趙忠君，牛 帆

(湘潭大學(xué) a.商學(xué)院；b.人力資源管理研究所，湖南 湘潭 411005)

1 文獻回顧

1.1 勝任力及其模型

“勝任力”概念最早由哈佛大學(xué)心理學(xué)教授McClelland于1973年正式提出，并指出勝任特征是指那些能夠區(qū)分在特定工作崗位和組織環(huán)境中績效水平的個人特征[1]。這一概念的提出顛覆了當代的人才觀，由單純地比較智力水平的高低，轉(zhuǎn)變?yōu)殛P(guān)注人的綜合素質(zhì)。哪些人適合從事哪些工作，也就意味著高智商的人并不一定勝任某些工作。Nordhaug將勝任力劃分為元勝任力(Meta Competence)、通用行業(yè)勝任力(General industry Competence)、內(nèi)部組織勝任力(Intra Organization Competence)、標準技術(shù)勝任力(Stand Technical Competence)、技術(shù)行業(yè)勝任力(Technical Trade Competence)和特殊技術(shù)勝任力(Idiosyncratic Technical Competence)六種[2]。Williamson從治理和勝任力兩個視角研究了商業(yè)戰(zhàn)略這一復(fù)雜課題，其中把勝任力也劃分了六個層面[3]。其他一些學(xué)者如Huff, Sheila、Bassellier、Johnson等也對勝任力的概念進行了界定[4-6]。國內(nèi)最早涉及到勝任力的是王鵬、時勘研究的培訓(xùn)需求的方法，他們指出勝任力就是一種新趨勢[7]。而勝任力模型就是一系列能力要素的集合，它可以反應(yīng)出某個職位或者某個部門所需要的能力，從而更好、更加科學(xué)地對人才進行管理。Gross研究了勝任力模型在拉希姆組織沖突風格中的應(yīng)用，發(fā)現(xiàn)勝任力模型能夠有效地管理沖突[8]。Gnambs研究了意見領(lǐng)導(dǎo)的勝任力特征模型，將意見領(lǐng)導(dǎo)納入了人類人格的等級框架。結(jié)果強調(diào)了意見領(lǐng)導(dǎo)特殊領(lǐng)域的兩個主要來源[9]。Schule、Fanta等運用系統(tǒng)思維從可持續(xù)發(fā)展教育的角度構(gòu)建了教師教育基礎(chǔ)的啟發(fā)式勝任力模型[10]。謝曄和周軍通過問卷調(diào)查和行為事件訪談法構(gòu)建了民辦高校的勝任力模型，方便對其教師進行綜合評價，進而對教師的業(yè)績以及學(xué)校招聘都具有重要意義[11]。湯舒俊[12]、祁艷朝[13]等人都是通過問卷和訪談構(gòu)建了高校教師的四因素模型，對于高校教師的管理具有非常重要的實踐意義。但是學(xué)者們對于高校青年教師勝任力模型的研究還較少。王正華通過問卷調(diào)查對青年教師的勝任特征進行了調(diào)查，并提出了一些建議[14]。據(jù)國家教育部統(tǒng)計，2016年我國普通高校數(shù)量為2596所，專任教師人數(shù)達到160萬人，其中年齡在45歲以下的有111.8萬人次?？梢娢覈胀ǜ咝５那嗄杲處熣紦?jù)了高校教師的很大比重，因此研究青年教師的勝任力因素，對于高校的發(fā)展和管理具有非常重要的意義。

1.2 關(guān)聯(lián)績效及其維度

工作績效是考察個人和組織成效的重要方面，工作績效通常被劃分為兩個方面：任務(wù)績效和關(guān)聯(lián)績效[15]。任務(wù)績效就是與生產(chǎn)、工作直接相關(guān)的，可以被直接衡量的績效。而關(guān)聯(lián)績效是更加注重過程導(dǎo)向的，是員工自愿付出努力而產(chǎn)生的績效。Motowidlo和VanScotte通過對421名機修工的績效進行了評估，發(fā)現(xiàn)經(jīng)驗與任務(wù)績效的相關(guān)性高于關(guān)聯(lián)績效，人格變量與關(guān)聯(lián)績效的相關(guān)性高于任務(wù)績效，結(jié)果表明，任務(wù)績效和關(guān)聯(lián)績效的貢獻是獨立的，二者之間存在區(qū)別[16]。而對于高校青年教師這一主體而言，他們的人格特征更加突出，與學(xué)生之間的聯(lián)系紐帶可能更強，所以青年教師的勝任特征對于關(guān)聯(lián)績效可能存在著預(yù)測效果。杜鵬程等通過問卷調(diào)查實證研究了領(lǐng)導(dǎo)—成員交換對關(guān)聯(lián)績效的影響，證實了工作嵌入在兩者關(guān)系之間起到中介作用[17]。王志靜等通過問卷調(diào)查和成熟的量表分析了五大人格對于關(guān)聯(lián)績效的影響，研究發(fā)現(xiàn)宜人性和盡責性對于關(guān)聯(lián)績效起到更好的預(yù)測效果[18]。目前，雖然有關(guān)高校青年教師的關(guān)聯(lián)績效的研究非常少，但是通過對于高校青年教師的關(guān)聯(lián)績效進行研究無論對教師本身還是學(xué)校而言，都具有重要意義。在理論上，可以豐富高校青年教師勝任力模型和關(guān)聯(lián)績效的探究；在實踐上，對于高校青年教師的管理和績效水平的提高都是非常有益的。關(guān)聯(lián)績效的維度可以從多個方面進行研究，國內(nèi)外的學(xué)者都曾從不同角度對其進行了劃分，如表1所示。

表1 關(guān)聯(lián)績效測量維度表

二維模型具有簡單實用、宜于測量等優(yōu)點，因此本文選擇VanScotte和Motowidlo的二維模型進行分析。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選取

本研究選取長沙、株洲、湘潭三市的高校青年教師(≤45歲)為研究主體。發(fā)放調(diào)查問卷300份，回收279份，回收率為92.3%，有效問卷270份，有效率為90%。從性別看，男性教師占47.7%，女性教師占52.3%；從年齡看，41～45歲教師占9.93%、36～40歲教師占25.83%、31～35歲教師占30.46%、30歲及以下教師占33.77%；從職稱看，助教占3.31%、講師占37.09%、副教授占15.23%、教授占5.3%、未定職稱者占39.07%；從學(xué)歷看，博士占36.42%、碩士占36.42%、學(xué)士占13.25%、其他占13.91%?？梢钥闯?，性別、年齡、職稱和學(xué)歷幾個方面都占有一定比例，對于長株潭地區(qū)青年教師的分布還是比較符合的。

2.2 原始問卷設(shè)計

用于研究的問卷是根據(jù)以往的文獻分析及較為成熟的量表進行分析的基礎(chǔ)上，采用李克特6點量表。因為青年教師更加追求自我，主動性更強，更渴望與學(xué)生和其他的老師建立友好的人際關(guān)系，所以，原始問卷主要劃分為三部分：第一部分為教師的個人基本信息，設(shè)計了4個題項。第二部分是測量高校青年教師的勝任力特征(1～20題)。其中1～4題主要測量教師知識素養(yǎng)，5～8題主要測量教師職業(yè)品格，9～12題主要測量教師人格特質(zhì)，12～16題主要測量教師人際互動情況，17～20題主要測量教師的成就導(dǎo)向。第三部分為關(guān)聯(lián)績效的測量(21～27題)。其中21～24題主要測量教師的人際促進情況，25～27題主要測量教師的崗位貢獻情況。量表總共設(shè)計了31個題項。問卷將先進行預(yù)發(fā)放，測量問卷的信度效度，然后進行修正調(diào)整之后再進行正式研究。

2.3 問卷的檢驗及修正

2.3.1 高校青年教師勝任力量表的檢驗及修正

(1)信度檢驗。從表2看到兩個觀測值都在0.90以上，這說明該指標評價體系的內(nèi)在一致性很高，可靠性較強。由此認為選取的指標具有較好的一致性，指標的信度符合要求。在刪除題目后，量表的Cronbach’s值非常理想，適合做進一步的研究。

表2 可靠性統(tǒng)計

(2)效度檢驗。KMO值與Bartlett's球形檢驗結(jié)果如表3所示。Bartlett檢驗的F值等于0.000，表示所收集到的勝任力測量的數(shù)據(jù)來自正態(tài)分布總體。如表3所示，KMO檢測值為0.893(>0.80)，KOM檢驗值比較理想，從而可以初步認為比較適合做因子分析。

表3 KOM檢驗和Bartlett檢驗

因子分析如表4所示。通過統(tǒng)計分析，經(jīng)過旋轉(zhuǎn)之后共提取了4個公因子，前4個因子的特征根分別變成了4.133、3.530、3.132和2.730，均大于1，所占的方差比重分別為21.751%、18.580%、16.483%和14.366%，并且提取出來的4個公共因子的累計貢獻率達到了71.180%。這表明這兩個公共因子所包含的信息可以涵蓋絕大部分原始數(shù)據(jù)當中的信息，提取的兩個公共因子的擬合效度較符合要求。

表4 全部解釋方差表

從表5可看出，對每個觀測變量的值進行比較，綜合可得以下結(jié)論：在因子1上具有較高載荷的題項包括6、7、9、12、17、18和19題共七題，將其命名為職業(yè)追求；在因子2具有較高載荷的題項包括8、10、11和16題共四題，將其命名為人格特質(zhì)；在因子3上有較高載荷的題項包括5、13、14和15題共四題，將其命名為人際互動；在因子4上有較高載荷的題項包括1、2、3和4題共四題，將其命名為知識素養(yǎng)?？梢钥闯?，維度假設(shè)稍有偏差但大體一致。

表5 經(jīng)過旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

2.3.2 關(guān)聯(lián)績效

(1)信度檢驗。從表6看到兩個觀測值都是0.900，這說明該指標評價體系的內(nèi)在一致性很高，可靠性較高。由此認為選取的指標具有較好的一致性，指標的信度符合要求。在刪除題目后，量表的Cronbach’s值非常理想，適合作進一步的研究。

表6 可靠性統(tǒng)計量

(2)效度檢驗。KMO值與Bartlett's球形檢驗的檢驗結(jié)果如表7所示。Bartlett檢驗的F值等于0.000，表示所收集到的勝任力測量的數(shù)據(jù)來自正態(tài)分布總體。KMO檢測值為0.844(>0.80)，KOM檢驗值比較理想，從而可以初步認為比較適合作因子分析。

表7 KOM檢驗和Bartlett檢驗

因子分析：對收集到的關(guān)聯(lián)績效量表的數(shù)據(jù)進行分析，得到總方差解釋表和經(jīng)過旋轉(zhuǎn)的因子載荷矩陣。從表8可以看出：總共得到兩個因子，其中因子1和因子2的特征根分別為2.910和2.490。它們都大于1，說明符合要求。因子1和因子2的方差貢獻率分別為41.565%和35.571%，二者的累計貢獻率為77.137%，說明提取的兩個因子非常具有說服力，能夠解釋絕大部分原始數(shù)據(jù)的特性。

表8 全部解釋方差表

從表9中可以看出，對于各個觀測變量的值進行比較得到：在因子1上具有較高載荷的題項包括20、21、22和23題共四題，將其命名為人際促進；在因子2上具有較高載荷的題項包括24、25和26題共三題，將其命名為崗位貢獻?？偟膩碚f，假設(shè)維度得到了支持。

表9 個體因素量表探索性因子分析結(jié)果

綜上所述，對原始問卷做出如下修正：第一部分主要測量基本信息共4題。刪除原始問卷第8題。勝任力量表共包括19個題項，分別從人格特質(zhì)維度(6、7、9、12、17、18和19題)、職業(yè)追求維度(8、10、11和16題)、人際互動維度(5、13、14和15題)、知識素養(yǎng)維度(1、2、3和4題)四個維度進行測量。關(guān)聯(lián)績效量表共包括7個題項，分別從兩個維度進行測量：人際促進維度(20、21、22和23題)；崗位貢獻維度(24、25和26題)。綜上，提出假設(shè)高校青年教師勝任力模型對其關(guān)聯(lián)績效具有顯著影響。

3 勝任力模型對于關(guān)聯(lián)績效的影響

3.1 相關(guān)分析

對反映勝任力各個變量的維度與反映關(guān)聯(lián)績效的各變量的各個維度進行相關(guān)分析結(jié)果見表10?？梢钥吹剑焊鱾€維度的相關(guān)性都在0.01的顯著水平上；職業(yè)追求、人格特質(zhì)和人際互動三個維度的Pearson相關(guān)系數(shù)在0.60以上，說明這三個維度與關(guān)聯(lián)績效的相關(guān)程度較高。

表10 各變量維度之間的相關(guān)關(guān)系表

注: ＊ p < 0. 05， ＊＊p < 0. 01， ＊＊＊p < 0. 001。

3.2 回歸分析

為了探究長株潭地區(qū)高校青年教師的勝任力特征與其關(guān)聯(lián)績效之間的關(guān)系，本文通過層次回歸法對數(shù)據(jù)形成的各個維度進行統(tǒng)計分析，這將分為兩步進行：第一步，加入青年教師的性別、最高學(xué)歷、職稱等人口變量，目的是剔除這些變量對于關(guān)聯(lián)績效的影響。第二步，加入青年教師勝任力模型的四個維度，進行線性回歸分析。這種方法可以讓我們更加直觀地關(guān)注我們所考慮的變量。測量得到的VIF值都小于5，說明并沒有出現(xiàn)多重共線的現(xiàn)象。從表11中可以看到，D-W的值分別為2.159和2.031，接近于2，說明隨機誤差基本上可以看做是獨立的，也就是說不存在序列相關(guān)的問題。在剔除了人口因素的影響之后，人格特質(zhì)和人際互動兩個維度都對關(guān)聯(lián)績效具有顯著影響，并且解釋了人際促進維度65.3%的變異情況。人格特質(zhì)和職業(yè)追求兩個維度對關(guān)聯(lián)績效也具有顯著影響，并且解釋了崗位貢獻維度56.8%的變異情況。從而，部分原假設(shè)得到了支持。

表11 高校青年教師勝任力模型與關(guān)聯(lián)績效的回歸分析結(jié)果

注: ＊ p < 0. 05， ＊＊p < 0. 01， ＊＊＊p < 0. 001。

4 結(jié)論與建議

4.1 人格特質(zhì)、人際互動和職業(yè)追求維度對關(guān)聯(lián)績效具有顯著影響

研究發(fā)現(xiàn)，剔除人口要素的影響之后，人格特質(zhì)和人際互動因素都在0.001的水平上顯著，對于關(guān)聯(lián)績效的人際促進具有良好的預(yù)測作用。長株潭地區(qū)的高校青年教師在高校中的作用越來越凸顯出來。他們更傾向于與學(xué)生和同事們建立和諧的人際關(guān)系，他們擁有自己特定的人格特質(zhì)，課堂上的氛圍也更加輕松，課堂互動頻繁高效。通過與學(xué)生的雙向溝通，可以更好地了解到學(xué)生的生活和學(xué)習(xí)中的問題，從而跟學(xué)生建立友好互助的良性關(guān)系，改變以往只是課堂灌輸式的教學(xué)，在課下基本上沒有任何交流形態(tài)。長株潭的青年教師情感豐富，與大學(xué)生有更多的話題，把這些共通之處加以運用，就可以對其關(guān)聯(lián)績效產(chǎn)生促進作用。總的來說，人格特質(zhì)和人際互動兩個維度對關(guān)聯(lián)績效能夠產(chǎn)生良好的預(yù)測作用。其次，人格特質(zhì)因素在0.001的顯著水平上顯著。可見，人格特質(zhì)因素對于崗位貢獻的影響非常大，青年教師的主要任務(wù)就是從事教學(xué)工作，他們對于學(xué)生的責任心更強，愿意為學(xué)生負責，他們也愿意做出改變以適應(yīng)學(xué)習(xí)環(huán)境的改變，從而更能對自己所從事的職業(yè)做出更大的貢獻，這對于教師本身、學(xué)生和學(xué)校乃至整個教育事業(yè)都是有利的。最后，職業(yè)追求因素在0.05的顯著水平上顯著?？梢酝茢?，青年教師是學(xué)?？冃У幕钴S因子，更傾向于追求更高的建樹，渴望自己所付出的努力得到應(yīng)有的認可和回報。他們愿意為自己的教學(xué)工作付諸心力，從多方獲取資源來達到更好的效果。青年教師主動、積極地付出超出工作本身要求的努力，采取積極的態(tài)度解決工作中的難題，有著解決難題和戰(zhàn)勝困難的勇氣。他們追求更高效的工作方式，為自己設(shè)定更高的工作目標，從而對自己的崗位做出更大的貢獻?？傊?，不管人格特質(zhì)、人際互動和職業(yè)追求要素如何作用于關(guān)聯(lián)績效，不可否認的是它們都對關(guān)聯(lián)績效產(chǎn)生了重要影響。換言之，人格特質(zhì)、人際互動和職業(yè)追求因素對關(guān)聯(lián)績效有預(yù)測作用。

4.2 知識素養(yǎng)維度對關(guān)聯(lián)績效無顯著影響

綜上，知識素養(yǎng)因素對于關(guān)聯(lián)績效的兩個維度均沒有顯著作用。這并不是說知識素養(yǎng)在教學(xué)工作中不重要，它只是對關(guān)聯(lián)績效的影響不顯著。教師的知識素養(yǎng)是教師從事教育教學(xué)工作的基本素養(yǎng)，教師要了解熟悉自己所從事領(lǐng)域的相關(guān)理論知識和實踐操作，才能夠在自己的教育事業(yè)上站穩(wěn)腳跟。其次，知識素養(yǎng)因素對于人際促進維度沒有顯著影響。人際促進就是在工作中能夠和自己的同事和自己的學(xué)生建立理想的、平等的良性關(guān)系。公平地對待每一位學(xué)生，讓每個學(xué)生都得到老師的關(guān)愛。可見，青年教師知識儲備情況的好壞對于這一維度的作用并不大，這與我們平常的實踐感受經(jīng)驗也是比較符合的。最后，知識素養(yǎng)因素對于崗位貢獻維度也沒有顯著地影響。這里關(guān)聯(lián)績效的崗位貢獻是不同于我們平常理解的績效，它更強調(diào)作用于整個過程、整個體驗，更多的是不能夠用來量化的。青年教師的知識儲備高低可能對于結(jié)果績效的衡量會產(chǎn)生直接影響。不考慮其他原因的作用下，教師的知識水平越高，可能帶來更高的結(jié)果導(dǎo)向的績效，反之亦然。但是，真正衡量教師水平的高低，并不能僅從他帶來的結(jié)果來看，這是片面的。所以也應(yīng)該考慮到關(guān)聯(lián)績效的影響?？傊?，知識素養(yǎng)維度對于關(guān)聯(lián)績效的影響并不顯著，知識素養(yǎng)因素并不能對關(guān)聯(lián)績效產(chǎn)生良好的預(yù)測效果。

4.3 對于高校和青年教師的研究啟示

通過對長株潭地區(qū)的高校青年教師的研究發(fā)現(xiàn)，青年教師的勝任力模型對于其關(guān)聯(lián)績效產(chǎn)生一定的預(yù)測作用。其中，人格特質(zhì)、人際互動和職業(yè)追求維度對關(guān)聯(lián)績效具有顯著影響，知識素養(yǎng)維度對關(guān)聯(lián)績效無顯著影響。基于此，對高校和青年教師提出如下一些建議。

4.3.1 建立有效的勝任力測評機制，有效預(yù)測青年教師關(guān)聯(lián)績效

研究證明，勝任力模型能夠?qū)﹃P(guān)聯(lián)績效產(chǎn)生預(yù)測作用，關(guān)聯(lián)績效水平對于總體績效而言又是至關(guān)重要的。一方面，高校應(yīng)該建立有效的勝任力測評機制，對青年教師的勝任力水平進行有效的評估，明確青年教師的勝任力水平，對其進行針對性的管理。從而可以更科學(xué)地對青年教師進行管理，提高教師的整體績效水平；另一方面，高校教師作為學(xué)校的主要成員，應(yīng)該積極配合學(xué)校進行真實、有效的評估，明確自身的定位，為提升自身的績效提供良好的前提條件。

4.3.2 明確青年教師人格特質(zhì)，建立有效的人才培養(yǎng)機制，提升關(guān)聯(lián)績效

由于青年教師的人格特質(zhì)對關(guān)聯(lián)績效具有良好的預(yù)測效果，所以高校應(yīng)該建立有效的人才培養(yǎng)機制。青年教師的可塑性強，更愿意接受新事物，接受挑戰(zhàn)性的工作。人格特性與其他教師有著顯著差異。高校應(yīng)該充分利用資源，對青年教師進行針對性培訓(xùn)，以發(fā)揮出他們更大的價值。

4.3.3 提高人際互動水平對提升關(guān)聯(lián)績效具有重要作用

由于人際互動維度對青年教師的關(guān)聯(lián)績效具有顯著的作用，所以在實踐互動中創(chuàng)造更多的有利于教學(xué)教育交流的環(huán)境，能夠提升教師的關(guān)聯(lián)績效。一方面，高校應(yīng)該提供更多、更高的交流平臺。青年教師有更高的自主創(chuàng)新性，使其多參加交流活動，提供更多的學(xué)習(xí)培訓(xùn)機會，能夠更加激發(fā)其靈感，為自己的工作崗位作出更大的貢獻；另一方面，教師要開展豐富的課余活動。青年教師與學(xué)生有更多的共同話題，除了課上生動地傳授理論知識之外，應(yīng)該發(fā)揮自己的信息技術(shù)優(yōu)勢，把學(xué)生們聚集起來翻轉(zhuǎn)混合教學(xué)，把所學(xué)到的理論知識更多地付諸實踐。怎樣給學(xué)生留下深刻的印象？學(xué)習(xí)不僅是接收知識，更是心靈的旅程，要讓學(xué)生從多方位學(xué)習(xí)到全面的知識，不留遺憾。教師要與學(xué)生建立友好互助的關(guān)系，使學(xué)習(xí)變得更加簡單。

4.3.4 明確青年教師職業(yè)追求，建立有效的激勵和培訓(xùn)機制，提升關(guān)聯(lián)績效

研究發(fā)現(xiàn)，職業(yè)追求要素對于關(guān)聯(lián)績效具有重要影響，給高校青年教師提供更好的發(fā)展機會對于提升關(guān)聯(lián)績效水平將具有重要作用。一方面，高校應(yīng)該建立分層的有效激勵機制。對不同層次或年齡階段的教師建立不同的激勵機制，可以更大限度地激發(fā)青年教師的潛力。有效的激勵機制也會使青年教師的歸屬感更強，組織認同感更強，有利于形成和諧的教育氛圍。此外，高校還應(yīng)該設(shè)置針對性的培訓(xùn)機制。要想建立行之有效的培訓(xùn)機制是不能“眉毛胡子一把抓”的，應(yīng)該做到具體問題具體分析。培訓(xùn)是績效管理的重中之重，科學(xué)有效合理的培訓(xùn)機制才能使教師發(fā)揮出最大的潛力。只有全身心投入到教育事業(yè)中去，才能作出更好的成績，發(fā)揮正能量，促進社會的發(fā)展進步。另一方面，青年教師要明確自己的職業(yè)追求，為自己設(shè)置更高的目標。青年教師的教育生涯大多剛剛起步，還有更高的發(fā)展空間，一定要為自己設(shè)置行之有效的目標，一步一步向更高的目標平臺邁進，在崗位上發(fā)光發(fā)熱。