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關于大學教師成就動機與工作績效關系的實證研究論文
論文摘要：本文通過227份有效問卷并運用結(jié)構(gòu)方程模型，對大學教師成就動機與其工作績效間的關系進行實證研究，研究表明大學教師的成就動機對其工作績效具有顯著的正向影響，但是這種影響并不完全是直接的，教師的工作滿意和工作投入在其間起到部分中介效應的作用，是重要的中介變量。本文研究結(jié)果表明，即使是對于那些高成就動機者，如果其工作滿意度遭到破壞，就會嚴重的影響到他們的工作投入水平，并最終影響他們的工作績效。
論文關鍵詞：成就動機；工作績效；工作滿意；工作投入
一、成就動機理論及其與教師工作績效關系實證研究
成就動機(achievementmotivation)是個體對自己認為重要的、有價值的事情樂意去做，努力達到完美的一種內(nèi)在驅(qū)力。作為一種重要的社會性動機，成就動機對個體的工作和學習都有很大的推動作用，所以在成就動機理論提出后，它即成為教育心理學育與管理心理學領域的一大研究熱點。
縱觀相關的研究文獻，成就動機與工作績效的關系其實一直是學者們關注的焦點，認為個人的高成就動機有助于其工作績效的提高。不過早先的學者更多的是在于理論上的貢獻，而后來的學者則比較注重實證研究。在學校領域，實證研究的對象則多為大中小學生，研究的主題主要涉及學生的成就動機與其學業(yè)成績的關系，也有少量研究涉及中小學教師，而對有關大學教師的研究還很少，處于剛剛起步階段。本文將以大學教師為對象，通過理論與實證相結(jié)合的方法，來研究大學教師成就動機與其工作績效的關系。
在早先的理論研究中，McClelland、Atkinson和Weiner等人的觀點值得關注，比如McClelland認為，成就動機就是“競爭”和“優(yōu)秀標準”，高成就動機的人傾向于為他們自己確立的高目標或優(yōu)秀標準而努力。Atkinson認為，成就動機其實包含追求成功和避免失敗這兩種動機，它們在強度上可能是不一樣的，一個人不可能不考慮失敗的后果去追求成功。因此個人的最終行為要取決于他對這兩種動機的綜合。如果一個人追求成功的動機高于避免失敗的動機，那么這個人便將努力去追求特定的目標。如果一個人避免失敗的動機強于追求成功的動機，那么這個人就有可能選擇減少失敗機會的目標。Weiner則從認知的觀點來研究成就動機，提出了成就動機的歸因理論。Weiner發(fā)現(xiàn)成就動機水平不同的人會把事情的成敗歸結(jié)于不同的原因，而歸因決定了下一步的行為。
在實證研究方面，有許多學者的研究都表明成就動機與工作績效之間可能存在密切關系。比如徐鶯娟在對小學教師的成就動機、參與決定與其工作投入的關系研究中表明：第一，小學教師的成就動機與其工作投入之間有顯著的正相關及典型相關；
第二，教師成就動機、參與決定對工作投入并沒有顯著的交互作用。經(jīng)主要效果及事后比較分析得知，小學教師在工作投入上的情形因成就動機的不同而有顯著差異。廖相如在對桃竹苗四縣小學教師的成就動機、制握信念與工作倦怠的關系研究后發(fā)現(xiàn)，教師成就動機與其工作倦怠具有中度的負相關，小學教師的成就動機越高，其工作倦怠的程度也就越低。教師成就動機與制握信念對教師工作倦怠的預測力達到35．3％。黃國隆以中小學教師為研究對象，研究結(jié)果表明，成就動機越高的教師，其工作滿意度也就越高。黃國隆認為，可能是因為成就動機高的教師較渴望追求成就，喜歡擔任有挑戰(zhàn)性的工作，而且具有堅持到底的精神，而使得成功和晉升的機會較高，因而有比較高的工作滿意。而工作滿意度則通常被認為是影響組織成員工作績效的重要因素。其他類似的研究還包括：Hackman和Lawler在1971年以208位藍領工作者以及62位領導人員為對象進行的研究發(fā)現(xiàn)，個人的工作投入與其重視成就滿足的相關值達r=0．39。邱奕光在整理相關的研究文獻時亦發(fā)現(xiàn)，對于如銀行和會計事務所等其他類型的組織，成就動機愈高的員工，其留職承諾和為組織效力的意愿也愈強，成就動機與工作投入之間有顯著的正相關。這與他在以小學教師為研究對象的研究中得出的結(jié)論類似，他的研究發(fā)現(xiàn)，成就動機愈高的教師，其工作投入的程度也愈高，反之，成就動機愈低的教師，其工作投入的程度也愈低。于秉弘以多媒體實習工作者為對象，在研究他們的個人背景、成就動機與工作績效關系時發(fā)現(xiàn)，成就動機水平會影響其工作績效，成就動機越高的人，其對工作的積極性、努力的傾向、以及其超越別人的意圖也越高，從而其工作績效也就更高。
根據(jù)以上的分析，本文認為個人的成就動機應該是影響其工作績效的前因，但這個影響過程也許不是直接的，其間可能存在著一些中介變量。綜合相關的研究，本文認為工作滿意和工作投入有可能是充當中介效應作用的中介變量，為此本文提出如下的研究概念模型(見圖1)，并進一步提出相應的研究假設：
假設1(H1)：大學教師成就動機水平對其工作績效存在顯著的正向影響；
假設2(H2)：大學教師成就動機水平對其工作投入存在顯著的正向影響；
假設3(H3)：大學教師成就動機水平對其工作滿意存在顯著的正向影響；
假設4(H4)：大學教師工作投入程度對其工作績效存在顯著的正向影響；
假設5(H5)：大學教師工作滿意度對其工作績效存在顯著的正向影響；
假設6(H6)：大學教師工作滿意度對其工作投入存在顯著的正向影響；
假設7(H7)：大學教師的工作投入在其成就動機與工作績效間起著部分或完全的中介效應作用；
假設8(H8)：大學教師的工作滿意在其成就動機與工作績效間起著部分或完全的中介效應作用。
二、大學教師個人成就動機與工作績效、工作滿意、工作投入測量研究方法
(一)基于便利性基礎上的隨機抽樣
為了取得足夠的有效樣本，本研究在基于便利性的基礎上采用隨機抽樣的方式，·對在杭州和寧波地區(qū)5所高校的近350名教師進行了調(diào)查，刪除無效問卷后共取得227份有效數(shù)據(jù)。被試的年齡主要在25—60歲之間，從學歷構(gòu)成上看，有本科41人、碩士116人，博士(博士后)53人，缺省l7人。從職稱上看，中級職稱及以下102人、高級職稱96人、缺省29人。
(二)以成就動機量表等四個量表為測量工具
第一，成就動機量表。國外有關成就動機的測量方法大致可歸為觀察法(observationmethod)、投射法(projectivemethod)、自陳法(self-reportmethod)三種，其中后兩種較為常用。所謂投射法是指以無結(jié)構(gòu)性作業(yè)的呈現(xiàn)，來引發(fā)個體的反應或想像，籍以考察個體在不知不覺中所透射出來的特質(zhì)。此種技術發(fā)展的基礎主要是心理分析理論，其中較為常見的有主題統(tǒng)覺測驗(ThematicApper—ceptionTest)、圖畫表現(xiàn)測驗(TestofGraphicEx—pression)和French的頓悟法(FrenchTestofIn—sight)等。用投射法來測量成就動機是早先研究者常用的一種方法。所謂自陳法是受試者用語言或文字對其行為做一陳述，而根據(jù)這些陳述進行分析，以推斷其成就動機。較具代表性的用于測量成就動機的量表主要包括Edwards個人喜好量表(Ed—wardsPersonalPreferenceSchedule)、加州人格量表(Californiapersonalityinventory)、工作與家庭取向量表(WorkandFamilyOrientationQuestionnaire)等。此外，余安邦與楊國樞認為，成就動機在東西方社會文化中有不同的建構(gòu)概念，西方學者所提出的成就動機概念，并不具有文化普遍性意涵。他們認為成就動機其實包含了兩種不同意涵的概念，分別稱為個我取向成就動機(individual-orienteda-chievementmotivation)與社會取向成就動機(SO-cia1．orientedachievementmotivation)，并據(jù)此編制了社會取向成就動機量表和個我取向成就動機量表。用自陳法來測量成就動機是后來多數(shù)研究者經(jīng)常采用的一種方法。
本文采用自陳法來測量大學教師的成就動機，所用的測量量表主要是在參考Helmreich和Spence編制的工作與家庭取向量表的第一部分(主要用以測量個體的成就動機)、洪季庭自編的成就動機量表和邱奕光編制的小學教師成就動機量表的基礎上編制而成。問卷共由27個問項組成，采用5點計分，經(jīng)預測保留了其中的20個問項，并將之分為成就取向、挑戰(zhàn)取向、努力取向與專業(yè)充實四個維度。其中成就取向是指教師在工作上能有表現(xiàn)，努力完成工作，滿足個人追求完美的欲望，獲得高度成就感。挑戰(zhàn)取向是指教師視工作為一種挑戰(zhàn)，并勇于接受、不畏困難、努力不懈，追求挑戰(zhàn)成功的樂趣。努力取向是指教師富有使命，追求成功，不但對工作積極投入并致力于完成目標、達成使命。專業(yè)充實是指教師以追求自我的專業(yè)為目標，為充實專業(yè)知識，主動積極學習，以獲得目標達成。經(jīng)檢驗問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)Ot=0．913，累計的方差貢獻率達到71．36％，說明有較理想的信度和結(jié)構(gòu)效度。
第二，工作績效量表。工作績效(jobperform-ance)是人事心理學的一個重要概念，目前關于績效的內(nèi)涵有兩種觀點，一種是基于結(jié)果的績效定義，認為績效是在特定范圍，在特定工作職能、活動或行為上生產(chǎn)出的結(jié)果記錄。一種是基于行為的績效定義。把績效定義為一套與個人所在組織或小組目標相關的行為。目前基于結(jié)果的績效定義在大量的心理學文獻中受到挑戰(zhàn)，更多的人傾向以行為為基礎的績效定義。關于工作績效結(jié)構(gòu)，Mo-towidlo和VanScotter等人認為可分為任務績效(taskpefromrance)和關系績效(contextualper-fomrance)兩個維度_1，而后他們又將關系績效發(fā)展為工作奉獻和人際促進兩個維度。本研究直接采用Motowidlo和VanScotter所編制的工作績效問卷，并進行適當?shù)男抻�。問卷共�?6個問項組成，采用5點計分，經(jīng)預測保留了其中的14個問項，分為任務績效、人際促進和工作奉獻三個維度。經(jīng)檢驗問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)Ot：0．893，累計的方差貢獻率達到69．14％，說明問卷有較理想的信度和結(jié)構(gòu)效度。
第三，工作滿意量表。工作滿意(jobsatisfac-tion)是個人對自己工作各方面的心理感知和總體態(tài)度，至少包括對工作的構(gòu)面滿意和總體滿意。
對個人工作滿意度的測量方法也有兩種，分為工作構(gòu)面加總計分法和單一整體評估法。本研究采用單一整體評估法對教師的工作滿意進行測量，采用的量表在主要參考Hackman和Oldham于1975年開發(fā)的“一般性工作滿意量表”l1基礎上，經(jīng)改編而成，量表共由5個問項組成，經(jīng)檢驗量表的內(nèi)部一致性系數(shù)d：0．817，具有較高的信度。
第四，工作投人量表。工作投人(jobinvolve．ment)是指個體在認知上對于目前所從事的工作，所表現(xiàn)出的專注、關心與努力程度。國外對工作投人的測量工具主要包括Lodahl與Kejner于1965年編制的工作投人量表和Kanungo于1982年編制的工作投人量表等，而后者則成為了許多學者測量工作投人的基礎量表。因此本文對教師工作投入的測量主要也是在參考了Kanungo量表的基礎上，經(jīng)過改編而成，問卷共由10個問項組成，經(jīng)預測保留了其中的6個問項，該問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)Ot達到0．852，具有較高的信度。
三、變量間兩兩關系假設檢驗和中介變量中介效應檢驗結(jié)果分析
本研究主要運用Amos7．0統(tǒng)計軟件，對本文研究假設的結(jié)構(gòu)方程模型進行統(tǒng)計檢驗。
(一)變量間兩兩關系假設的檢驗
依據(jù)前面的研究假設，本文運用結(jié)構(gòu)方程模型首先對變量間兩兩關系的假設進行檢驗。為此首先建立了兩兩變量間關系的結(jié)構(gòu)方程模型，Amos7．0統(tǒng)計軟件檢驗結(jié)果如表1所示。
由表1知，模型1—6的模型擬合指數(shù)x2／df均在0—5之間，RMSEA均在0—0．1之間，GFI均在0．834—1之間，NFI均在0．862—1之間，IFI均在0．900—1之間，CFI均在0．899—1之間，TLI均在0．882—1之間，因此變量間兩兩關系模型的各擬合指數(shù)均達到或接近結(jié)構(gòu)方程模型各指標擬合值的取值標準，從而表明各模型擬合程度可以接受。另外，從表1變量間的標準化回歸系數(shù)看，工作績效對成就動機的回歸系數(shù)達到0．652，工作投入對成就動機的回歸系數(shù)達到0．641，工作滿意對成就動機的回歸系數(shù)達到0．648，工作績效對工作投入的回歸系數(shù)達到0．820，工作績效對工作滿意的回歸系數(shù)達到0．658，工作投入對工作滿意的回歸系數(shù)達到0．853，而且所有這些回歸系數(shù)均在0．01的水平下達到顯著。也即是說，檢驗結(jié)果支持本文前面提出的研究假設1—6。
(二)中介變量中介效應的檢驗
根據(jù)先前的理論分析及假設，本文認為大學教師的工作投入和工作滿意這兩個變量在其成就動機與工作績效之間都可能起著中介效應作用。因此，本文運用結(jié)構(gòu)方程模型對這兩個變量的中介效應作用進行了檢驗。‘根據(jù)中介效應的檢驗程序¨，某因素成為中介變量必須滿足4個條件：其一，因變量對自變量的回歸系數(shù)應達到顯著水平；其二，中介變量對自變量的回歸系數(shù)應達到顯著水平；其三，因變量對中介變量的回歸系數(shù)應達到顯著水平；其四，因變量同時對自變量和中介變量進行回歸，中介變量的回歸系數(shù)達到顯著，自變量的回歸系數(shù)減少。當自變量的回歸系數(shù)減少到不顯著水平時，說明中介變量起到完全中介作用，當自變量的回歸系數(shù)減少，但仍然達到顯著水平時，說明中介變量起著部分中介作用。
第一，工作投入的中介效應檢驗。首先表1中模型1的檢驗結(jié)果表明，因變量教師工作績效對自變量教師成就動機的標準化回歸系數(shù)為0．652，且在0．01的水平下達到顯著，因此檢驗中介效應的條件1得到滿足。模型2的檢驗結(jié)果表明，中介變量教師工作投入對自變量教師成就動機的標準化回歸系數(shù)為0．641，且在0．01的水平下達到顯著，因此檢驗中介效應的條件2得到滿足。模型4的檢驗結(jié)果表明，因變量教師工作績效對中介變量教師工作投入的標準化回歸系數(shù)為0．820，且在0．01的水平下達到顯著，因此檢驗中介效應的條件3得到滿足。再由表2中模型7的檢驗結(jié)果表明，在教師工作績效同時對教師成就動機和工作投入進行回歸時，中介變量工作投入的回歸系數(shù)為0．681，在0．01水平下達到顯著，自變量成就動機的回歸系數(shù)為0．212，模型1的檢驗結(jié)果相比，成就動機的回歸系數(shù)減少了，但依然在0．01的水平下達到顯著，此即說明中介效應檢驗的條件4也得到滿足。綜合模型1、2、4和7的檢驗結(jié)果可知，教師工作投入變量在教師成就動機與教師工作績效間起到了部分中介效應的作用。于是研究假設7成立。
第二，工作滿意的中介效應檢驗。首先表1中模型1的檢驗結(jié)果表明，因變量教師工作績效對自變量教師成就動機的標準化回歸系數(shù)為0．652，且在0．01的水平下達到顯著，因此檢驗中介效應的條件1得到滿足。模型3的檢驗結(jié)果表明，中介變量教師工作滿意對自變量教師成就動機的標準化回歸系數(shù)為0．648，且在0．01的水平下達到顯著，因此檢驗中介效應的條件2得到滿足。模型5的檢驗結(jié)果表明，因變量教師工作績效對中介變量教師工作滿意的標準化回歸系數(shù)為0．658，且在0．O1的水平下達到顯著，因此檢驗中介效應的條件3得到滿足。再由表2中模型8的檢驗結(jié)果表明，在教師工作績效同時對教師成就動機和工作滿意進行回歸時，中介變量工作滿意的回歸系數(shù)為0．404，在0．01水平下達到顯著，自變量成就動機的回歸系數(shù)為0．391，與模型1的檢驗結(jié)果相比，成就動機的回歸系數(shù)減少了，但依然在0．01的水平下達到顯著，此即說明中介效應檢驗的條件4也得到滿足。綜合模型1、3、5和8的檢驗結(jié)果可知，教師工作滿意變量在教師成就動機與教師工作績效間起到了部分中介效應的作用。于是研究假設8成立。
(三)整合模型檢驗
最后本文運用結(jié)構(gòu)方程模型對圖1中提出全概念模型進行了檢驗，其結(jié)果如圖2及表3所示。
首先由表3的結(jié)果可知，整合模型的各擬合指數(shù)基本上達到要求，表明模型的擬合程度較好。從整合模型的檢驗結(jié)果看，變量之間兩兩關系的回歸系數(shù)依然達到顯著水平，不過與模型1—6的檢驗結(jié)果相比，有三條路徑系數(shù)出現(xiàn)顯著減少，其中成就動機對工作績效的回歸系數(shù)由模型1中的0．652減少為0．256，成就動機對工作投入的回歸系數(shù)由模型2中的0．641減少為0．167，工作滿意對工作績效的回歸系數(shù)由模型5中的0．658減少為0．105。之所以會出現(xiàn)這種情況，可能除了工作滿意和工作投入在成就動機和工作績效之間起著部分中介效應的作用以外，還可能與成就動機、工作滿意和工作投入三者之間的關系，以及工作滿意、工作投入和工作績效三者之間的關系有關。如果根據(jù)中介效應的檢驗程序，并綜合考慮模型4、5、6、8的檢驗結(jié)果和模型2、3、6、8的檢驗結(jié)果，就不難得知工作投入在工作滿意與工作績效之間以及工作滿意在成就動機與工作投入之間，都起到了部分中介效應的作用。另外，整合模型的檢驗結(jié)果還表明，大學教師成就動機對其工作績效的直接影響效應只達到0．256，而其間接影響效應則達到0．584，其中通過工作投入這個中介變量的間接影響效應達到0．132，而通過工作滿意這個中介變量的間接影響效應則達到0．452。
四、大學教師的成就動機水平越高，其工作績效也越高
通過上述的實證分析，本文就大學教師的成就動機與其工作績效間的關系得出如下的結(jié)論：
第一，模型1的檢驗結(jié)果，即教師的工作績效對其成就動機的一元回歸系數(shù)為0．652，且在0．01水平下達到顯著的結(jié)論表明，大學教師的成就動機水平是影響其工作績效的前因，成就動機水平越高，其工作績效也越高。
第二，模型1、2、4、7和模型1、3、5、8的檢驗結(jié)果表明，教師的工作投入和工作滿意都在其成就動機與工作績效問起到了部分中介效應的作用。這一研究結(jié)論表明，大學教師的成就動機對其工作績效的影響并不完全是直接的，還有部分的影響是通過教師的工作投入和工作滿意這兩變量間接產(chǎn)生的。這就是說，大學教師成就動機對其工作績效既產(chǎn)生了直接的影響，也產(chǎn)生了間接的影響。第三，模型9的檢驗結(jié)果，即大學教師成就動機對其工作績效的直接影響效應只有0．256，而其間接影響效應則高達0．584的結(jié)論表明，大學教師成就動機對其工作績效的影響效應，更多是通過中介變量間接產(chǎn)生的，尤其是通過教師工作滿意這一中介變量，其間接影響效應更是達到0．452。所以工作滿意在成就動機與工作績效之間充當非常重要的中介角色，再加上工作滿意與其工作投入之間的高度相關性，以及工作投人于工作績效之間的高度相關性，因此，即使是對于那些高成就動機者，如果其工作滿意度受到破壞，就會嚴重地影響到他的工作投入水平，從而會最終影響到他的工作績效。
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