高校教師心理契約對建言行為的影響研究

余 吉

(南華大學 經濟管理與法學學院，湖南 衡陽 421001)

一、引言

《中國教育現代化2035》明確指出，要堅持把教師隊伍建設作為基礎工作，完善教師管理和發展機制，激發教師專業發展活力。教育部2022工作重點也明確強調：“把教師作為教育發展的第一資源，打造高素質專業化創新型教師隊伍。推動高等教育體系內涵式發展，需要建立健全大學的善治結構，引入民主決策，確保學術權力與行政權力的有效分離，充分重視教師在人才培養、教育教學中發揮的建言獻策作用[1]。然而，高校教師在參與建言內容上，更傾向于參與學校治理與自身利益關聯度較高的公共事務，依次是“科研、晉升待遇、教學、人事工作、后勤資產、其他、學校規劃”[2]。在建言形式上，呈現機械式、被動式參與特征。普通教師參與度低，部分學術委員會委員和教代會代表參與建言偏形式化，未能切實履行應盡的責任與義務，參與建言效果不佳[3]。在建言意愿上，盡管學術權力在高校得到了認可和確立，但權力距離仍讓部分高校教師主觀上建言意識薄弱，亟待擴展教師參與治理和建言的深度和廣度。

要從根本上認識和了解高校教師群體，需要從承諾方面進行深入探尋，而心理契約正是以組織承諾和感知為基礎，明確員工自身與組織之間的權利與義務。基于此，以高校教師為研究對象，試圖分析高校教師心理契約對建言行為的影響。這不僅有助于豐富心理契約與建言行為的研究內容，拓展其研究視角；還有助于激發高校教師主體參與意識，實現教師職業與志業的嵌入式融合；同時有助于推動大學治理向“善治”發展，探究大學教育回歸“當下的教育本質和自己的意志”[4]。

二、研究假設

心理契約是指員工和雇主之間對相互關系中責任、義務、權利的感知，旨在尋求彼此之間付出與回報的均衡。隨著社會發展以及高等教育改進的需求，對高校教師心理契約的探究也逐漸增多。主要可分為兩個著重點，一是以高校教師為群體進行研究，主要涉及對心理契約構建、心理契約重構、心理契約失衡以及心理契約違背的探討。其中朱玉的研究中，對高校教師群體細化，探究民辦高校新教師心理契約違背的原因及預防措施[5]。二是以心理契約為研究背景，或是研究高校教師及其群體細分的管理現狀與管理改進；或是研究其組織公民行為，包括職業倦怠、歸屬感缺失、情緒勞動、職業道德構建等問題，或是研究其離職傾向以及隱形流失；或是研究人力資源方面的問題，包括薪酬績效、職業發展等內容。

建言行為是組織成員以期促進組織生存與發展，完善工作職責，主動向組織管理者提出的具有參考價值的角色外人際溝通行為。從該定義可以看出，建言行為不僅是一種角色外行為，還是一種具有自發性的主動行為，目的是為了改進組織機能和績效[6]。國內對于建言行為的研究起步較晚但也做了充分探討，一方面，圍繞探討建言行為發生的各種變量及相互關系展開，如前因變量、調節變量、中介變量等；另一方面，以組織公民行為為出發點，將建言行為與公民道德、盡職行為、助人行為等組織公民行為相結合進行研究。其中，學者段錦云對其研究甚多，最早在2005年對組織建言行為的研究中做出定義，建言行為是為適應情境轉變，提升組織與環境耦合程度，進而進行的富有建設性的交流互動行為[7]。在此之后的研究中，進一步完善中國背景下建言行為的結構、測量和影響機制。

心理契約會對建言行為造成影響。曹科巖等以領導-成員交換作為調節變量，探究心理契約破壞與員工建言行為的關系，揭示了產生心理契約破壞感的員工更有可能抑制自己的建言行為，換言之，積極的心理暗示更利于建言[8]。張璇等基于自我損耗的視角，發現員工心理契約破裂與破壞性建言行為呈顯著正相關, 即員工心理契約破裂感知越高, 其出現破壞性建言行為的可能性越大[9]。楊美美從新生代員工的視角以組織承諾為中介因素探討心理契約破裂對建言行為造成的負面影響，進一步佐證了以往學者的觀點[10]。基于此，本文提出以下假設：假設H1高校教師心理契約對建言行為具有正向影響。

高校教師的心理契約感知是一個互動過程，包括學校對教師的責任和教師對學校的責任兩個層面的交互，而在這個感知傳遞中，又分為交易維度、關系維度和發展維度這3個維度[11]。關系維度是教師與高校間良好關系的維持，承諾、效能的提高以及雙方人文關懷的給賦；交易維度則是高校用符合教師經濟期望的福利待遇、培訓發展換取教師的角色外行為與能動反應；發展維度是教師基于學校提供的發展可能性以及自我價值實現的可能性而不斷優化自身知識結構與科研能力，提高雙方的契合水平。建言行為包括抑制性建言與促進性建言，抑制性建言是組織成員針對可能對組織運轉產生不利影響或致使組織發展受損的現象、行為而主動提出擔憂和警示；促進性建言是成員為提高組織效能主動提出的具有創新性的改進建議[12]。促進性建言和抑制性建言都能帶來積極的績效結果，同屬于積極的建設性建言框架之下。

在高校環境中，學校對教師的承諾與給付會增加教師的參與感和公共服務動機[13]。朱優佩、彭赟琦等對高校教師建言行為現狀進行調查發現，高校教師建言受行政力量以及中庸思想影響，建言意愿以及建言反饋率都低，且建言缺乏動力，學校管理激勵性不足[14]。張帆、宋鳳寧以公立小學的教師為研究對象，探討權利距離、情緒智力對小學教師建言行為的影響。結果發現：組織成員的權力距離能顯著負向預測其建言行為，且情緒智力對權力距離與小學教師的建言行為存在調節作用[15]。也就是說，當學校在外部激勵因素如薪酬、福利與教師感知努力工作程度相關時，教師會產生相應的服務動機，如參與學校內部治理和建言；當學校縮小權力距離，為教師提供足夠的人文關懷和平等融洽的交流環境時，教師的責任感和認同感會增加；當學校能夠給予教師足夠的職業發展需求，讓教師充分發揮自身效能時，教師的組織依附感上升，會用公共利益承諾、建言行為回饋學校。張穎、蘇君陽認為領導反饋環境正向預測教師建言，當領導真正做到關心尊重員工時，教師會提升建言行為[16]。基于此，本文提出以下假設：H2心理契約學校責任對建言行為具有正向影響。其中，H2.1學校責任交易維度對促進性建言具有正向影響；H2.2學校責任交易維度對抑制性建言具有正向影響；H2.3學校責任關系維度對促進性建言具有正向影響；H2.4學校責任關系維度對抑制性建言具有正向影響；H2.5學校責任發展維度對促進性建言具有正向影響；H2.6學校責任發展維度對抑制性建言具有正向影響。

心理契約教師責任是教師認為自身應該為學校未來發展而付諸努力的責任，付出回報失衡會削弱教師責任，影響高校教師的建言意愿[17]。黃玲、馬貴梅等對成就動機是否影響高校教師建言行為分析發現，在給予不同選擇情境并在自我效能感調節作用時，越是渴望成就的教師建言行為越頻繁；反之，越是謹小慎微避免失敗，其建言行為越是缺失[18]。當教師愿意為回饋學校提出的相應外部條件而為學校履行相應工作職責，愿意為學校改變自身知識、技能結構，分享自己的科研成果，愿意將學校發展視為自身責任時，說明教師具有較高的組織承諾，這種情境之下更趨向于建言獻策[19]。基于此，本文提出以下假設：H3心理契約教師責任對建言行為具有正向影響。其中，H3.1教師責任交易維度對促進性建言具有正向影響；H3.2教師責任交易維度對抑制性建言具有正向影響；H3.3教師責任關系維度對促進性建言具有正向影響；H3.4教師責任關系維度對抑制性建言具有正向影響；H3.5教師責任發展維度對促進性建言具有正向影響；H3.6教師責任發展維度對抑制性建言具有正向影響。

三、數據收集

(一)研究對象

為驗證本文提出的研究假設，以高校教師為被調對象展開問卷調查。發放方式既包括問卷星線上發放回收，也包括紙質問卷線下發放回收，其中樣本來源42.63%從本校收集獲得，57.36%為高校教師與同學資源推介。本次調查共收集問卷129份，剔除無效問卷9份，最終有120份問卷可供研究使用，問卷的有效回收率為93.02%。樣本的基本情況如下。

樣本女性占比53.33%，男性占比46.67%；在年齡方面，樣本主要分布在31-40歲的年齡層，占比58.33%；從學歷分布來看，樣本大多數是碩士，占比54.17%，其次是博士，占比42.5%，這與高等教育行業情況基本相符；從職稱來看，大多數教師樣本職稱為講師，占比47.5%，其次為副教授，占比35%，助教與教授占比分別為9.17%和8.33%；沒有兼任行政職務的樣本數量占比高達75%，兼職行政職務的教師樣本數量僅占25%；從任職年限分布來看，樣本任職年限在5年及以下、5-10年、11-20年的樣本數量相差不大,占比分別為32.5%、28.33%、30%，此外，任職年限為20年以上的高校教師樣本占比最少，僅占9.17%。

(二)變量測量

通過大量文獻梳理以及研究適配，心理契約量表與建言行為的量表分別采用韓明、董學安等編制的心理契約量表和Liang等編制的建言行為量表。其中，心理契約量表分為學校責任和教師責任兩個層面，這兩個層面分別包括交易維度、關系維度和發展維度；建言行為量表將建言行為劃分為兩個維度，分別是促進性建言與抑制性建言。兩個量表均采用李克特五級量表。

四、數據分析

(一)描述性統計與相關分析

在高校教師心理契約與建言行為的描述性統計分析中，心理契約學校責任層面各維度的平均值為3.803、3.831、3.482，心理契約教師責任層面各維度的平均值為4.108、4.125、4.328，均高于平均水平3。此外，發現高校教師心理契約的履行程度較好，說明學校對高校教師的職業發展、提供相應設備條件和關系維護、長期穩定等方面的心理契約履行較好；教師責任層面，發展維度的平均值最高，為4.328，說明高校教師在完善自身以適應學校的發展、做好科研工作等方面的心理契約履行程度較高。此外，教師責任層面的平均值4.179遠遠大于學校責任層面的平均值3.694，說明高校教師認為自身在心理契約履行程度上比學校做得好。在促進性建言和抑制性建言兩個維度的平均值分別為3.548、3.347，均大于平均水平，說明高校教師的建言積極性較高。其中，促進性建言的平均值大于抑制性建言的平均值，這同樣說明高校教師在建言行為上更多愿意提出對組織發展有利的意見和建議。

高校教師心理契約與建言行為的相關性數據表明，高校教師心理契約與建言行為存在顯著正相關(r=0.595，p<0.01)，高校教師心理契約水平越高，建言行為就會越明顯，積極向高校建言獻策。因此，H1假設得證。如圖1，在進一步的高校教師心理契約各維度與建言行為各維度的相關性數據中可以看到P值均有0.01的顯著性，說明心理契約各維度與建言行為各維度均具有顯著相關性。

圖1 高校教師心理契約各維度與建言行為各維度的相關性

(二)回歸分析

為了進一步檢驗假設是否成立，本文以心理契約以及學校責任和教師責任作為自變量，建言行為作為因變量進行一元線性回歸分析；以心理契約各維度作為自變量，建言行為各維度作為因變量進行分層回歸分析。

從圖2的數據表中可以得到，方差膨脹系數VIF=1(<10)，說明沒有檢測到共線性問題；D-W值也說明變量無自相關；心理契約、高校責任、教師責任的回歸系數值分別是0.838(T=8.037，P=0.000，具有0.01的顯著性)、0.608(T=7.200，P=0.000，具有0.01的顯著性)、0.752(T=5.860，P=0.000，具有0.01的顯著性)。驗證了高校教師心理契約、高校責任、教師責任維度對建言行為具有顯著正相關，因此，H1.H2.H3.假設得證。

圖2 心理契約、高校責任、教師責任維度與建言行為的回歸分析結果

如圖3所示，當因變量為抑制性建言時，模型1的R2=0.257，說明抑制性建言有25.7%可以被學校責任關系維度解釋。線性回歸模型的F=40.761，P<0.01，學校責任關系維度的回歸系數值為0.581(T=6.384，P=0.000<0.01)，驗證了學校責任關系維度對抑制性建言具有顯著正相關。即H2.4假設得證。

模型2是在模型1的基礎上加入學校責任發展維度，結果顯示F=23.520，P<0.01，具有顯著性，說明加入學校責任發展維度后，能更好解釋模型。R2=0.287，呈上升趨勢，證明學校責任發展維度可以解釋變異量3%。此外，學校責任發展維度的回歸系數值為0.258(T=2.219，P=0.028<0.05)，驗證了學校責任發展維度對抑制性建言具有顯著正向影響。即H2.6假設得證。

圖3 心理契約學校責任各維度與建言行為各維度的分層回歸分析結果

模型3是在模型2的基礎上加入學校責任交易維度，結果顯示F=17.856，P<0.01，具有顯著性，說明加入學校責任交易維度后，能更好解釋模型。R2=0.316，呈上升趨勢，證明學校責任交易維度可以解釋變異量2.9%。此外，學校責任發展維度的回歸系數值為0.274(T=2.223，P=0.028<0.05)，驗證了學校責任交易維度對抑制性建言具有顯著正向影響。即H2.2假設得證。

當因變量為促進性建言時，模型1的R2=0.224，說明促進性建言有22.4%可以被學校責任發展維度解釋。線性回歸模型的F=34.133，P<0.01，學校責任關系維度的回歸系數值為0.446(T=5.842，P=0.000<0.01)，驗證了學校責任發展維度對促進性建言具有顯著正相關。即H2.5假設得證。

模型2是在模型1的基礎上加入學校責任交易維度，結果顯示F=31.262，P<0.01，具有顯著性，說明加入學校責任交易維度后，能更好解釋模型。R2=0.348，呈上升趨勢，證明學校責任交易維度可以解釋變異量12.4%。此外，學校責任交易維度的回歸系數值為0.542(T=4.716，P=0.000<0.01)，驗證了學校責任交易維度對促進性建言具有顯著正向影響。即H2.1假設得證。

模型3是在模型2的基礎上加入學校責任關系維度，結果顯示F=22,073，△F=2.757，P=0.1>0.05，不具有顯著性，說明加入學校責任關系維度后，對模型并沒有解釋意義。R2=0.347，△R2=0.015，接近于0，學校責任關系維度僅具有1.5%的解釋能力。說明學校責任關系維度對促進性建言沒有顯著影響，不能驗證假設。即H2.3假設不成立。

如圖4所示，當因變量為抑制性建言時，模型1的R2=0.066，說明抑制性建言有6.6%可以被教師責任發展維度解釋。線性回歸模型的F=8.285，P<0.01，教師責任發展維度的回歸系數值為0.397(T=2.878，P=0.005<0.01)，驗證了教師責任發展維度對抑制性建言具有顯著正相關。即H3.6假設得證。

圖4 心理契約教師責任各維度與建言行為各維度的分層回歸結果

模型2是在模型1的基礎上加入教師責任交易維度，結果顯示F=12.276，P<0.01，具有顯著性，說明加入教師責任交易維度后，能更好解釋模型。R2=0.173，呈上升趨勢，證明教師責任交易維度可以解釋變異量10.8%。此外，教師責任交易維度的回歸系數值為0.577(T=3.907，P=0.000<0.01)，驗證了教師責任交易維度對抑制性建言具有顯著正向影響。即H3.2假設得證。

模型3是在模型2的基礎上加入教師責任關系維度，結果顯示F=8.185，△F=0.176，P=0.675>0.05，在統計學上不具備顯著意義，說明加入教師責任關系維度后，對模型并沒有解釋意義。R2=0.153，△R2=0.001，接近于0，教師責任關系維度僅具有1%的解釋能力。說明教師責任關系維度對抑制性建言沒有顯著影響，即H3.4假設不成立。

當因變量為促進性建言時，模型1的R2=0.096，說明抑制性建言有9.6%可以被教師責任發展維度解釋。線性回歸模型的F=12.512，P<0.01，教師責任發展維度的回歸系數值為0.474(T=3.537，P=0.001<0.01)，驗證了教師責任發展維度對促進性建言具有顯著正相關。即H3.5假設得證。

模型2是在模型1的基礎上加入教師責任交易維度，結果顯示F=23.007，P<0.01，具有顯著性，說明加入教師責任交易維度后，能更好解釋模型。R2=0.282，呈上升趨勢，證明教師責任交易維度可以解釋變異量18.6%。此外，教師責任交易維度的回歸系數值為0.747(T=5.512，P=0.000<0.01)，驗證了教師責任交易維度對促進性建言具有顯著正向影響。即H3.1假設得證。

模型3是在模型2的基礎上加入教師責任關系維度，結果顯示F=15.268，△F=0.132，P=0.717>0.05，不具有顯著性，說明加入教師責任關系維度后，對模型并沒有解釋意義。R2=0.283，△R2=0.001，接近于0，教師責任關系維度僅具有1%的解釋能力。說明教師責任關系維度對抑制性建言沒有顯著影響，即H3.3假設不成立。

五、結論與討論

(一)研究結論

第一，通過相關性分析和回歸分析發現，心理契約正向影響建言行為，心理契約學校責任、教師責任對建言行為具有顯著正相關；心理契約學校責任發展維度、交易維度、關系維度對抑制性建言具有顯著正向預測作用；心理契約學校責任發展維度、交易維度對促進性建言具有顯著正向預測作用；心理契約教師責任發展維度、交易維度對抑制性建言、促進性建言具有正向預測作用。說明學校提供有競爭力的福利待遇、培訓晉升通道和提高民主管理水平，并與教師的期望符合時，教師愿意積極建言并且當出現阻礙學校發展的癥結時敢于建言，反映問題。

其中，學校責任關系維度與促進性建言沒有顯著正向關系，這說明學校積極維護上下級關系、同事關系、保障工作長期穩定并不一定能促進高校教師提出創新性言論；教師責任關系維度與促進性建言、抑制性建言沒有顯著正向關系，這是與以往研究不同之處，也是本文的新發現。說明教師在人際關系維護、學校形象維護的努力，并不能代表高校教師會積極進行促進性、抑制性建言。可能的解釋是在接受工作變動、和學校分享科研成果、維護學校良好形象方面的心理契約水平高，能夠反映高校教師責任感強，認為這是職業素養的一部分，并不能直接作用于其建言行為方面。并且，通過文獻分析以及高校系統實際情況發現，高校教師由于更多注重科研和教學，在人際方面的便利條件更少，在其職稱評聘、課題申報等方面存在評審缺陷時，更體現出人際維護的重要性，在這種情境下，高校教師不傾向于進行抑制性建言開罪他人。

第二，通過描述性統計分析發現，高校教師心理契約和建言行為并未飽和，仍有較大提升空間。其中，高校教師認為自身的心理契約履行程度高于學校，說明學校對于學校責任的履行未達到教師心理契約的需要，從而使教師建言積極性受挫。因此，學校應該提升其在薪資待遇、培訓發展、關系維度等方面的條件，以激勵教師積極建言，為學校發展建言獻策。

第三，通過人口統計學變量差異分析結果發現，高校教師心理契約履行程度在年齡、學歷、職稱上有顯著差異，高校教師建言行為在年齡、任職年限上有顯著差異。

(二)管理啟示

本文通過系列數據分析發現，高校教師心理契約履行程度越高，其建言積極性也就越高。為了進一步激勵教師積極建言，對高校管理者建議如下。

首先，重視高校教師的個體差異，對高校教師實行差異化管理方式。結合以往研究結論以及本文對人口統計學差異分析，年齡以及任職年限更長、職稱更高的教師是科研與教學的中堅力量，應該給予其話語權的保障，重視其提出的意見與建議；而對于進入高校系統時間不長且職稱等級較低的青年教師，應該維護其敏感的人際關系感知，采取兼收并蓄的態度，在民主平等的基礎上進行充分交流，多主動詢問其意見，誘發其建言傾向，形成建言常態，激發其能動性。此外，兼任行政職務的教師應該發揮其建言優勢，鼓勵積極諫言；而只需完成教學與科研任務的教師由于與學生、教學軟硬件資源、教學體系等聯系更密切，越能夠深入發現問題，管理者應該尊重并考慮其提出的合理建議。

其次，完善對高校教師心理契約的動態跟進，保持高校教師心理契約感知的動態平衡。教師的心理契約并非一成不變，而是會有階段性波動。管理者要建立動態跟進機制，積極與教師進行溝通，了解其真實需求，從精神和物質方面進行有效激勵。高校教師認為學校有責任在薪資待遇、培訓晉升、工作自主性、創新性等方面對自己履責，除了這些物質需求外，還認為學校應該做好人文關懷，比如開設教師沙龍、教師工作坊，促進教師開展高效同伴學習，激發教師發展期望[20]。只有高校的實際情況符合教師期望，高校教師才會提高其心理契約水平，提高建言頻率和建言質量。

再次，提高各高校民主管理水平，并盡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溝通機制和建言環境，提高教師與高校的協同性。因此，高校管理者需要縮小權力距離，注意教師對于決策方式以及權力分配上的感知情況，營造民主的決策氛圍和融洽的人際環境，避免過高的權力距離抑制教師的建言行為。同時，高校管理者要進一步理順行政權力與學術權力的關系，提高教師對學校管理事務的參與度與話語權，同時完善組織建設，使他們能夠有相對穩定的組織依托，將學校發展與自身發展有機結合。

最后，打造良好的建言氛圍，多渠道促進建言并建立有效的反饋激勵機制。要充分利用網絡信息技術增設民主參與平臺并建立有效保護機制，高校教師建言存在關系風險和職業風險，出于成本考慮和各方壓力，使得高校教師不愿輕易建言，更不會提出與高校運行相抵觸的意見和建議。為了打消教師建言的后顧之憂，一方面應該營造積極建言獻策的氛圍，完善線上線下多種建言渠道，比如微信、領導意見郵箱、頭腦風暴等，鼓勵信息互動交流；另一方面，要注意保護教師隱私，對于教師提出的抑制性建言要嚴格保守秘密，建立和完善有效保護機制；此外，學校管理者應該學會聆聽，重視教師提出的意見和建議，并且完善反饋機制，給予采納的意見請專家論證并給予教師獎勵，不予采納的意見應做出合理解釋并鼓勵教師今后繼續積極進言。

除了以上管理意見之外，也有不少學者提出在高校中構建多元評價指標體系的重要性，高校教師評價是教師職稱評定、晉升的重要依據，這也是教師不愿建言的阻礙因素之一。也就是說，在高校中需要建立對教師考評的明確指標，并且在評價中應采用定性評價與定量評價相結合的多元評價方法，包括學生評價、同行評價以及專家評價等，以此避免官僚主義和價值單一的弊端，充分發揮高校教師作為典型的知識性員工的優勢，提升高校決策科學化和民主化水平。

誠然，高校教師不能一味地歸因于外，固執地維持認知圖式的一致性，所謂知人者智也，自知者明也。一方面，高校教師應該淡化其傳統的“唯上”觀念，即一切以上級意志為轉移，而應該改變權力距離導向，樹立平等開放、獨立自主、樂觀進取的現代觀念，通過自身認識的轉變提升自我主體意識，從而重視自我價值的實現，對工作中的問題提出建設性意見，完善高校治理水平；另一方面，高校教師應該提高自身能力和綜合素質，包括科研能力、溝通能力、甄別能力、心理素質等，以贏得更多話語權，使其提出的意見更能被理解和接受，更具有實際價值和實踐意義。