人投入產出比的對比值。Kahn（1990）指出，對員工而言，分配獎勵非常重要，但是分配獎勵的程序比獎勵結果更為重要。Colquitt（2001），Rhoades和Eisenberger（2002）認為，分配公正涉及到一個人對于決策結果的公正性的看法，而程序公正是指可感受的公正性。Saks（2006）則指出，程序公平、分配公平與敬業度之間的正向關系。陳紹輝（2012）認為，組織制度及制度的公平性直接影響到教師的工作態度及工作熱情。

關于家庭因素與教師敬業度間關系，對于職業女性來說，工作與家庭間的沖突和矛盾是客觀存在的事實。小學教師需要投入更多精力到學校和教學工作中，這會占用大量家庭時間和精力，引發家庭工作沖突，從而影響敬業度。唐芳貴、彭艷（2006）針對中小學教師進行的實證研究表明，家庭因素對工作的影響會對職業倦怠產生消極影響。王永麗、何熟珍（2008）從文化心理的視角談到中美兩國對待工作與家庭的觀念差異，中國人正是基于傳統文化理念，家庭工作沖突明顯。湯舒俊（2010）對我國高校教師進行的實證研究也表明，教師家庭因素是教師敬業度的一個影響，會顯著影響其職業倦怠水平。

基于上述研究，本研究提出如下假設：

假設1：工作特性、組織支持、領導支持、獎勵認可、程序公平、分配公平對小學教師敬業度具有正向影響。

假設2：家庭影響對教師敬業度具有負向影響。

根據上述假設，可以構建形成小學教師敬業度影響因素假設模型（如圖2所示）。

2 小學教師敬業度影響因素模型檢驗

與分析

2，1 被試

本次調查覆蓋全國28個省市，對象為城鄉在職小學教師。采用“方便抽樣”、“判斷抽樣”相互結合的樣本選取方式，共發放問卷2500份，回收問卷2390份，其中有效問卷為2319份，有效回收率為92.8%。其中，男女性教師占比分別為27.5%和66.1%（其差值為缺失值所占比例）；鄉鎮和城市所占比例分別為42.3%和52.2%（其差值為缺失值所占比例）。

2.2 工具

以Saks員工敬業度問卷為基礎進行了修訂。首先，采用焦點小組訪談方法，通過對訪談內容萃取，獲得調研對象（小學教師）在敬業度、工作特征、組織支持、認同、公平感、家庭影響等方面實際情況和訴求。結合相關研究文獻成果，設計形成調查問卷。其次，經過預調研和征詢本領域相關專家意見與建議，修改形成正式調查問卷。本研究正式調查問卷由兩部分構成，第一部分為基本情況調查，第二部分為小學教師敬業度影響因素調查，包括40個問項，均采用利克特5級量表，其中“1”表示完全不同意，“5”表示完全同意。

2.3 信度效度檢驗

在信度檢驗方面，總量表和各分量表內部一致性如表1所示。其中，總量表的Cronbach α系數為0.802，組織支持、程序公平、分配公平、家庭影響、組織敬業度等分量表的Cronbachα系數值均大于0.7，說明各量表具有較高的可信度。而工作特征、領導支持、獎勵與認同、教師敬業度等分量表的Cronbachα系數雖然沒有達到0.7的顯著程度，但均大于0.5這一可接受水平，表明本研究調查問卷具有較好的內部一致性，信度較高。

效度檢驗主要包括收斂效度和判別效度等方面。在首先進行的探索性因子分析中，大部分量表均表現出較好的效度，只有組織支持與領導支持兩個分量表載荷因子較少。考慮到這兩個量表均屬于支持變量，根據分析結果將這兩個維度合并，在再次的因子分析中通過檢驗。因此，將本研究所提出的假設H2、假設H3進行合并，形成新的假設，即感知支持假設。

在此基礎上，本研究運用LISREL8.7統計軟件進行驗證性因子分析。驗證性因子分析檢驗結果表明，各量表測量模型的x²/df值雖然遠遠大于3，而RMSEA、SRMR、CFI、IFI、NFI、NNFI等指標均較好達到標準，各量表的總體擬合情況理想。與此同時，從Cronbachα系數和綜合信度pc值可以看出，各調查量表均具有很高的信度，表明整體量表的測量是可靠的。

調查量表各變量的標準化因子載荷及潛變量AVE值、相關矩陣和AVE方根比較值如表2、表3所示。

結果顯示，各潛變量AVE值分布于0.5126～0.6432之間，均大于0.5的判斷標準，表明調查量表具有較好的收斂效度。而各潛變量的AVE值的平方根均大于該變量與其他變量的相關系數絕對值，具有較好的判別效度。而內生變量教師敬業度的R2值分別為0.4377，0.5972，均遠遠大于0.2的標準，說明所建模型具有很好的擬合度和解釋力。

2.4 小學教師敬業度影響因素模型檢驗

本研究利用SmartPLS2.0軟件進行假設檢驗，初次檢驗結果顯示，研究假設1至7及其子假設中，有10個通過了檢驗，H2b、H3b和H6a沒有得到數據支持，即感知支持、分配公平對教師的敬業度沒有顯著影響，將這兩個不顯著路徑刪除，得到最終模型的標準化路徑系數（表4所示）和小學教師敬業度影響因素修正模型（圖3所示）。