江 文 張敏強

歸因是指根據(jù)行為或事件的結(jié)果，通過知覺、思維、判斷等內(nèi)部信息加工過程而確認(rèn)造成該結(jié)果之原因的認(rèn)知活動。其研究的重點是個體如何對行為的原因做出解釋，而不同的解釋方式會進(jìn)一步影響人的行為方式。［1］何麗紅等對國外組織沉默研究進(jìn)行了歸納，提出了三種代表性的研究，分別是摩里遜(Morrison)和米利肯(Milliken)的研究，平德(Pinder)和哈洛斯(Harlos)的研究，Dyne的研究。［2］戴因(Dyne)等人的研究強調(diào)組織沉默是有目的的沉默，提出沒有發(fā)言并不是有目的的沉默，沉默的前提是對事件有所認(rèn)識。戴因(Dyne)根據(jù)員工保持沉默的內(nèi)在動機(jī)，將沉默劃分為默許性沉默、防御性沉默以及親社會性沉默。［3］前面兩種性質(zhì)的沉默理論傾向于組織沉默的負(fù)面影響，親社會性沉默則傾向于組織沉默的積極影響。戴因(Dyne)等人的研究是國內(nèi)研究組織沉默歸因引用較多的理論。徐榮等對組織沉默的測量方法進(jìn)行了歸納，他們認(rèn)為在量表開發(fā)方面，比較典型的研究來自戴因(Dyne)和黃(Huang)等采用的方法。［4］

通過對國內(nèi)基于實證研究的組織沉默歸因維度的研究結(jié)果歸納發(fā)現(xiàn)，研究結(jié)果主要表現(xiàn)為兩類。一類是與戴因(Dyne)等人的研究結(jié)果吻合的研究，如趙冰采用自編的組織沉默問卷，讓員工對自己保留意見的原因進(jìn)行判斷。其研究結(jié)果表明，在我國企業(yè)中，組織沉默是一個多維結(jié)構(gòu)，包括三個維度:默許性沉默、防御性沉默和親社會性沉默。［5］劉智強等在組織政治行為對組織沉默的影響的實證研究中，驗證了戴因(Dyne)等人的研究結(jié)果。［6］另一類研究結(jié)果得出的維度與前者有一定差異。鄭曉濤等對中國背景下的員工沉默行為的結(jié)構(gòu)維度進(jìn)行了探討，得到的結(jié)論是員工沉默包括默許沉默、漠視沉默和防御沉默。［7］李超平等在其研究中引用了鄭曉濤等的組織沉默維度結(jié)構(gòu)，并進(jìn)行了驗證，得到了數(shù)據(jù)上的支持。［8］在這類研究中前兩個維度和戴因(Dyne)等的研究相同，增加了漠視沉默維度，沒有親社會性沉默維度，而這三個維度都傾向于負(fù)面影響。許思安等結(jié)合鄭曉濤等人的研究，自編組織沉默問卷，研究中小學(xué)校教師管理中的沉默現(xiàn)象，結(jié)果認(rèn)為教師的組織沉默動機(jī)包括漠視性沉默、評價恐懼沉默、默許性沉默和人際恐懼沉默四個維度。［9］這四個維度都傾向于負(fù)面影響。

對沉默的跨文化研究，在語言學(xué)界開始得比較早。沉默是一種文化現(xiàn)象，帶有鮮明的文化特征。［10］在不同的文化背景下，沉默代表的意義不同，因此對組織沉默的歸因也會有差異。在中國文化背景下，沉默現(xiàn)象的產(chǎn)生基于多種原因，可能是合作，也可能是無聲的對抗。組織管理中的沉默現(xiàn)象也基于類似的原因。

本研究在國內(nèi)外組織沉默研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，結(jié)合教育管理實際現(xiàn)狀，將教師組織沉默定義為:教師了解組織運行過程中的問題，但是出于某種內(nèi)在原因沒有表達(dá)個人觀點的行為。而這種內(nèi)在原因，有可能是消極的，也可能是積極的。

在前期研究中，我們經(jīng)歷了三個研究階段。第一個階段運用開放式問卷，調(diào)查了123位參加進(jìn)修學(xué)習(xí)的小學(xué)教師，結(jié)合戴因(Dyne)等人的三個維度對調(diào)查結(jié)果進(jìn)行歸類，在此基礎(chǔ)上編制了小學(xué)教師組織沉默歸因問卷。問卷要求研究對象對自己在問題情境中選擇沉默的原因進(jìn)行判斷，每個題均采用7點計分法，共有36個項目。第二個階段隨機(jī)抽取東莞市4所公辦小學(xué)、4所民辦小學(xué)共8所小學(xué)的小學(xué)教師進(jìn)行問卷調(diào)查，每間學(xué)校均發(fā)放50份問卷。有效問卷為196份:其中公辦教師96人，民辦教師100人。采用了區(qū)分度和鑒別指數(shù)兩項指標(biāo)對問卷項目進(jìn)行初步分析，并根據(jù)探索性因素分析，對部分項目進(jìn)行刪除。新的問卷共有41個項目。第三個階段是在剔除已調(diào)查學(xué)校的基礎(chǔ)上，采用隨機(jī)抽樣的方法，抽取東莞市公辦小學(xué)13所，民辦小學(xué)11所，每間學(xué)校發(fā)放50份問卷。經(jīng)過篩選，回收的有效問卷共有738份，其中公辦學(xué)校教師397人，民辦學(xué)校教師341人。研究過程和數(shù)據(jù)處理方式與第二階段相同。對41個項目進(jìn)行因子分析，刪除因子負(fù)荷量低于0.5以及在不同因子上負(fù)荷差異較小的項目共12個，剩余29個。形成的小學(xué)教師組織沉默歸因問卷由5個分量表構(gòu)成:①基于擔(dān)心的自我保護(hù);②基于誠信合作;③基于明智的自我保護(hù);④不滿;⑤順從。此外，本研究在原有研究基礎(chǔ)上，對小學(xué)教師組織沉默歸因的維度做進(jìn)一步研究。

一、研究對象及方法

結(jié)合原有的五維度小學(xué)教師組織沉默歸因問卷，增加了部分項目，編制出新的問卷，共有37個項目，其中有3項測謊題。使用探索性因素分析、相關(guān)分析、驗證性因素分析等統(tǒng)計手段，對問卷的測量學(xué)特性進(jìn)行考察，最終形成小學(xué)教師組織沉默歸因正式問卷。同時，采用方差分析和多重比較等統(tǒng)計方法，對小學(xué)教師組織沉默歸因維度進(jìn)行研究。

(一)研究對象

在剔除前期研究中已調(diào)查學(xué)校的基礎(chǔ)上，采用隨機(jī)抽樣的方法，抽取東莞市公辦小學(xué)14所、民辦小學(xué)12所，每間學(xué)校發(fā)放60份問卷。回收問卷共1352份，其中公辦小學(xué)721份，民辦小學(xué)631份。經(jīng)過篩選，回收的有效問卷共有1075份，有效問卷占回收問卷的79.51%。篩選的依據(jù)是把基本信息不完整的、回答呈波浪形或者只選一個選項的、測謊題回答不符合要求超過2題(包括2題)的問卷予以刪除。有效樣本的情況是:男教師289人，女教師786人;公辦學(xué)校教師567人，民辦學(xué)校教師508人;語文教師439人，數(shù)學(xué)教師314人，英語教師179人，體育教師40人，其他學(xué)科教師103人;教齡0～2年的教師181人，教齡3～5年的教師190人，6～15年的教師417人，16～25年的197人，26年以上的教師90人。

(二)研究過程和數(shù)據(jù)處理

以學(xué)校為單位，按照奇數(shù)、偶數(shù)排序，將數(shù)據(jù)分為兩部分，一部分做探索性因素分析，另一部分做驗證性因素分析。對奇數(shù)組樣本進(jìn)行項目分析和探索性因素分析。對34個項目進(jìn)行因子分析，刪除因子負(fù)荷量低于0.6以及在不同因子上負(fù)荷差異較小的項目共16個，剩余18個項目組成正式問卷。對偶數(shù)組樣本進(jìn)行驗證性因素分析，驗證正式問卷的擬合程度。

二、研究結(jié)果

(一)奇數(shù)組因子分析結(jié)果

1.問卷的結(jié)構(gòu)分析

對問卷的鑒別度進(jìn)行分析，均顯著相關(guān)。對正式問卷的18個項目進(jìn)行Bartlett球形檢驗，Bartlett值為 3101.359，P＜0.001，18個項目之間具有顯著相關(guān)。取樣適當(dāng)性數(shù)值KMO=0.899，大于0.80，表明取樣的適當(dāng)性很好，可以對這些變量進(jìn)行因素分析。

采用主成分因素分析法對問卷做初步分析，發(fā)現(xiàn)特征值大于1的因素有3個，可解釋總變異的51.55%。主成分特征值的碎石圖(見圖1)曲線在第3因子后開始趨于平緩，從第4個因子起每個因子對累積的總變異的百分比增加很少(方差貢獻(xiàn)率小于6.664%)。所以提取前3個因子。方差累積貢獻(xiàn)率為51.55%(見表1)。

圖1 碎石圖

表1 各因子的特征值、方差貢獻(xiàn)率和反差累積貢獻(xiàn)率

采用斜交轉(zhuǎn)軸法，對結(jié)果進(jìn)行分析。旋轉(zhuǎn)后的各因子的負(fù)荷量均在0.6以上，具體見表2。

表2 旋轉(zhuǎn)后的各因子的負(fù)荷量

由因素分析結(jié)果出發(fā)可以建立3個分問卷，根據(jù)每一個公共因素所包含項目的內(nèi)容，對這3個分問卷(維度)的命名如下:因子1——默許沉默(基于順從和消極地保留);因子2——合作沉默(基于單位利益和同事間的合作);因子3——自我保護(hù)沉默(基于擔(dān)心、害怕自己各方面利益受損)。

2.信度

采用問卷的信度Cronbach α一致性系數(shù)來考察自編問卷的同質(zhì)性信度，如表3所示。這說明問卷具有良好的一致性。問卷的信度水平可以接受。

表3 總問卷與各維度信度表

3.效度

從各分維度與總問卷之間的相關(guān)關(guān)系(表4)得知，各分維度與總問卷均顯著相關(guān)，表明其內(nèi)容效度是理想的。

表4 各分維度與總問卷之間的相關(guān)關(guān)系

正式問卷的各分維度與問卷之間的相關(guān)在0.650～0.863之間。各分維度之間的相關(guān)系數(shù)則在0.195～0.625之間(見表5)，問卷具有一定的結(jié)構(gòu)效度。

表5 三維度之間的相關(guān)系數(shù)矩陣表

(二)偶數(shù)組驗證性因素分析結(jié)果

驗證性因子負(fù)荷見圖2。主要擬合指標(biāo)如表6 所示，X2/df 值小于 5，AGFI、GFI、IFI、CFI、NFI值均大于或等于0.9，RMR值等于0.05，RMSEA值小于0.06。擬合指標(biāo)在可接受范圍內(nèi)。

圖2 偶數(shù)組驗證性因素分析結(jié)果

表6 擬合指標(biāo)

(三)小學(xué)教師組織沉默歸因調(diào)查結(jié)果

1.總體情況

表7 小學(xué)教師組織沉默歸因總體情況

由表7可見，小學(xué)教師組織沉默歸因由高到低排序為:合作沉默、默許沉默、自我保護(hù)沉默。對組織管理中出現(xiàn)的沉默，小學(xué)教師更多的是歸因于合作，其次是默許。

2.性別差異

表8 小學(xué)教師組織沉默歸因性別差異

續(xù)表8

由表8可見，小學(xué)教師組織沉默歸因在自我保護(hù)沉默維度存在性別差異，相對于女性，男性組織沉默歸因更傾向于自我保護(hù)。

3.辦學(xué)體制差異

表9 不同辦學(xué)體制下的小學(xué)教師組織沉默歸因差異

由表9可見，不同辦學(xué)體制下的小學(xué)教師組織沉默歸因在默許沉默維度、合作沉默維度、自我保護(hù)沉默維度均存在顯著差異。公辦小學(xué)教師組織沉默歸因更傾向于默許、合作，而民辦小學(xué)教師更傾向于自我保護(hù)。

為進(jìn)一步探究不同性別和不同辦學(xué)體制小學(xué)教師組織沉默歸因差異的原因，研究將性別和辦學(xué)體制作為因變量，進(jìn)行多因素方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，默許沉默維度交互作用顯著，其他維度交互作用不顯著。進(jìn)一步對默許沉默維度分析發(fā)現(xiàn)，不同辦學(xué)體制下的男教師組織沉默歸因和默許沉默維度差異不顯著;不同辦學(xué)體制下的女教師差異顯著，公辦學(xué)校女教師相對民辦學(xué)校女教師更傾向于歸因為默許沉默。

4.教齡差異

表10 不同教齡的小學(xué)教師組織沉默歸因差異

續(xù)表10

由表10可見，不同教齡的小學(xué)教師在默許沉默維度、合作沉默維度方面差異顯著。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在默許沉默維度，0～2年教齡的教師和6～15年教齡的教師、16～25年教齡的教師、26年教齡以上的教師均存在顯著差異。相對0～2年教齡的教師，其他幾個教齡段的教師更傾向于歸因為默許。在合作沉默維度，0～2年教齡的教師和6～15年教齡的教師存在顯著差異，6～15年教齡的教師相對0～2年教齡的教師，更傾向于歸因為合作。

三、結(jié)論

通過對小學(xué)教師組織沉默歸因調(diào)查結(jié)果分析，得出以下結(jié)論:

(一)小學(xué)教師組織沉默歸因包括三個維度

經(jīng)過統(tǒng)計學(xué)分析，“小學(xué)教師組織沉默歸因問卷”包括了默許沉默、合作沉默和自我保護(hù)沉默三個維度，共18個項目。默許沉默是基于順從和消極地保留的沉默現(xiàn)象;合作沉默是基于單位利益和同事間合作的沉默現(xiàn)象;自我保護(hù)沉默是基于擔(dān)心、害怕自己各方面利益受損的沉默現(xiàn)象。合作沉默傾向于積極的沉默，默許沉默和自我保護(hù)沉默傾向于消極的沉默。“小學(xué)教師組織沉默歸因問卷”的信度和效度符合測量學(xué)指標(biāo)。

(二)小學(xué)教師組織沉默歸因傾向于合作和默許

研究結(jié)果顯示，小學(xué)教師組織沉默歸因傾向于合作沉默和默許沉默。這個研究結(jié)果和徐思安等的研究結(jié)果有較大的差異。我們認(rèn)為，這個差異主要來源于編制組織沉默調(diào)查問卷時的理論假設(shè)。徐思安等的研究主要參考了鄭曉濤等的研究，而后者的研究結(jié)果得出的維度均傾向于消極沉默。我們認(rèn)為教師組織沉默的內(nèi)在原因有可能是消極的，也可能是積極，在測量工具和維度方面主要參考了戴因(Dyne)等人的研究。

研究歐洲史的學(xué)者曾提出，長期以農(nóng)業(yè)為主的地域，民風(fēng)和區(qū)域文化更傾向于保守。例如，以種植業(yè)為主的斯巴達(dá)，相對于以商業(yè)為主的雅典，更傾向于保守和信任權(quán)威。近期也有學(xué)者嘗試從水稻和小麥農(nóng)業(yè)來解釋人的心理差異。［11］從中國種植文化的角度來理解本土小學(xué)教師組織沉默歸因傾向于默許和合作這一現(xiàn)象，一般是從本土文化特點解讀本土心理特點的新視角。

(三)公辦小學(xué)女教師組織沉默歸因更傾向于默許沉默

研究結(jié)果顯示，相對于民辦小學(xué)，公辦小學(xué)教師組織沉默歸因更傾向于默許沉默。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，不同辦學(xué)體制小學(xué)教師組織沉默歸因默許維度的差異源于公辦小學(xué)女教師組織沉默歸因更傾向于默許沉默。在本研究中，我們認(rèn)為默許沉默是基于順從和消極地保留的沉默現(xiàn)象。而在我們之前的研究中，也有相似的研究結(jié)果，公辦小學(xué)女教師相對于民辦小學(xué)女教師，組織沉默歸因更傾向于順從。［12］

(四)0～2年教齡的小學(xué)教師組織沉默歸因更少地歸為默許沉默和合作沉默

在我們前期研究中，將教齡分為0～5年、6～15年、16～25年、26年以上四個階段。對不同教齡階段小學(xué)教師比較，發(fā)現(xiàn)教齡0～5年教師與其他教齡的教師差異不顯著。而我們認(rèn)為，小學(xué)教師最初工作的幾年具有關(guān)鍵意義。在這次研究中，我們把教齡分為0～2年、3～5年、6～15年、16～25年、26年以上五個階段，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，0～2年教齡的小學(xué)教師與其他教齡的教師存在較為明顯的差異。

從研究結(jié)果可以看到，相對其他教齡段的教師，0～2年教齡的小學(xué)教師組織沉默歸因更少地歸為默許沉默和合作沉默。而這兩個維度的歸因，相對于自我保護(hù)沉默維度，更有助于個體融入集體和個人對工作環(huán)境的適應(yīng)。0～2年教齡是教師適應(yīng)的關(guān)鍵期，針對這個教齡段的教師，管理者應(yīng)注意引導(dǎo)其熟悉工作的同時加強與其溝通和合作。

四、探討

基于在研究過程中的兩點問題，提出探討:

(一)要通過驗證性因素分析的驗證，對探索性因素分析得出的因素負(fù)荷量要求更高

在之前研究探索性因素分析時，刪除因子負(fù)荷量低于0.5的項目后，就能較好地符合信度指標(biāo)。在本次研究中我們增加了驗證性因素分析以驗證探索性因素分析后得出的維度的擬合度，發(fā)現(xiàn)需要刪除因子負(fù)荷量低于0.6的項目后才能得到較好地符合擬合指標(biāo)的結(jié)果。

(二)通過驗證性因素分析，擬合程度得到較好的驗證，但拉大了研究理論假設(shè)維度與統(tǒng)計得出維度之間的距離

在之前的研究中，我們得出小學(xué)教師組織沉默歸因維度包括基于擔(dān)心的自我保護(hù)的沉默、基于誠信合作的沉默、基于明智的自我保護(hù)的沉默、基于不滿的沉默、基于默許的沉默。而本次研究得出的小學(xué)教師組織沉默歸因維度包括:基于默許的沉默、基于合作的沉默、基于自我保護(hù)的沉默。相比而言，前者更接近研究理論設(shè)想的維度，而后者則缺少了對實際管理中常見到的諸如“沉默以示抗議”、“明哲保身”等現(xiàn)象的有效區(qū)分。如何更好地解決這一問題，也是我們今后需要思考的。

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