教師績效影響下的初中校園文化論文

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1問題提出

校園文化是學校在長期辦學活動中所形成的為全體師生所共同遵循的價值標準、基本信念、行為規范及其外在表征。它是以校園為空間，以教師、學生為參與主體，以校園精神理念、倫理關系和器物文化為主要內容的一種群體文化。作為學校教育的重要組成部分，良好的校園文化對于培養全面發展的高素質人才具有重要意義。近年來，校園文化作為一種軟實力所發揮的作用已越來越得到人們的關注和認同，越來越多的學校都在培養或樹立具有自身特色的校園文化，以其達到樹立良好形象，提高辦學質量的目的。教師作為教學活動的主體，對學校辦學質量的高低起著決定性的作用，而教師的工作績效往往成為評價學校總體辦學質量的隱性指標。本研究在前期研究的基礎上，重點考察初中校園文化對教師工作績效的影響機制，以便深入了解校園文化對教師工作績效發揮作用的內部過程，從而為提升學校軟實力和教師人力資源管理提供理論基礎。

1.1校園文化

最早涉及校園文化論述的是美國學者沃勒(Waller)，他從文化學角度對學校的文化進行了分析。后來，考勒曼和麥克頓等人采用了結構－－功能主義的觀點，將學校視為一個社會體系，并從社會學角度分析這一體系的結構和功能(林佩穎，2006)。Kuh＆Whitt(1988)指出，一個學校的文化傳達了一種“我們是誰”的認同感，以及我們標榜什么?展示了我們是怎樣行事的?指導著我們是怎樣理解事物的。Hoy＆Kottkamp(1991)進一步指出，學校的文化是一個成員共同的取向系統(規范、核心價值觀和隱性假設)，它維持了這個單位的整體性，并給它一個截然不同的身份。在國內，不同研究者也從不同的角度對校園文化的概念做出了多種界定，這些觀點主要表現在:(1)校園文化只是針對學生開展的一種課外活動，比如興趣小組、第二課堂等文體娛樂活動(王福建，2007);(2)校園文化是一種氛圍，研究一個學校的文化就是探討人與環境的相互作用，主要側重學校環境是怎樣影響學校成員的;(3)校園文化是社會大文化的一種亞文化形態，因此，與其他社會組織一樣，校園文化應該是學校這個組織中的每個成員所共同認可的校園價值觀及其在物質與行為上的具體化(孫志艷，2009)。

1.2校園文化與教師工作績效的預測

校園文化作為一種文化現象，普遍存在于學校成員生活的方方面面，國內外的學者對校園文化的相關研究做出了很大的成就，其相關的變量涉及學校效能、校長的領導方式、教師自我效能、學生的學習等方面。校園文化的研究一開始就和效能聯系到了一塊，而探討兩者之間關系的文章常常是一些實證性的研究。常見的學校效能指標就是學校的教育質量、學生的學業成績、學生升學率等。本研究選取教師的工作績效作為學校整體效能感的一個代表性變量來研究校園文化的影響效果。根據認知資源有限理論，人的認知資源是有限的，在某一方面投入多就必然會減少在其他領域認知資源的投入。校園文化環境是教師從事教學和生活的背景，每個教師是都不可脫離校園文化環境而單獨存在，教師的思想和行為必然會受到校園文化環境的制約和影響。良好的校園文化環境中，人與人之間彼此互幫互助、團結友愛，這種和諧的同事關系能夠最大限度的降低教師在人際方面的認知資源投入，從而可以將更多的認知資源投入到與工作有關的活動中去，有利于工作績效的提高。此外，良好的校園文化環境對于塑造教師積極的情緒狀態也具有重要作用，人與環境是一個交互作用的過程，舒適的環境必然使人產生愉悅的心情，而這種積極的情緒會遷移到工作中去，從而也會提高教師的工作績效。

1.3組織認同的中介作用

組織認同是指個體源于組織成員身份的一種自我構念，它是個體認知并內化組織價值觀的結果，也是個體在歸屬感、自豪感和忠誠度等方面流露出的情感歸依(魏鈞等，2007)。當人們對某種團體產生認同時，會產生去個人化，與團體有命運共同感等感受，且會有內團體偏私行為，具體表現為組織成員會有較多的合作行為、較多的組織公民行為以及較高的工作績效(O''''Reilly＆Chatman，1986)。員工對組織的認同，受制于多方面因素的影響并可能發生相應的變化。近年來，一些學者們開始從文化的角度對組織認同進行研究，研究發現組織文化會影響個體對組織認同。校園文化作為組織文化的一種形式，同組織認同有著密切的聯系，一方面，組織文化為組織認同提供了核心內容，保證了組織認同的基本方向;另一方面，組織文化也只有通過成員的認同才能將抽象的、無形的文化轉化為具體的個人態度和行為，實現成員的組織認同也是確立組織文化的目的之一。在組織行為學領域，國外已有一些相關研究證實了組織文化和組織認同的相關關系，比如Schrodt(2002)研究發現，組織文化的不同維度與組織認同顯著相關;Hariis和Mossholder(1996)的研究發現，組織文化可以影響到組織的個體態度，如個體對組織的承諾、動機、士氣以及工作滿意度。國內學者董彥等(2008)研究也表明，在不同的組織文化背景下，員工對組織的認同度和忠誠度存在著差異。結合上述文獻分析，提出如下研究假設:假設1:校園文化對教師的組織認同、教師工作績效都有正向的影響作用。假設2:教師組織認同在校園文化與教師工作績效之間起中介作用。

2研究方法

2.1研究被試

采取方便取樣的原則，研究者分別向河南省9個城市的初中學校教師發放問卷600份，回收有效問卷414份，有效回收率為69%。其中男性教師占45.7%，女性教師占54.3%;教師教育程度方面，高中或中專以下占8.0%，大專占30.4%，本科占59.4%，碩士及以上占2.2%;教齡方面，1－5年的占35.3%，6－10年的占41.5%，11年以上的占23.2%;公立學校教師占63.8%，私立學校教師占36.2%;重點學校教師占17.9%，普通學校教師占82.1%。

2.2研究工具

2.2.1校園文化問卷

采用王俊有(2012)編制的初中校園文化問卷。通過文獻分析、個人/團體訪談、開放式問卷調查，獲得城市初中校園文化的內容條目。在對河南省9所城市15所初中進行調查的基礎上，通過探索性因素和驗證性因素分析，形成了城市初中校園文化問卷，包含五個維度20個項目，這五個維度分別為:人文關愛(5個題項)、環境烘托(4個題項)、規范有序(4個題項)、成就目標(4個題項)、創新活潑(3個題項)。五個因素共解釋總方差變異量的62.409%，該問卷內部一致性信度系數為0.908。

2.2.2教師組織認同問卷

采用李永鑫等(2007)所修訂的Mael＆Ashforth研發的組織認同問卷，包含一個維度6個項目，其內部一致性系數為0.85。

2.2.3工作績效問卷

采用Pazy(1988)使用過的自評問卷，包含4個項目。相關研究表明，該問卷是一個單維度結構，其內部一致性系數是0.863。在本研究中，上述三個問卷，均采用Likert五點計分，由“1=非常不符合”，到“5=非常符合”，依次為“非常不符合”、“不符合”、“不太確定”、“符合”、“非常符合”。

2.2.4控制變量

為了使研究的結果更加準確，消除其他因素對結果變量造成的混淆，本研究選取性別、年齡、職稱、教育程度、工作年限和學校性質等人口學或組織學變量作為控制變量，進一步研究在控制這些因素后前因變量對結果變量的影響作用。

2.3統計方法

本研究中，采用的統計方法有描述統計、相關分析、驗證性因素分析和多元回歸分析等，統計軟件為SPSS15.0和Lisrel8.70。

3結果與分析

3.1初中校園文化、組織認同、工作績效量表的區分度檢驗

采用驗證性因素分析的方法來檢驗本研究中用到的三個構念之間的區分效度，根據相關理論構建競爭模型，比較假設模型和競爭模型的擬合指數差異，從而判斷最佳的模型結構。考慮到研究使用的三個問卷之間存在一定的相關性，研究者首先構建了單因子模型。同時，初中校園文化和組織認同兩個構念同屬于態度層次的變量，因此研究者構建的二因子模型中將其合并為一個維度。三因子模型則為假設模型，即研究所用的三個構念之間存在明顯的區分度。對于校園文化量表，本研究采用吳艷，溫忠麟(2011)介紹的結構方程模型中的題目打包策略，將同屬于一個維度的所有題項計算均值作為校園文化問卷的一個題項結果如表1所示。三因子模型的各項擬合指標均達到驗證性因素分析中各個擬合指數的指標，且均優于單因子模型和二因子模型。因此，可以說明，假設的三因子模型與實際數據的吻合程度最好，城市初中校園文化、組織認同和工作績效是三個相對獨立的構念。

3.2共同方法偏差的檢驗

本研究中對共同方法偏差的檢驗采用周浩，龍立榮(2004)推薦的方法，結果如表2所示，三因子模型為假設模型，四因子模型為加入共同方法因子之后的模型。從上表可以看出，在加入共同方法因子后，Δχ2=109.89，Δdf=15，P＜0.001卡方檢驗顯著。但是χ2受樣本量影響較大，特別是在大樣本的情況下，χ2的變化更加明顯。借鑒其他學者的做法，各項擬合指數在0.01－0.02之間時，可認為存在輕微的共同方法偏差，這種偏差對結果不會有顯著的影響。本研究中三因子模型和四因子模型的CFI、IFI和NNFI差異為0.02，因此我們認為本研究中不存在嚴重的共同方法偏差。

3.3初中校園文化、組織認同、工作績效的描述性統計及相關分析

由表3可以得到，校園文化與組織認同、工作績效均顯著相關。下面研究者將進一步考察組織認同在校園文化與工作績效之間的中介作用。3.4組織認同在城市校園文化對工作績效影響中的中介作用所謂中介變量就像一座橋梁，當一個變量不是直接影響另一個變量時，中間變量就起到了間接的銜接作用。根據溫忠麟等(2005)所提出的中介檢驗程序，研究者從下面幾步依次探討。第一步，以校園文化為預測變量，工作績效為因變量，進行回歸統計分析，考察兩者之間的回歸系數c，若c系數顯著則進行下一步，若c系數不顯著則說明兩者之間相關不顯著，停止中介檢驗程序。如表中M3，校園文化對工作績效的回歸系數為0.342，在0.001水平上達到顯著。第二步，以校園文化為預測變量，組織認同為因變量，進行回歸統計分析，考察兩者之間的回歸系數a，若a系數顯著則進行第三步。如表中M1所示，自變量校園文化對中介變量組織認同的回歸系數為0.330，在0.001水平上達到顯著。結合第一步中校園文化對工作績效的顯著影響作用，假設1得到證實。第三步，以校園文化和組織認同作為預測變量，以工作績效為因變量，進行回歸分析，分別考察兩者的回歸系數b和c''''，若b和c''''系數都顯著，則說明組織認同起部分中介效應作用，若c''''系數不顯著，則說明組織認同起完全中介效應作用。如表4所示，控制組織認同后，校園文化的直接效應為0.249，組織認同對工作績效的回歸系數為0.281，均達到顯著性水平。因此，假設2得到了數據的支持。因此，結論如下，校園文化對教師的工作績效有顯著的預測作用，這種預測作用部分是通過教師的組織認同而實現的，教師的組織認同感在校園文化對教師工作績效的影響中起部分中介作用。其中介效應占校園文化對工作績效總效應的百分比為ab/c，即等于27.12%。

4討論

4.1校園文化對教師工作績效、組織認同的正向影響

采用多元層次回歸分析技術對變量之間的關系進行分析，結果發現:在排除中介變量的影響后，校園文化對教師工作績效的標準化回歸系數為β=0.342，p＜0.001，也就是說校園文化對教師的工作績效具有顯著的正向預測作用，即校園文化五個方面的總分越高，則對應的工作績效也越高，從實證方面說明了良好的校園文化對教師工作績效的重要性。一般來說，影響工作績效的原因是多方面的，我們經常會想到通過提高教師的待遇、彈性工作制度以及一些激勵手段來提高教師的工作績效。而本研究的結果證實，除了傳統的外部措施外，還可以通過營造良好的校園文化來提高教師的工作績效，尤其對于一些在物質方面相對欠缺的基層學校來說，可以通過另外一種方式來提高教師的工作績效。校園文化對教師組織認同的層次回歸分析表明:排除控制變量對組織認同的影響，校園文化對教師組織認同的標準化回歸系數為β=0.330，p＜0.001，表明校園文化對教師的組織認同具有顯著的正向影響作用，校園文化得分越高，教師對學校的組織認同感就越強，良好的校園文化能夠促進教師組織認同感的形成。

4.2組織認同在校園文化對工作績效影響中的中介作用

根據相關理論以及校園文化對教師工作績效和組織認同的顯著影響，本研究進一步檢驗了組織認同的中介作用。根據溫忠麟(2005)提出的中介效應檢驗程序，研究者采用層次回歸分析方法，依次檢驗了校園文化對工作績效的直接作用，校園文化對組織認同的預測作用以及組織認同作為中介變量在校園文化與教師工作績效間的間接作用。結果表明:在控制中介變量組織認同的影響后，校園文化對工作績效的預測作用明顯降低(β=0.249，p＜0.001)，但仍然達到顯著想水平，說明組織認同部分中介校園文化對工作績效的影響。也就是說校園文化對教師工作績效的影響效果有部分是通過教師的組織認同傳遞的，校園文化除了可以直接影響教師的工作績效外，還可以通過組織認同的“中間人”角色間接地影響工作績效。組織認同的這種間接效應占了總效應的對27.12%，這與國內外的相關研究存在一致。這個結論給我們以下啟示:在校園文化的建設中，不可忽視組織認同對工作績效的間接影響。我們既可以通過營造良好的校園文化來提高教師的工作績效，也可以通過培養教師的組織認同感來提高教師的工作績效。對于一些校園文化建設相對滯后的學校來說，可以在加強校園文化建設的同時通過一些措施和方法加強教師對學校的認同感，比如:宣揚學校的理念和價值觀、組織適當的互動活動、鼓勵普通教師和學校領導的定期交流等等，以此來維持教師較高的工作績效。

5結論

本研究結果表明:初中校園文化對教師組織認同和工作績效具有顯著的預測作用，同時組織認同在校園文化和教師工作績效之間起部分中介作用。

作者：王俊有1，2李巧靈1田艷輝1，3王明輝1趙國祥1工作單位：1河南大學心理與行為研究所2信息工程大學3西安通信學院