教師激勵對組織承諾的影響
——工作滿意度的中介作用

成 剛，于文珊，鄧 蜜

(北京師范大學教育學部，北京 100875)

一、引言

我國正處于建設“教育強國”的關鍵時期，教師隊伍的整體素質不僅關系教育水平的高低，也會影響學生未來發展。科學合理的教師激勵制度可以實現學校和教師利益的協調統一，從而減緩教師流失速度并吸引優秀人才加入教育行業。我國歷來重視教師隊伍建設，政府出臺的一系列專門政策文件反復提及要保障教師待遇、地位、權益，合理設計教師的評價和激勵機制，腳踏實地地推動教師隊伍建設。但目前我國部分學校尤其是農村學校的教師評價和激勵仍然存在很多不足，忽視教師職后培訓、管理方法不當、績效工資偏向管理層等問題嚴重限制了教師隊伍發展。因此，學界開始關注究竟如何激勵才能提高教師發自內心的真正投入。

教師對學校的認同與投入程度稱為組織承諾，組織承諾水平是預測教師流動流失的重要指標，反映出教師真實的工作態度和績效，可以讓學校管理層及時捕捉教師實際需求，制定適合的激勵制度，從而打造高水平高素質的穩定師資隊伍。一般都認為激勵會影響組織承諾，[1]但由于組織承諾是對整體的一般性認識，所以工作滿意度比組織承諾更先受到影響。[2]因此,本研究除了探討激勵與組織承諾的關系外, 還將檢驗激勵是否由工作滿意來影響組織承諾。對教師激勵、工作滿意度和組織承諾的研究有助于從認知和非認知角度把握教師組織情感，提升教師工作努力程度，為教師管理提供決策參考依據，指導教師隊伍的建設和教師發展。

二、文獻回顧與研究假設

(一)教師激勵與教師組織承諾

對教師的激勵已從 “胡蘿卜加大棒”式的高工資與嚴懲罰的激勵機制轉變到為考慮客體需求和利益的理念上。根據大部分學者的分類，激勵主要分為三種類型：經濟激勵、職業激勵和環境激勵，[3-4]已有研究發現學校雖然非常重視對教師的經濟激勵，但是激勵大多是零散的、低效的，且忽視了教師渴望被尊重、希望參與學校管理等方面的高級需求。[5-8]關于教師組織承諾，有學者認為,[9]除了認可學校文化之外，教師還應自愿留在學校，主動為學校發展貢獻力量。在對教師組織承諾進行分類時，不同學者的分類維度略有差異：宋愛紅、蔡永紅將其劃分為感情、理想、規范、投入承諾等四個維度；[10]劉耀中則將其歸為感情、理想、關系承諾等六部分 。除了情感承諾和規范承諾，其他不同維度主要反映教師對離校后機會成本的考量權衡，可以納入持續承諾。[11]

已有研究發現經濟激勵對教師組織承諾有一定影響，顧倩對河南省600名農村小學教師的研究發現情感承諾受工資水平的影響顯著。[12]王益玲和魯漢玲也發現高校教師組織承諾水平會受到教師福利待遇的影響。[13]此外，Rosenholtz、Joffres 和 Haughey的研究證實了教師培訓學習機會對組織承諾的影響顯著。[14-15]Ronit和Anit研究發現教師的專業成長、教師地位和自我效能感的高低能夠預測教師的組織承諾水平，它們之間呈正相關。Rosenholtz和Simposon研究則發現不同階段教師的組織承諾對教師激勵的需求是不同的，新手期教師的組織承諾水平受學校邊界問題管理的影響，成熟期教師關注核心教學任務的激勵，而職業生涯中期教師更關注于工作中的自主性。[16]據此，提出第一條研究假設：

H1：教師激勵顯著地影響著教師組織承諾。

(二)教師激勵與教師工作滿意度

個人對自己工作的生理、心理、環境等各因素綜合的滿意感受統稱為工作滿意度。[17]對其測量有單維度和多維度兩種方式，前者常用《整體工作滿意度量表》衡量整體水平，[18]后者由于研究重點的差異，劃分的工作滿意度維度也不同。教師工作滿意度劃分與工作滿意度類似。

大部分研究認為教師激勵與工作滿意度之間有顯著正相關關系。其中，高經濟激勵可以有效提高教師的工作滿意度 ，[19]但是也有研究得出經濟激勵作用不大，相比而言，理想的教師職業生涯發展能夠激發教師活力，盡管其有效性受到年齡階段限制。[20]針對高校青年教師群體，周楊等提出興趣激勵、自我實現激勵及團隊合作激勵等方式幫助教師健康發展。[21]據此，提出本文的第二條研究假設：

H2：教師激勵顯著地影響著教師工作滿意度。

(三)教師工作滿意度在教師激勵與教師組織承諾之間的中介作用

已有研究發現教師工作滿意度與組織承諾呈正相關，[22-23]與持續承諾相比，[24]情感承諾與工作滿意度的相關度更高更顯著。[25]組織承諾是需要長期培養才形成的穩定狀態，而工作滿意度容易受環境影響,[26]教師激勵通過影響工作滿意度，進而關系到組織承諾和教師工作績效。據此，提出本文的第三、四條研究假設：

H3：教師工作滿意度越高，組織承諾越高；

H4：教師工作滿意度在教師激勵與組織承諾中起中介作用。

三、研究方法

(一)研究對象

研究選取北京市X區進行分析，該區歷史悠久，是北京重點發展的城市新區，教育規模較大，類型多樣，具有較強的典型性。本研究對X區所有小學進行分層隨機抽樣，街道、鄉鎮和農村各調研5所小學，每個小學隨機調查50名教師。回收有效問卷723份，回收率96.4%。街道小學教師245人，鄉鎮小學教師248人，農村小學教師230人，共723人，其中男教師171人占比23.7%，女教師552人占比76.3%。

(二)研究工具

本文在查閱相關文獻與量表的基礎上，結合訪談結果，篩選出符合實際情況的教師激勵問卷問題、教師工作滿意度量表、組織承諾量表。量表使用Likert五點計分，應用SPSS22.0、Amos21.0等數據分析軟件對問卷數據進分析。

1.教師激勵問卷

本文在借鑒國內外學者研究的基礎上將教師激勵主要分為經濟激勵、職業發展激勵和環境激勵三部分。其中經濟激勵主要指包括基礎工資、績效工資、獎金等在內的實際總收入，為了觀察績效工資的影響，將其單列；職業發展激勵主要是指學校為了提升教師素質能力，促進教師的專業發展所實施的激勵，主要通過觀察教師平均每年參加培訓次數、平均每周參加教研活動次數、教學設備和圖書資料的滿足情況來反映；環境激勵指學校為提高教師工作積極性和滿意度，通過完善組織制度、打造和諧的文化環境等激勵教師，主要通過教師對職稱評定、晉升、人文環境的感知來體現，環境激勵通過組織支持量表來反映，因此首先進行Cronbach’s Alpha系數信度檢驗，α=0.911，表明問卷內部一致性信度較好。對環境激勵問卷進行取樣適切性分析, KMO檢驗值為0.881，說明可進行探索性因素分析。Bartlett球形檢驗值為4106.568且達到顯著性水平(p<0.001)，因此存在共同因素的可能性很大。然后進行因子分析，環境激勵問卷可提取1個因子，累計貢獻率62.437%。

2.工作滿意度量表

本文所用的工作滿意度量表是參考國內外成熟的量表，并結合訪談調查結果進行修改制定的，本量表初始問題為31道。整理調查結果，首先對反向題進行反向計分，然后去除與工作滿意度內涵關系較小項目，然后合并意思相近的項目，再次運用主成分分析法，最終形成27道題目的因子模型，得到“人際關系”“工作本身”“領導管理”“經濟收入”“自我發展”五個方面。量表分數越高代表工作滿意度越高。信度檢驗顯示量表整體及各個維度的Cronbach’s α 值均大于 0.80，說明工作滿意度量表的內部一致性信度非常好。然后，對該量表進行了KMO 測度和Bartlett 球形檢驗，結果顯示，KMO 值為 0.949，累計因子載荷69.58%，很適合進行因子分析，Bartlett球形檢驗值達到顯著性水平(p<0.001)，表明工作滿意度各個題項之間有共同因素存在。五維度驗證性因子分析模型的各項指標分別為CMIN/DF=4.903，RMSEA=0.074，GFI接近0.9，NFI、IFI和CFI都大于0.9，表明模型整體擬合度較好。

3.教師組織承諾量表

本文所用的教師組織承諾量表是參考國內外成熟的量表，并結合訪談調查結果進行修改制定出的，本量表初始問題為36道。對反向題反向計分后運用主成分分析法，最終形成了反映教師組織承諾的3個公因子27道題目的因子模型，得到“情感承諾”“規范承諾”“持續承諾”三個方面，量表分數越高代表組織承諾程度越高。信度檢驗顯示量表整體及各個維度的Cronbach’s α值均大于 0.80，說明組織承諾量表的內部一致性信度非常好。然后，對該量表進行了KMO 測度和Bartlett 球形檢驗，結果顯示，KMO 值為 0.823，累計因子載荷69.31%，適合進行因子分析，Bartlett球形檢驗值達到顯著性水平(p<0.001)，表明組織承諾各個題項之間有共同因素存在。三維度驗證性因子分析模型的各項指標分別為CMIN/DF=4.752，RMSEA=0.09，GFI、NFI、IFI以及CFI都接近0.9，表明模型整體擬合度較好。

四、研究結果

(一)描述統計

如表1所示，教師激勵方面，樣本小學教師在經濟激勵維度，平均每年總收入為7.8萬元，其中績效工資4.77萬元；職業發展激勵維度，平均每年參加培訓次數為4.28次，每周平均教研次數為2次，對教學設備和圖書資料的滿足情況較好為3.67分(滿分為5)；環境激勵維度，整體水平處于中等水平為3.56分。教師工作滿意度方面，樣本小學教師的工作滿意度平均為3.56分(滿分5分)，處于中等水平。組織承諾方面，組織承諾整體層面的平均值為2.95分，處于中等偏下水平。其中，情感承諾水平(3.35分)相對較高，持續承諾水平最低(2.58分)，與調查地區教師離職流動情況較多相一致。

表1 樣本描述統計和人口學變量差異

注：*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001，適用于本文中所有統計結果。

(二)人口學變量上的差異比較

表1還反映了教師激勵、工作滿意度和組織承諾在人口學變量上的差異。在教師激勵方面，不同性別的小學教師僅在職業發展激勵的教學設備與圖書資料滿足情況方面存在顯著差異，女性滿足程度大于男性，而在其他教師激勵維度沒有顯著差異。此外，女教師的工作滿意度整體水平顯著偏高，不同性別教師在組織承諾方面不存在顯著差異。

(三)教師激勵、滿意度和組織承諾的相關分析

從表2可以看出教師激勵、工作滿意度和組織承諾兩兩相關的關系。

教師激勵的各個維度與組織承諾的各個維度間呈現顯著的正相關性。其中經濟激勵與組織承諾、持續承諾相關系數較高；職業發展激勵與組織承諾和情感承諾水平相關性相對較大；環境激勵與組織承諾、情感承諾和規范承諾的相關性較大。學校管理者可以通過在經濟激勵、職業發展激勵和環境激勵方面增加激勵影響，進而一定程度上提高教師組織承諾水平。

教師激勵的各個維度與工作滿意度顯著正向相關。其中，經濟激勵與工作滿意度相關系數較高，職業發展激勵與工作滿意度相關性相對較大，環境激勵與工作滿意度、人際關系、工作本身和自我發展滿意度相關性較大。這與其他研究結果相似，由此看出教師激勵與工作滿意度之間存在較為密切的聯系。

組織承諾的各個維度也與工作滿意度存在顯著的正向相關性。其中，情感承諾與工作滿意度中度正相關，持續承諾與工作滿意度相關系數相對較小。

表2 教師激勵、滿意度和組織承諾的相關矩陣

(四)教師工作滿意度在教師激勵對教師組織承諾影響中的中介作用

上述結論發現教師激勵、組織承諾、工作滿意度三者相互存在顯著正相關，符合中介效應的檢驗前提。[27]當模型只有一個中介變量時，中介變量的間接效應即中介效應。假設自變量為X，因變量為Y，待檢驗的中介變量為M，當所有變量均已中心化，三個變量之間有如下關系：Y=cX+e1，M=aX+e2，Y=c’X+bM+e3。c是對Y的總效應，a、b是在其中的中介效應，c’是對Y的直接效應。當只有一個自變量、一個中介變量時，c=c’+ab。

對于變量中介作用的檢驗，本文采用依次檢驗的方法進行中介效應的檢驗，檢驗步驟如下：

1.X對Y回歸，回歸系數c顯著；

2.X對M的回歸，回歸系數a具有統計顯著性；

3.M對Y的回歸，回歸系數b’具有統計顯著性；

4.當X與M一起放入回歸模型時，若原來X對Y的影響c’不顯著，則為完全中介效應；若X對Y的影響顯著削弱(回歸系數減小)，則為部分中介效應；若M對Y的影響b完全不顯著，則無中介效應。

中介作用檢驗的前3個步驟的相應回歸系數均統計顯著，限于篇幅，僅報告第1個步驟和第4個步驟的結果，詳見表3。

綜合來看，工作滿意度在教師激勵對組織承諾的關系中是部分中介作用。表3中看出，在組織承諾整體水平上，績效工資對組織承諾的影響變小但仍顯著，屬于部分中介作用；教師激勵中除績效工資外，其他各維度對組織承諾的影響均不再顯著，屬于完全中介作用。在情感承諾維度上，職業發展激勵對其影響仍顯著但系數變小，屬于部分中介作用；經濟激勵和環境激勵對其影響不再顯著，屬于完全中介作用。在規范承諾維度上，績效工資對規范承諾的影響變小但仍顯著，屬于部分中介作用；教師激勵中除績效工資外，其他各維度對規范承諾的影響均不再顯著，屬于完全中介作用。在持續承諾維度上，總收入對持續承諾的影響變小但仍顯著，屬于部分中介作用；教師激勵中除總收入外，其他各維度對持續承諾的影響均不顯著，屬于完全中介作用。各回歸模型的F值的顯著性均小于0.001，且方差膨脹因子小于3，不存在明顯的多重共線性問題。

這一研究結果揭示了本文設置中介變量的兩點重要意義：其一，剖析教師激勵對組織承諾產生影響的內在原因。部分中介作用的檢驗結論顯示，二者間的因果鏈是復雜的，既存在中介效應，也存在直接效應。此類情況下，如果忽視中介變量的影響，將會產生估計偏誤。其二，為相關研究開拓新思路、新視野。教師激勵與組織承諾之間可能還存在著其他潛在的中介變量或影響途徑，日后研究可進一步探討可能遺漏的變量與本文模型中的中介方向是否一致，進而更加科學合理地揭示變量間的作用機制，提出更具針對性的對策與建議。

表3 工作滿意度的中介作用檢驗

注：括號內為標準差。

五、討論與建議

(一)教師激勵、工作滿意度和教師組織承諾現狀

教師工作滿意度處于中等水平，有教師在訪談中提到學校人際關系不復雜、同事之間容易相處。經濟激勵普遍反映不夠，調研教師年收入平均為7.8萬元，低于2017年公辦中小學在崗人員的平均工資，盡管全國平均水平是稅前工資但考慮到北京的生活成本，教師經濟收入明顯偏低，調研中教師普遍反映生活壓力大，希望能提高收入水平來彌補高昂的生活成本。教師組織承諾水平處于中等偏下水平，情感承諾相對較高，持續承諾水平最低。調查中有學校反映教師尤其是農村小學教師流動現象突出，部分優秀骨干教師為了尋找更好的平臺會想辦法調入城區小學，留下的大部分是中青年教師，且普遍存在職業倦怠問題。

對此，可以從提高經濟激勵入手，相關部門為教師提供公正合理的報酬，減輕其經濟壓力。根據已經出臺的政策文件要求，各地應落實中小學教師與公務員工資長效聯動機制，保障中小學教師工資收入達到合理水平。此外，考慮到學校的經費和福利資源有限等客觀因素，為了使有限資源的激勵作用最大化，需要結合委托代理理論制定合理的分配制度，將教師績效和對學校貢獻與教師報酬收入、考核評價、聘任等相結合，對教師進行科學、公平、公正地評價。

(二)教師激勵、工作滿意度和教師組織承諾在人口學變量上的差異

總體來看，女教師在工作滿意度和組織承諾水平方面略高于男教師。年輕教師激勵水平和組織承諾水平低、工作滿意度高，年長教師工作滿意度低，但情感承諾較高，組織承諾方面隨著教齡的增長不斷提升。從學校類型上看，農村小學教師各方面水平均顯著低于城區學校，這主要是因為城區學校工作條件優越，先進的辦學理念和學校文化更能讓教師和家長認可，集聚的各類顯性和隱性資源較多，教師的福利待遇、職業發展等方面的支持較大，教師更傾向于去城區學校尋求工作發展和組織歸屬。從學校規模上看，大規模學校各方面水平均較高，這與大規模學校能爭取更多的教育支持和資源，保障教師可持續發展等優勢有關。

由此可見，政策應多關注男教師、年輕教師和農村小學教師等群體的發展。有研究提出將教師個人規劃納入到學校整體規劃中，綜合統籌物質支持與認知情感，才能有效提高教師隊伍的歸屬感。[28]針對農村校教師工作滿意度和組織承諾感較低、流動流失現象嚴重的問題，應堅持內外激勵結合的方式：一方面加大對農村小學的資金支持力度，提高教師的補貼額度，改善學校辦學條件，為農村小學教師發展提供良好的平臺，從外部激勵出發激發教師工作積極性；另一方面，從內部需要角度出發激發教師工作源動力，針對不同年齡段教師定期開展職業生涯規劃和專業能力提升培訓，助其實現人生理想和自我價值。

(三)教師激勵顯著地影響著教師組織承諾

教師激勵與組織承諾顯著正相關。經濟激勵對組織承諾和持續承諾有顯著正影響，職業發展激勵有助于提高情感承諾水平，環境激勵則能有效提升情感承諾和規范承諾水平。教師組織承諾是學校制定規劃和優化管理的出發點之一，從激勵環節著手提升教師的組織歸屬感是必要且可行的。較高經濟激勵有助于提高教師尤其是中青年教師的工作積極性和對學校的忠誠感，良好的職業發展激勵和完善的晉升、獎勵、績效考核等環境機制有助于教師工作關系的和諧穩定，有助于教師在工作中實現自己的理想和價值，根據社會交換理論，教師更加愿意為學校貢獻付出。

(四)教師激勵與工作滿意度顯著正相關

這一研究結論為學校管理者提供了一條有效思路，應從全面激勵的角度出發，妥善處理好教師、激勵內容和激勵過程環境的關系，做到全員激勵、全程激勵、全要素激勵，提高教師工作滿意度水平。此外，激勵手段應高度重視職業發展，提高時效性。如調研發現目前的教師培訓方式較為單一，多為講座、專家報告會等，培訓內容重理論、缺乏與一線教學密切相關的內容，且培訓時間不靈活與教師教學進度沖突，導致一線教師很難充分投入到培訓中。應該因需設訓，以訓促訓，加強對教師培訓需求的調查，以教學骨干、教研員等為教學導師，盤活優質師資資源，鼓勵骨干教師傳幫帶將先進的教育理念落實于實踐，聚焦教學課堂實踐，與現實問題緊密結合，使培訓最終達到促進教學的目的。針對不同角色的教師群體設計層次分明的“一體化”培訓內容，滿足教師多樣化的需求。

(五)教師工作滿意度與組織承諾顯著正相關

工作滿意度在教師激勵對組織承諾的影響中起到中介的作用，相關主體應清晰地意識到工作滿意度的橋梁作用，并有針對性地對現行狀態加以調整。教師管理要做到“以人為本”，關注教師需求，除物質激勵外，完善的聘用機制、融洽的校園環境、規范的管理制度等都是提高教師工作滿意度和組織承諾水平的關鍵。同時，針對教師心理壓力過大、身體素質較差等問題，組織多種多樣的體育文藝活動，增強教師體魄，開展教師心理咨詢、心理講座等活動。為降低教師職業倦怠，一方面可以突出教師職業的特點與優越感，一方面可以通過實施以人為本的人性化管理，增強教師工作滿意度，從而增強對組織的承諾。[29]馮永剛等從自組織角度出發進行的研究提出了相似的建議，認為加強教師與外部環境交流、尊重教師的差異性和多元化需求等方式能夠有效緩解教師職業倦怠。[30]

本次研究表明，工作滿意度在教師激勵與組織承諾之間扮演著重要角色。教師激勵不僅可以直接提升組織承諾水平，還可以通過提高教師的工作滿意度，促進教師對組織的認同和參與，提升組織承諾水平。