摘 要 編制高校教師組織承諾問卷以探討高校教師組織承諾的結(jié)構(gòu)維度并考察高校教師的組織承諾現(xiàn)狀。按照問卷編制的標(biāo)準(zhǔn)化流程，通過文獻(xiàn)調(diào)查、訪談等方法采集信息，編制項目，以廣州地區(qū)317名高校教師為研究對象，對獲得的數(shù)據(jù)進(jìn)行項目分析、探索性因子分析和信效度檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）經(jīng)探索性因子分析獲得由23個項目組成的教師組織承諾問卷包括情感承諾、交易承諾和規(guī)范承諾3個因子，各因子負(fù)荷在0.50～0.86之間，累積方差貢獻(xiàn)率為70.35%;（2）問卷內(nèi)部一致性信度為0.96，分半信度為0.91，重測信度為0.94，效標(biāo)效度為0.77;（3）高校教師組織承諾總體上處于中等水平，其中青年教師和編外教師組織承諾水平相對較低。本研究編制的高校教師組織承諾問卷具有良好的信度和效度，可供高校教師組織承諾研究使用。

關(guān)鍵詞 高校;教師;組織承諾;問卷編制;信度;效度;現(xiàn)狀

分類號 B841.7

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2019.06.006

1 引言

組織承諾概念自1960年由美國社會學(xué)家Becker提出后，眾多學(xué)者對組織承諾開展了大量探索性的研究，但國內(nèi)外學(xué)術(shù)界對組織承諾的涵義和結(jié)構(gòu)的理解至今尚未達(dá)成一致。1991年，Meyer和Allen對以往組織承諾的研究成果進(jìn)行了一次綜合性研究，發(fā)現(xiàn)組織承諾是一種心理集合，并至少存在對組織的感情依賴、感知到離開組織的成本和留在組織的道德責(zé)任等三個維度，并將這三個維度分別命名為情感承諾、持續(xù)承諾和規(guī)范承諾。在此基礎(chǔ)上，Meyer和Allen提出了組織承諾三維結(jié)構(gòu)模型，并開發(fā)了對應(yīng)于情感承諾、持續(xù)承諾和規(guī)范承諾三個維度的三個分量表。1993年，Allen和Meyer對上述量表部分項目進(jìn)行了修訂，將每個分量表的測量題目由原先的8道題壓縮為6道題，采用從“非常同意”到“非常不同意”的Likert 7點計分方式，修訂后的組織承諾分量表信度系數(shù)分別為0.82、0.74、0.83。其后，該理論模型和量表在諸多研究中得以驗證并被國內(nèi)外眾多研究者認(rèn)可和借鑒。

高校教師組織承諾是組織承諾理論在高等教育領(lǐng)域的運用。2018年1月筆者在中國知識資源總庫（CNKI）單庫檢索首頁，以“組織承諾”為主題檢索共得成果7528項，以“教師組織承諾”為主題檢索得成果241項，以“高校教師組織承諾”為主題檢索得成果61項。在已檢索到的61篇關(guān)于“高校教師組織承諾”的論文中，碩博士論文18篇，期刊論文43篇。分析檢索結(jié)果后發(fā)現(xiàn)：（1）從論文發(fā)表時間看，關(guān)于企業(yè)員工組織承諾的研究成果最早可溯到1997年3月，而關(guān)于高校教師組織承諾的研究成果最早僅可溯到2005年5月，教師組織承諾尤其是高校教師組織承諾的研究起步相對較晚（辛妙菲， 2018）。（2）從研究內(nèi)容看，研究焦點主要集中在教師組織承諾的涵義、結(jié)構(gòu)維度、影響因素、作用機制四個方面。其中，國內(nèi)關(guān)于教師組織承諾結(jié)構(gòu)維度的研究，目前主要有兩種思路：其一是以Meyer和Allen（1991）提出的組織承諾“三維結(jié)構(gòu)模型”為理論基礎(chǔ)進(jìn)行研究，其二是以我國學(xué)者凌文輇、張治燦、方俐洛（2000）提出的“五維結(jié)構(gòu)模型”和宋愛紅、蔡永紅（2005）提出的“四維結(jié)構(gòu)模型”為理論基礎(chǔ)進(jìn)行研究。（3）從研究結(jié)果上看，已有的關(guān)于高校教師組織承諾的研究，大多脫胎于企業(yè)組織承諾的研究，缺乏對教師組織承諾本身的特點和體系的構(gòu)建;由于研究者所運用的研究理論不同、對教師組織承諾的內(nèi)涵和結(jié)構(gòu)維度所持觀點不同、采用的測量工具不同，其研究結(jié)果也不盡相同。（4）從研究方法上看，國內(nèi)外關(guān)于教師組織承諾的研究一般都是采用問卷測量法進(jìn)行，但所采用的測量工具各不相同，目前尚未形成統(tǒng)一的本土化的測量標(biāo)準(zhǔn)。由于缺乏標(biāo)準(zhǔn)的測量工具，研究者的研究結(jié)果存在較大差異，而測量工具的局限性在一定程度上也影響了研究結(jié)果的可信度。因此，關(guān)于教師組織承諾的結(jié)構(gòu)維度和測量工具還有待更深入更系統(tǒng)的研究。

縱觀國內(nèi)已有的關(guān)于高校教師組織承諾研究的問卷，多以企業(yè)員工組織承諾問卷為藍(lán)本改編，未能充分體現(xiàn)教師作為知識型員工（高人力資本水平、高成就動機、高自尊、高安全和歸屬的需要等）和學(xué)校作為知識型組織（利他性和公益性等）的特征。目前國內(nèi)以高校教師為樣本，基于Meyer和Allen（1991）的組織承諾三維結(jié)構(gòu)理論的研究還比較少（截至2018年1月7日，筆者在CNKI上僅可檢索到相關(guān)研究論文11篇）;且已有的以Meyer和Allen（1991）的組織承諾三維結(jié)構(gòu)理論為基礎(chǔ)進(jìn)行的教師組織承諾研究，其研究工具多直接套用Meyer和Allen（1991）的組織承諾量表，如葛鑫博（2013）、鐘前和趙云霞（2008）等人的研究，并未結(jié)合當(dāng)前中國經(jīng)濟文化背景下高校教師這個特殊的群體進(jìn)行本土化的修訂。由于Meyer和Allen的組織承諾三維結(jié)構(gòu)理論較好地整合了前人的研究，本研究以他們提出的組織承諾三維結(jié)構(gòu)理論作為分析基礎(chǔ)，在文獻(xiàn)調(diào)查的基礎(chǔ)上，以廣州地區(qū)高校教師為樣本，采用半開放式訪談與問卷調(diào)查相結(jié)合的方式，通過量化研究與實證研究相結(jié)合的方法，編制一套切合我國高校教師群體特征、符合心理測量學(xué)規(guī)范、適用性較強的高校教師組織承諾問卷，為豐富和完善我國高校教師組織承諾研究提供借鑒。

2 問卷的編制

2.1 ?教師組織承諾問卷理論維度的建構(gòu)

綜合分析已有研究發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)多數(shù)學(xué)者對組織承諾的內(nèi)涵的認(rèn)識比較統(tǒng)一，認(rèn)為組織承諾是個體對某一特定組織的認(rèn)同和卷入程度，并希望維持組織成員身份的一種心理現(xiàn)象（雷麗瓊， 2008），即個體在認(rèn)知（經(jīng)濟或規(guī)范）的基礎(chǔ)上進(jìn)一步表現(xiàn)出的情感態(tài)度（對組織目標(biāo)和價值觀的認(rèn)同）和行為意向（希望維持組織成員身份）（夏婧， 李晨曦， 2014）。受此啟發(fā)，綜合我國學(xué)者凌文輇等人（2000）、宋愛紅和蔡永紅（2005）、劉耀中（2009）等人的研究，本研究將高校教師組織承諾厘定為高校教師熱愛并忠誠于所在學(xué)校組織的一種肯定的態(tài)度和心理傾向，主要表現(xiàn)為高校教師認(rèn)同所在學(xué)校的組織文化、發(fā)展目標(biāo)和價值觀，樂意作為組織成員繼續(xù)留在所在學(xué)校組織，并為學(xué)校發(fā)展全身心地投入工作三個方面。

4.4 研究結(jié)果

4.4.1 探索性因子分析

本研究中，高校教師組織承諾問卷的KMO取樣適當(dāng)性和Bartlett球形檢驗結(jié)果顯示：KMO度量值為0.95，Bartlett近似卡方分布值χ2=6764.71（p<0.01）。運用主成分分析方法對高校教師組織承諾問卷中23個項目進(jìn)行探索性因子分析，根據(jù)系統(tǒng)程序默認(rèn)的因子提取原則萃取公共因子，并通過方差最大化正交旋轉(zhuǎn)法求出最終的因子負(fù)荷矩陣，結(jié)果見表4。

表4結(jié)果及碎石圖顯示組成正式問卷的23個項目可分為3個因子，結(jié)果與前面預(yù)測階段所得到的三個因子吻合，且三個因子的累積方差貢獻(xiàn)率達(dá)到70.35%。根據(jù)各因子所包含的項目的含義，可將3個因子分別命名如下：因子Ⅰ命名為“情感承諾”，指教師認(rèn)同并接受學(xué)校的目標(biāo)、文化和價值理念，樂意為學(xué)校努力工作的一種態(tài)度和心理傾向;因子Ⅱ命名為“交易承諾”，指教師出于自身利益的考慮而繼續(xù)留在學(xué)校組織中的一種態(tài)度和心理傾向;因子Ⅲ命名為“規(guī)范承諾”，指教師受職業(yè)道德規(guī)范和組織規(guī)范影響，樂意作為組織成員承擔(dān)對組織的責(zé)任和義務(wù)的一種態(tài)度和心理傾向（辛妙菲， 2018）。

4.4.2 問卷信度

運用克隆巴赫α系數(shù)對高校教師組織承諾總問卷及各因子信度進(jìn)行檢驗，結(jié)果顯示，修訂后的高校教師組織承諾總問卷與情感承諾、交易承諾兩個因子的信度均有所提高。正式問卷總的內(nèi)部一致性信度為0.96，各因子的內(nèi)部一致性信度均在0.87以上;總問卷的分半信度為0.91，各因子的分半信度均在0.69以上;總問卷的重測信度為0.94，各因子的重測信度為0.78以上。結(jié)果見表5。

4.4.3 問卷效度

（1） 結(jié)構(gòu)效度

為進(jìn)一步了解問卷的項目區(qū)分度，本研究分別以各因子得分與總問卷得分的相關(guān)系數(shù)、各項目得分與所屬因子得分的相關(guān)系數(shù)，以及各因子得分之間的相關(guān)系數(shù)為指標(biāo)，考察各項目的區(qū)分度（結(jié)構(gòu)效度）。結(jié)果顯示，各項目與所屬因子的相關(guān)系數(shù)在0.35～0.85之間（p<0.01），且都呈顯著相關(guān);各因子與總問卷的相關(guān)系數(shù)在0.91～0.97之間（p<0.01），呈高度顯著相關(guān);各因子之間的相關(guān)系數(shù)在0.44～0.50之間（p<0.01），呈中等偏弱相關(guān)。結(jié)果見表6和表7。

（2） 效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度

效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度是指自編問卷測量結(jié)果和效標(biāo)問卷測量結(jié)果之間的一致程度。本研究采用Allen和Meyer（1993）設(shè)計的組織承諾量表作為效標(biāo)問卷。該問卷共18個項目，采用Likert 7點計分法，“1”表示“非常不同意”，“7”表示“非常同意”;包含情感承諾、規(guī)范承諾、持續(xù)承諾三個維度。在本研究中，效標(biāo)問卷總的克隆巴赫α系數(shù)為0.85，其中情感承諾因子的克隆巴赫α系數(shù)為0.70，規(guī)范承諾因子的克隆巴赫α系數(shù)為0.83，持續(xù)承諾因子的克隆巴赫α系數(shù)為0.78。對自編高校教師組織承諾問卷與效標(biāo)問卷的相關(guān)度進(jìn)行檢驗，結(jié)果顯示，自編高校教師組織承諾問卷除因子I（情感承諾）和因子III（規(guī)范承諾）與效標(biāo)問卷的持續(xù)承諾維度未達(dá)到顯著相關(guān)外，自編高校教師組織承諾總問卷及其因子與效標(biāo)問卷及其因子在各維度上的相關(guān)系數(shù)均在0.37～0.77之間（p<0.01），呈較強相關(guān)。此外，發(fā)現(xiàn)自編高校教師組織承諾問卷的三個因子除與效標(biāo)問卷的對應(yīng)維度的因子呈較高相關(guān)外，還與其他非對應(yīng)維度的因子呈不同程度的相關(guān)。結(jié)果見表8。

4.4.4 高校教師組織承諾狀況

（1） 高校教師組織承諾總體水平

統(tǒng)計結(jié)果顯示，高校教師組織承諾及各子維度承諾水平均居于中等偏上水平;其中，在規(guī)范承諾維度上得分最高，在交易承諾和情感承諾維度上得分相對較低。結(jié)果見表9。

（2） 不同背景因素的教師組織承諾水平

為了考察不同背景因素的教師在組織承諾及各子維度上是否存在顯著差異，分別對不同性別、身份教師的得分進(jìn)行獨立樣本t檢驗，對不同年齡、婚姻、校齡、學(xué)歷和職稱教師的得分進(jìn)行單因素方差分析。結(jié)果顯示，不同性別、身份、年齡的教師在組織承諾上存在顯著差異;而不同婚姻狀態(tài)、校齡、學(xué)歷、職稱教師的組織承諾水平差異不顯著?？傮w而言，在組織承諾總體水平及各子維度上，女教師均顯著高于男教師;編制內(nèi)教師顯著高于編制外教師（規(guī)范承諾除外）;31～35歲教師的組織承諾水平顯著低于其他年齡組教師（規(guī)范承諾除外），30歲以下教師的交易承諾水平顯著低于46歲以上教師，其他年齡組教師之間的組織承諾水平差異不顯著;婚姻、校齡、學(xué)歷和職稱變量對高校教師組織承諾水平影響并不顯著。結(jié)果見表10-表12。

5 結(jié)果討論

5.1 關(guān)于組織承諾的結(jié)構(gòu)維度

5.1.1 因子分析

進(jìn)行因子分析，一般需符合以下三個條件：一是因子分析以變量之間的共變關(guān)系作為分析依據(jù)，因子分析的變量必須是連續(xù)變量，且符合線性關(guān)系的假設(shè);二是抽樣過程必須隨機，并具有一定規(guī)模（樣本數(shù)一般大于300）;三是變量之間具有一定程度的相關(guān)（相關(guān)系數(shù)絕對值大于0.30）。通過Bartletts球形檢驗與KMO（即Kaiser-Meyer-Olkin 的取樣適當(dāng)性量數(shù)）檢驗可確定變量是否適合進(jìn)行因子分析：若Bartletts球形檢驗結(jié)果顯著，則表示相關(guān)數(shù)據(jù)可以用于因子分析抽取因子;KMO值越大，表示變量間的共同因子越多越適合進(jìn)行因子分析，當(dāng)KMO的值小于0.50時則不宜進(jìn)行因子分析（陳瑞芬， 2012; 劉媛媛， 2013; 吳明隆， 2000; 張厚粲， 徐建平，2009）。

本研究樣本數(shù)為317，經(jīng)檢驗，KMO值為0.95，Bartletts 球形檢驗近似卡方分布值χ2=6764.701（p<0.01）;除交易承諾有1個項目的共同度和因子負(fù)荷值較低外（共同度為0.48，因子負(fù)荷值為0.50），構(gòu)成該問卷的其他項目因子負(fù)荷均在0.53以上，共同度均在0.57以上;且各項目與所屬因子的相關(guān)系數(shù)在0.35～0.85之間（p<0.01），各因子與總問卷的相關(guān)系數(shù)在0.91～0.97之間（p<0.01），各因子之間的相關(guān)系數(shù)在0.44～0.50之間（p<0.01）（張厚粲， 徐建平，2009）。綜合上述，本研究數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。

5.1.2 因子數(shù)目

因子數(shù)目的決定主要有兩種方法：一是特征值的大小，二是碎石圖?？疾毂狙芯康奶卣髦导八槭瘓D，發(fā)現(xiàn)自編的高校教師組織承諾問卷的23個測量項目大致落在三個因子上，三個因子累積方差貢獻(xiàn)率達(dá)到70.35%，總體解釋率較高。這與Meyer和Allen提出的組織承諾三維結(jié)構(gòu)相符，說明本研究的探索性因素分析結(jié)果支持組織承諾的三維結(jié)構(gòu)模型。此外，本研究預(yù)測階段和正式施測階段兩次探索性因子分析均得到相同的三個因子，說明自編的高校教師組織承諾問卷結(jié)構(gòu)合理且具有一定的穩(wěn)定性。

5.1.3 因子命名（1） 情感承諾 ?情感承諾，指教師認(rèn)同并接受學(xué)校的目標(biāo)、文化和價值理念，樂意為學(xué)校努力工作的一種態(tài)度和心理傾向。包括對學(xué)校辦學(xué)宗旨和目標(biāo)、學(xué)校文化和辦學(xué)理念的認(rèn)同。教師忠誠于所在的學(xué)校組織并在其中努力工作，主要是由于對學(xué)校組織深厚的感情而非物質(zhì)利益。

（2） 交易承諾

社會交換理論認(rèn)為，人們總是用自己所擁有的資源與他人、組織或社會進(jìn)行交換，以獲取自己所需的各種社會資源（如金錢、物質(zhì)、聲望、利益、機會等）;組織承諾就是個體在與組織交換的過程中所產(chǎn)生的一種態(tài)度及行為（毛宇鋒， 2014）。交易承諾，指教師出于自身利益的考慮而繼續(xù)留在學(xué)校組織中的一種態(tài)度和心理傾向。它是建立在經(jīng)濟交換原則基礎(chǔ)上的具有濃厚交易色彩的承諾，代表教師對學(xué)校組織的投入成本，體現(xiàn)教師與學(xué)校組織的利益交換關(guān)系。交易承諾維度所含項目主要參照Meyer和Allen開發(fā)的“持續(xù)承諾”量表修訂而成。由于Meyer和Allen（1991）提出的組織承諾三維結(jié)構(gòu)理論基礎(chǔ)主要基于Becker（1960）的單邊投入理論，其中“持續(xù)承諾”主要是從離職角度出發(fā)，考察離職對員工目前的生活可能帶來的損失（即目前的損失）;而在中國經(jīng)濟文化背景下，員工對一個組織承諾程度的高低，很大程度上取決于留在所在組織中能得到什么或會得到什么（即今后長期的損益），而不僅僅考慮離開所在組織目前會損失什么。對此，具有高學(xué)歷、高自尊和高成就動機的高校教師期望更高，表現(xiàn)尤為明顯。考慮到Meyer和Allen提出的“持續(xù)承諾”維度中的項目內(nèi)容和表述是以西方文化為背景，為使項目內(nèi)容和表述更切合我國文化背景下高校教師對個體與學(xué)校組織之間的互惠關(guān)系的理解，本研究對Meyer和Allen的“持續(xù)承諾”維度所含項目內(nèi)容進(jìn)行了篩選和修訂，并將其命名為“交易承諾”。

（3） 規(guī)范承諾

規(guī)范承諾，是指教師長期受社會職業(yè)道德規(guī)范和組織規(guī)范影響，樂意作為組織成員承擔(dān)對組織的責(zé)任和義務(wù)的一種態(tài)度和心理傾向。規(guī)范承諾的產(chǎn)生，一方面與教師長期受學(xué)校文化、校訓(xùn)校紀(jì)、社會道德規(guī)范和職業(yè)道德規(guī)范的約束、熏陶和影響有關(guān)。另一方面，每個教師進(jìn)入一個學(xué)校組織都抱有一種期望，這種期望包括維持生存、發(fā)展自我的需要。當(dāng)教師從學(xué)校組織中源源不斷獲得符合預(yù)期的利益，受中國傳統(tǒng)關(guān)系社會中“公平交換”“禮尚往來”的觀念的影響，教師會從內(nèi)心對學(xué)校產(chǎn)生一種回報的責(zé)任感和義務(wù)感（如認(rèn)為有責(zé)任有義務(wù)維護(hù)并遵守學(xué)校規(guī)章制度）。

綜上所述，從某種角度來說，情感承諾是教師對學(xué)校文化、辦學(xué)宗旨和價值目標(biāo)的認(rèn)同;交易承諾是教師對自己在學(xué)校組織中的價值地位和發(fā)展機會的認(rèn)同;規(guī)范承諾是教師對學(xué)校文化、制度規(guī)范的認(rèn)同和內(nèi)化。

5.2 關(guān)于組織承諾問卷的信度

信度是指測量結(jié)果的一致性和穩(wěn)定性。為提高問卷的信度，本研究在編制問卷和施測時，編制并使用了統(tǒng)一的指導(dǎo)語;在施測過程中，統(tǒng)一利用部門業(yè)務(wù)學(xué)習(xí)時間，以部門為單位集中發(fā)放，被試在規(guī)定時間內(nèi)統(tǒng)一作答并收回，盡量控制施測環(huán)境和條件的一致性。信度測量有多種方法，本研究采用一致性方法、分半法和重測法對問卷的信度進(jìn)行檢驗。一般而言，克隆巴赫α系數(shù)值介于0～1之間，α值越大表示問卷項目間相關(guān)性越好，內(nèi)部一致性越高;若α系數(shù)大于0.80表示內(nèi)部一致性極好，在0.60～0.80之間表示較好，而低于0.60表示內(nèi)部一致性較差;重測信度大于0.75表示極好，在0.60～0.75之間表示較好（戴海崎， 張鋒， 陳雪楓， 1999）。

本研究在預(yù)測時，自編高校教師組織承諾總問卷的內(nèi)部一致性信度為0.95，各因子的內(nèi)部一致性信度均在0.85以上;正式施測時，自編高校教師組織承諾總問卷的內(nèi)部一致性信度為0.96，各因子的內(nèi)部一致性信度均在0.87以上;且自編高校教師組織承諾總問卷分半信度達(dá)到0.91，各因子的分半信度達(dá)到0.69～0.83。由此可見，一方面修訂后的正式問卷和三個因子的信度均有所提高;另一方面，自編高校教師組織承諾總問卷和三個因子的克隆巴赫α系數(shù)比較理想，問卷的內(nèi)部一致性符合心理測量學(xué)要求。為了考察問卷的穩(wěn)定性，兩個月后，用同一問卷對同一群體的36名教師再次施測。對兩次施測結(jié)果進(jìn)行相關(guān)分析，發(fā)現(xiàn)總問卷重測信度達(dá)到0.94，各因子的重測信度達(dá)到0.78～0.93，均達(dá)到了心理測量學(xué)要求。由此可見，自編的高校教師組織承諾問卷具有良好的信度。

5.3 關(guān)于組織承諾問卷的效度

調(diào)查問卷的效度大致可以分為內(nèi)容效度、結(jié)構(gòu)效度和效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度三種。本研究主要考察問卷的結(jié)構(gòu)效度和效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。根據(jù)Kerlinger（1986）的觀點，當(dāng)所有項目與總分相關(guān)系數(shù)均顯著時，表示該量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度（王婷婷， 2008）。本研究項目分析結(jié)果顯示，各因子與總問卷的相關(guān)系數(shù)在0.91～0.97之間（p<0.01），呈強相關(guān);各項目與所屬因子的相關(guān)系數(shù)在0.35～0.85之間（p<0.01），呈較強相關(guān);各因子之間的相關(guān)系數(shù)在0.44～0.50之間（p<0.01），呈較弱相關(guān)。說明自編高校教師組織承諾問卷測量的是教師組織承諾三個不同的成分。

本研究采用Allen和Meyer（1993）設(shè)計的組織承諾問卷作為效標(biāo)問卷，與自編高校教師組織承諾問卷同時施測。經(jīng)對自編高校教師組織承諾問卷測量結(jié)果與效標(biāo)組織承諾問卷測量結(jié)果進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

（1）自編高校教師組織承諾問卷及其因子與效標(biāo)問卷及其因子在各維度上的相關(guān)系數(shù)均在0.37～0.77之間（p<0.01），呈較強相關(guān)。一般而言，自編問卷測量結(jié)果與效標(biāo)問卷測量結(jié)果之間的相關(guān)系數(shù)越大，表示問卷的效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度越好，一般以相關(guān)系數(shù)在0.40～0.80之間視為比較理想。按照這個標(biāo)準(zhǔn)，自編的高校教師組織承諾問卷效度尚可。

（2）理論上自編的高校教師組織承諾問卷對應(yīng)維度應(yīng)該與效標(biāo)問卷的對應(yīng)維度相關(guān)較高，而與其他非對應(yīng)維度相關(guān)較低。但本研究發(fā)現(xiàn)自編高校教師組織承諾問卷的三個維度除與效標(biāo)問卷的對應(yīng)效度呈較高相關(guān)外，還與其他非對應(yīng)維度呈不同程度的相關(guān)（見表8）。原因可能與效標(biāo)問卷各維度內(nèi)成分不純有關(guān)。Allen和Meyer（1993）的研究雖然通過探索性因素分析得到三個維度，但情感承諾與規(guī)范承諾之間的相關(guān)達(dá)到0.51。Hachett、Bycioh、Hausdorf（1994）和Ko（1997）分別對Allen和Meyer（1993）的組織承諾三維模型進(jìn)行驗證，發(fā)現(xiàn)情感承諾與規(guī)范承諾之間的相關(guān)分別為0.73和0.85。以上研究的驗證性分析結(jié)果雖然都支持了組織承諾的三維結(jié)構(gòu)模型，但情感承諾和規(guī)范承諾之間的高相關(guān)，提示Allen和Meyer（1993）開發(fā)的組織承諾問卷中組成情感承諾和規(guī)范承諾的項目之間可能存在重疊成分。受此影響，自編的高校教師組織承諾問卷各維度除與效標(biāo)問卷對應(yīng)維度高度相關(guān)外，與其他非對應(yīng)維度也存在不同程度的相關(guān)。綜合自編高校教師組織承諾各維度之間的相關(guān)分析結(jié)果（見表7），我們認(rèn)為自編的高校教師組織承諾問卷相對效標(biāo)問卷更為合理。

5.4 關(guān)于高校教師組織承諾水平

5.4.1 高校教師總體組織承諾處于中等偏上水平

本研究發(fā)現(xiàn)高校教師組織承諾及各子維度承諾水平總體上處于中等偏上水平，但情感承諾相對較低，說明高校教師的組織承諾尤其是情感承諾還有較大提升空間，這與葛鑫博（2013）等人的研究結(jié)果一致。原因主要有兩個方面：一方面可能與高校教師自尊需要和成就動機強烈有關(guān)。作為知識分子的精英群體，職業(yè)的“知識性”往往使高校教師的自我要求、自我期望和職業(yè)發(fā)展定位較高，自我實現(xiàn)的愿望也相對其他群體較為強烈。但對于高校教師尤其是入職不久的青年教師，學(xué)校組織實際能給予的滿足自尊需要和自我發(fā)展需求的組織支持與教師的期望往往存在一定的差距，長此以往必然影響高校教師對所在學(xué)校組織的認(rèn)同，進(jìn)而影響其組織承諾水平。另一方面，可能與高校組織自身的社會聲譽有關(guān)。本研究的被試主要來自成人高校，由于成人高校組織的美譽度不如普通高校高，致使成人高校教師的職業(yè)聲望也遠(yuǎn)不如普通高校教師高，從而影響成人高校教師的自我效能感和對所在學(xué)校組織的承諾水平。

5.4.2 31～35歲以下教師組織承諾水平顯著低于其他年齡組教師 ?本研究發(fā)現(xiàn)，除規(guī)范承諾外，31～35歲教師的組織承諾總體水平及其他子維度水平顯著低于其他年齡組教師（30歲以下年齡組除外），原因可能與31～35歲教師正處于工作和事業(yè)的起步階段有關(guān)。近年來，由于高校教師的準(zhǔn)入門檻越來越高（一般要求研究生畢業(yè)），高校教師入職前接受系統(tǒng)專業(yè)教育的時間相對較長，相應(yīng)的他們參加工作的時間相對同齡人較晚（一般25～26歲左右研究生畢業(yè)）。這部分教師由于入職時間晚、工齡短、職稱低，其收入也相對較低，加之家庭經(jīng)濟壓力較大，工作與家庭的矛盾比較突出。同時，由于這部分教師多數(shù)剛從培養(yǎng)單位畢業(yè)走上高校教師工作崗位，工作中不可避免會遇到諸如身份和環(huán)境轉(zhuǎn)變?nèi)绾芜m應(yīng)、教學(xué)與科研如何平衡、工作和家庭如何兼顧、人際（師生）關(guān)系如何處理等壓力，加之經(jīng)驗不足，資源缺乏，他們的工作和事業(yè)起步往往比較困難，如學(xué)校組織未能及時予以關(guān)注并積極提供幫助、指導(dǎo)和支持，往往會影響其心理健康和工作滿意度，并最終影響他們對所在學(xué)校組織的認(rèn)同和歸屬感。

5.4.3 女教師組織承諾水平顯著高于男教師

本研究發(fā)現(xiàn)，女教師組織承諾水平顯著高于男教師，該研究結(jié)果與以往多數(shù)研究結(jié)果一致。這與中國傳統(tǒng) “男主外，女主內(nèi)”的思想有關(guān)。傳統(tǒng)思想賦予女性更多生兒育女和照顧家庭的責(zé)任，而教師工作穩(wěn)定、社會聲譽和福利待遇相對較好，符合大部分女性職業(yè)求安穩(wěn)的心理期望和社會對傳統(tǒng)女性的角色要求和價值定位，且女性在學(xué)校工作更有利于照顧家庭，因而女性從教的職業(yè)穩(wěn)定性相對較強。而作為家庭的頂梁柱，男性需要負(fù)擔(dān)家庭的主要經(jīng)濟來源，且男性相對于女性而言，其自尊需要和成就動機更強烈，更敢于接受挑戰(zhàn)，所以男性在職場上往往比女性有更高的期望值。因此，一般來說男教師的組織承諾水平相對女教師較低。

5.4.4 編制內(nèi)教師組織承諾水平顯著高于編制外教師（規(guī)范承諾除外） ?本研究發(fā)現(xiàn)，編制內(nèi)教師組織承諾水平顯著高于編制外教師（規(guī)范承諾除外）。原因可能與編制外教師在學(xué)校中角色定位被邊緣化、同工（崗）不同酬、個人發(fā)展空間受限等身份待遇的差距有關(guān)。人是社會性動物，在心理上有歸屬的需要，而工作是決定其歸屬的一個重要方面（王九生， 2014）。角色定位被邊緣化、待遇上的差距、職業(yè)發(fā)展前景不明朗等因素易使編制外教師在思想上、心理上、感情上對所在學(xué)校組織產(chǎn)生不公平感和不安全感，進(jìn)而影響其工作滿意度和對所在學(xué)校的認(rèn)同感和歸屬感，最終削弱其對所在學(xué)校的組織承諾水平。而編制內(nèi)教師作為體制內(nèi)的人，相對優(yōu)越的身份意識往往會使其對所在學(xué)校組織的期望相對編制外教師會更高，而實際上他們在學(xué)校工作期間可獲得的資源和組織支持也遠(yuǎn)高于編制外教師，故其組織承諾水平相對較高。此外，編制內(nèi)教師和編制外教師在規(guī)范承諾上差異不顯著，可能與編制內(nèi)和編制外高校教師對教師職業(yè)規(guī)范和組織行為規(guī)范認(rèn)識趨同有關(guān)。6 結(jié)論

6.1 關(guān)于高校教師組織承諾問卷

本研究在綜合國內(nèi)外高校教師組織承諾研究的基礎(chǔ)上，以廣州地區(qū)高校教師為樣本，初步編制了一套本土化的高校教師組織承諾問卷。探索性因素分析結(jié)果顯示，該問卷由情感承諾、交易承諾和規(guī)范承諾三個維度共23個項目組成，累計方差貢獻(xiàn)率達(dá)到70.35%;問卷內(nèi)部一致性信度為0.96，分半信度為0.91，重測信度為0.94;效標(biāo)效度為0.77。本研究結(jié)果支持并驗證了Meyer和Allen（1991）的組織承諾三因素結(jié)構(gòu)模型，自編的高校教師組織承諾問卷的信度、效度研究結(jié)果表明該問卷的信度和效度符合心理測量學(xué)要求，可在高校教師組織承諾研究和實踐中作為測量工具使用。