关于大学教师成就动机与工作绩效关系的实证研究论文
论文摘要：本文通过227份有效问卷并运用结构方程模型，对大学教师成就动机与其工作绩效间的关系进行实证研究，研究表明大学教师的成就动机对其工作绩效具有显著的正向影响，但是这种影响并不完全是直接的，教师的工作满意和工作投入在其间起到部分中介效应的作用，是重要的中介变量。本文研究结果表明，即使是对于那些高成就动机者，如果其工作满意度遭到破坏，就会严重的影响到他们的工作投入水平，并最终影响他们的工作绩效。
论文关键词：成就动机；工作绩效；工作满意；工作投入
一、成就动机理论及其与教师工作绩效关系实证研究
成就动机(achievementmotivation)是个体对自己认为重要的、有价值的事情乐意去做，努力达到完美的一种内在驱力。作为一种重要的社会性动机，成就动机对个体的工作和学习都有很大的推动作用，所以在成就动机理论提出后，它即成为教育心理学育与管理心理学领域的一大研究热点。
纵观相关的研究文献，成就动机与工作绩效的关系其实一直是学者们关注的焦点，认为个人的高成就动机有助于其工作绩效的提高。不过早先的学者更多的是在于理论上的贡献，而后来的学者则比较注重实证研究。在学校领域，实证研究的对象则多为大中小学生，研究的主题主要涉及学生的成就动机与其学业成绩的关系，也有少量研究涉及中小学教师，而对有关大学教师的研究还很少，处于刚刚起步阶段。本文将以大学教师为对象，通过理论与实证相结合的方法，来研究大学教师成就动机与其工作绩效的关系。
在早先的理论研究中，McClelland、Atkinson和Weiner等人的观点值得关注，比如McClelland认为，成就动机就是“竞争”和“优秀标准”，高成就动机的人倾向于为他们自己确立的高目标或优秀标准而努力。Atkinson认为，成就动机其实包含追求成功和避免失败这两种动机，它们在强度上可能是不一样的，一个人不可能不考虑失败的后果去追求成功。因此个人的最终行为要取决于他对这两种动机的综合。如果一个人追求成功的动机高于避免失败的动机，那么这个人便将努力去追求特定的目标。如果一个人避免失败的动机强于追求成功的动机，那么这个人就有可能选择减少失败机会的目标。Weiner则从认知的观点来研究成就动机，提出了成就动机的归因理论。Weiner发现成就动机水平不同的人会把事情的成败归结于不同的原因，而归因决定了下一步的行为。
在实证研究方面，有许多学者的研究都表明成就动机与工作绩效之间可能存在密切关系。比如徐莺娟在对小学教师的成就动机、参与决定与其工作投入的关系研究中表明：第一，小学教师的成就动机与其工作投入之间有显著的正相关及典型相关；
第二，教师成就动机、参与决定对工作投入并没有显著的交互作用。经主要效果及事后比较分析得知，小学教师在工作投入上的情形因成就动机的不同而有显著差异。廖相如在对桃竹苗四县小学教师的成就动机、制握信念与工作倦怠的关系研究后发现，教师成就动机与其工作倦怠具有中度的负相关，小学教师的成就动机越高，其工作倦怠的程度也就越低。教师成就动机与制握信念对教师工作倦怠的预测力达到35．3％。黄国隆以中小学教师为研究对象，研究结果表明，成就动机越高的教师，其工作满意度也就越高。黄国隆认为，可能是因为成就动机高的教师较渴望追求成就，喜欢担任有挑战性的工作，而且具有坚持到底的精神，而使得成功和晋升的机会较高，因而有比较高的工作满意。而工作满意度则通常被认为是影响组织成员工作绩效的重要因素。其他类似的研究还包括：Hackman和Lawler在1971年以208位蓝领工作者以及62位领导人员为对象进行的研究发现，个人的工作投入与其重视成就满足的相关值达r=0．39。邱奕光在整理相关的研究文献时亦发现，对于如银行和会计事务所等其他类型的组织，成就动机愈高的员工，其留职承诺和为组织效力的意愿也愈强，成就动机与工作投入之间有显著的正相关。这与他在以小学教师为研究对象的研究中得出的结论类似，他的研究发现，成就动机愈高的教师，其工作投入的程度也愈高，反之，成就动机愈低的教师，其工作投入的程度也愈低。于秉弘以多媒体实习工作者为对象，在研究他们的个人背景、成就动机与工作绩效关系时发现，成就动机水平会影响其工作绩效，成就动机越高的人，其对工作的积极性、努力的倾向、以及其超越别人的意图也越高，从而其工作绩效也就更高。
根据以上的分析，本文认为个人的成就动机应该是影响其工作绩效的前因，但这个影响过程也许不是直接的，其间可能存在着一些中介变量。综合相关的研究，本文认为工作满意和工作投入有可能是充当中介效应作用的中介变量，为此本文提出如下的研究概念模型(见图1)，并进一步提出相应的研究假设：
假设1(H1)：大学教师成就动机水平对其工作绩效存在显著的正向影响；
假设2(H2)：大学教师成就动机水平对其工作投入存在显著的正向影响；
假设3(H3)：大学教师成就动机水平对其工作满意存在显著的正向影响；
假设4(H4)：大学教师工作投入程度对其工作绩效存在显著的正向影响；
假设5(H5)：大学教师工作满意度对其工作绩效存在显著的正向影响；
假设6(H6)：大学教师工作满意度对其工作投入存在显著的正向影响；
假设7(H7)：大学教师的工作投入在其成就动机与工作绩效间起着部分或完全的中介效应作用；
假设8(H8)：大学教师的工作满意在其成就动机与工作绩效间起着部分或完全的中介效应作用。
二、大学教师个人成就动机与工作绩效、工作满意、工作投入测量研究方法
(一)基于便利性基础上的随机抽样
为了取得足够的有效样本，本研究在基于便利性的基础上采用随机抽样的方式，·对在杭州和宁波地区5所高校的近350名教师进行了调查，删除无效问卷后共取得227份有效数据。被试的年龄主要在25—60岁之间，从学历构成上看，有本科41人、硕士116人，博士(博士后)53人，缺省l7人。从职称上看，中级职称及以下102人、高级职称96人、缺省29人。
(二)以成就动机量表等四个量表为测量工具
第一，成就动机量表。国外有关成就动机的测量方法大致可归为观察法(observationmethod)、投射法(projectivemethod)、自陈法(self-reportmethod)三种，其中后两种较为常用。所谓投射法是指以无结构性作业的呈现，来引发个体的反应或想像，籍以考察个体在不知不觉中所透射出来的特质。此种技术发展的基础主要是心理分析理论，其中较为常见的有主题统觉测验(ThematicApper—ceptionTest)、图画表现测验(TestofGraphicEx—pression)和French的顿悟法(FrenchTestofIn—sight)等。用投射法来测量成就动机是早先研究者常用的一种方法。所谓自陈法是受试者用语言或文字对其行为做一陈述，而根据这些陈述进行分析，以推断其成就动机。较具代表性的用于测量成就动机的量表主要包括Edwards个人喜好量表(Ed—wardsPersonalPreferenceSchedule)、加州人格量表(Californiapersonalityinventory)、工作与家庭取向量表(WorkandFamilyOrientationQuestionnaire)等。此外，余安邦与杨国枢认为，成就动机在东西方社会文化中有不同的建构概念，西方学者所提出的成就动机概念，并不具有文化普遍性意涵。他们认为成就动机其实包含了两种不同意涵的概念，分别称为个我取向成就动机(individual-orienteda-chievementmotivation)与社会取向成就动机(SO-cia1．orientedachievementmotivation)，并据此编制了社会取向成就动机量表和个我取向成就动机量表。用自陈法来测量成就动机是后来多数研究者经常采用的一种方法。
本文采用自陈法来测量大学教师的成就动机，所用的测量量表主要是在参考Helmreich和Spence编制的工作与家庭取向量表的第一部分(主要用以测量个体的成就动机)、洪季庭自编的成就动机量表和邱奕光编制的小学教师成就动机量表的基础上编制而成。问卷共由27个问项组成，采用5点计分，经预测保留了其中的20个问项，并将之分为成就取向、挑战取向、努力取向与专业充实四个维度。其中成就取向是指教师在工作上能有表现，努力完成工作，满足个人追求完美的欲望，获得高度成就感。挑战取向是指教师视工作为一种挑战，并勇于接受、不畏困难、努力不懈，追求挑战成功的乐趣。努力取向是指教师富有使命，追求成功，不但对工作积极投入并致力于完成目标、达成使命。专业充实是指教师以追求自我的专业为目标，为充实专业知识，主动积极学习，以获得目标达成。经检验问卷的内部一致性系数Ot=0．913，累计的方差贡献率达到71．36％，说明有较理想的信度和结构效度。
第二，工作绩效量表。工作绩效(jobperform-ance)是人事心理学的一个重要概念，目前关于绩效的内涵有两种观点，一种是基于结果的绩效定义，认为绩效是在特定范围，在特定工作职能、活动或行为上生产出的结果记录。一种是基于行为的绩效定义。把绩效定义为一套与个人所在组织或小组目标相关的行为。目前基于结果的绩效定义在大量的心理学文献中受到挑战，更多的人倾向以行为为基础的绩效定义。关于工作绩效结构，Mo-towidlo和VanScotter等人认为可分为任务绩效(taskpefromrance)和关系绩效(contextualper-fomrance)两个维度_1，而后他们又将关系绩效发展为工作奉献和人际促进两个维度。本研究直接采用Motowidlo和VanScotter所编制的工作绩效问卷，并进行适当的修订。问卷共由16个问项组成，采用5点计分，经预测保留了其中的14个问项，分为任务绩效、人际促进和工作奉献三个维度。经检验问卷的内部一致性系数Ot：0．893，累计的方差贡献率达到69．14％，说明问卷有较理想的信度和结构效度。
第三，工作满意量表。工作满意(jobsatisfac-tion)是个人对自己工作各方面的心理感知和总体态度，至少包括对工作的构面满意和总体满意。
对个人工作满意度的测量方法也有两种，分为工作构面加总计分法和单一整体评估法。本研究采用单一整体评估法对教师的工作满意进行测量，采用的量表在主要参考Hackman和Oldham于1975年开发的“一般性工作满意量表”l1基础上，经改编而成，量表共由5个问项组成，经检验量表的内部一致性系数d：0．817，具有较高的信度。
第四，工作投人量表。工作投人(jobinvolve．ment)是指个体在认知上对于目前所从事的工作，所表现出的专注、关心与努力程度。国外对工作投人的测量工具主要包括Lodahl与Kejner于1965年编制的工作投人量表和Kanungo于1982年编制的工作投人量表等，而后者则成为了许多学者测量工作投人的基础量表。因此本文对教师工作投入的测量主要也是在参考了Kanungo量表的基础上，经过改编而成，问卷共由10个问项组成，经预测保留了其中的6个问项，该问卷的内部一致性系数Ot达到0．852，具有较高的信度。
三、变量间两两关系假设检验和中介变量中介效应检验结果分析
本研究主要运用Amos7．0统计软件，对本文研究假设的结构方程模型进行统计检验。
(一)变量间两两关系假设的检验
依据前面的研究假设，本文运用结构方程模型首先对变量间两两关系的假设进行检验。为此首先建立了两两变量间关系的结构方程模型，Amos7．0统计软件检验结果如表1所示。
由表1知，模型1—6的模型拟合指数x2／df均在0—5之间，RMSEA均在0—0．1之间，GFI均在0．834—1之间，NFI均在0．862—1之间，IFI均在0．900—1之间，CFI均在0．899—1之间，TLI均在0．882—1之间，因此变量间两两关系模型的各拟合指数均达到或接近结构方程模型各指标拟合值的取值标准，从而表明各模型拟合程度可以接受。另外，从表1变量间的标准化回归系数看，工作绩效对成就动机的回归系数达到0．652，工作投入对成就动机的回归系数达到0．641，工作满意对成就动机的回归系数达到0．648，工作绩效对工作投入的回归系数达到0．820，工作绩效对工作满意的回归系数达到0．658，工作投入对工作满意的回归系数达到0．853，而且所有这些回归系数均在0．01的水平下达到显著。也即是说，检验结果支持本文前面提出的研究假设1—6。
(二)中介变量中介效应的检验
根据先前的理论分析及假设，本文认为大学教师的工作投入和工作满意这两个变量在其成就动机与工作绩效之间都可能起着中介效应作用。因此，本文运用结构方程模型对这两个变量的中介效应作用进行了检验。‘根据中介效应的检验程序¨，某因素成为中介变量必须满足4个条件：其一，因变量对自变量的回归系数应达到显著水平；其二，中介变量对自变量的.回归系数应达到显著水平；其三，因变量对中介变量的回归系数应达到显著水平；其四，因变量同时对自变量和中介变量进行回归，中介变量的回归系数达到显著，自变量的回归系数减少。当自变量的回归系数减少到不显著水平时，说明中介变量起到完全中介作用，当自变量的回归系数减少，但仍然达到显著水平时，说明中介变量起着部分中介作用。
第一，工作投入的中介效应检验。首先表1中模型1的检验结果表明，因变量教师工作绩效对自变量教师成就动机的标准化回归系数为0．652，且在0．01的水平下达到显著，因此检验中介效应的条件1得到满足。模型2的检验结果表明，中介变量教师工作投入对自变量教师成就动机的标准化回归系数为0．641，且在0．01的水平下达到显著，因此检验中介效应的条件2得到满足。模型4的检验结果表明，因变量教师工作绩效对中介变量教师工作投入的标准化回归系数为0．820，且在0．01的水平下达到显著，因此检验中介效应的条件3得到满足。再由表2中模型7的检验结果表明，在教师工作绩效同时对教师成就动机和工作投入进行回归时，中介变量工作投入的回归系数为0．681，在0．01水平下达到显著，自变量成就动机的回归系数为0．212，模型1的检验结果相比，成就动机的回归系数减少了，但依然在0．01的水平下达到显著，此即说明中介效应检验的条件4也得到满足。综合模型1、2、4和7的检验结果可知，教师工作投入变量在教师成就动机与教师工作绩效间起到了部分中介效应的作用。于是研究假设7成立。
第二，工作满意的中介效应检验。首先表1中模型1的检验结果表明，因变量教师工作绩效对自变量教师成就动机的标准化回归系数为0．652，且在0．01的水平下达到显著，因此检验中介效应的条件1得到满足。模型3的检验结果表明，中介变量教师工作满意对自变量教师成就动机的标准化回归系数为0．648，且在0．01的水平下达到显著，因此检验中介效应的条件2得到满足。模型5的检验结果表明，因变量教师工作绩效对中介变量教师工作满意的标准化回归系数为0．658，且在0．O1的水平下达到显著，因此检验中介效应的条件3得到满足。再由表2中模型8的检验结果表明，在教师工作绩效同时对教师成就动机和工作满意进行回归时，中介变量工作满意的回归系数为0．404，在0．01水平下达到显著，自变量成就动机的回归系数为0．391，与模型1的检验结果相比，成就动机的回归系数减少了，但依然在0．01的水平下达到显著，此即说明中介效应检验的条件4也得到满足。综合模型1、3、5和8的检验结果可知，教师工作满意变量在教师成就动机与教师工作绩效间起到了部分中介效应的作用。于是研究假设8成立。
(三)整合模型检验
最后本文运用结构方程模型对图1中提出全概念模型进行了检验，其结果如图2及表3所示。
首先由表3的结果可知，整合模型的各拟合指数基本上达到要求，表明模型的拟合程度较好。从整合模型的检验结果看，变量之间两两关系的回归系数依然达到显著水平，不过与模型1—6的检验结果相比，有三条路径系数出现显著减少，其中成就动机对工作绩效的回归系数由模型1中的0．652减少为0．256，成就动机对工作投入的回归系数由模型2中的0．641减少为0．167，工作满意对工作绩效的回归系数由模型5中的0．658减少为0．105。之所以会出现这种情况，可能除了工作满意和工作投入在成就动机和工作绩效之间起着部分中介效应的作用以外，还可能与成就动机、工作满意和工作投入三者之间的关系，以及工作满意、工作投入和工作绩效三者之间的关系有关。如果根据中介效应的检验程序，并综合考虑模型4、5、6、8的检验结果和模型2、3、6、8的检验结果，就不难得知工作投入在工作满意与工作绩效之间以及工作满意在成就动机与工作投入之间，都起到了部分中介效应的作用。另外，整合模型的检验结果还表明，大学教师成就动机对其工作绩效的直接影响效应只达到0．256，而其间接影响效应则达到0．584，其中通过工作投入这个中介变量的间接影响效应达到0．132，而通过工作满意这个中介变量的间接影响效应则达到0．452。
四、大学教师的成就动机水平越高，其工作绩效也越高
通过上述的实证分析，本文就大学教师的成就动机与其工作绩效间的关系得出如下的结论：
第一，模型1的检验结果，即教师的工作绩效对其成就动机的一元回归系数为0．652，且在0．01水平下达到显著的结论表明，大学教师的成就动机水平是影响其工作绩效的前因，成就动机水平越高，其工作绩效也越高。
第二，模型1、2、4、7和模型1、3、5、8的检验结果表明，教师的工作投入和工作满意都在其成就动机与工作绩效问起到了部分中介效应的作用。这一研究结论表明，大学教师的成就动机对其工作绩效的影响并不完全是直接的，还有部分的影响是通过教师的工作投入和工作满意这两变量间接产生的。这就是说，大学教师成就动机对其工作绩效既产生了直接的影响，也产生了间接的影响。第三，模型9的检验结果，即大学教师成就动机对其工作绩效的直接影响效应只有0．256，而其间接影响效应则高达0．584的结论表明，大学教师成就动机对其工作绩效的影响效应，更多是通过中介变量间接产生的，尤其是通过教师工作满意这一中介变量，其间接影响效应更是达到0．452。所以工作满意在成就动机与工作绩效之间充当非常重要的中介角色，再加上工作满意与其工作投入之间的高度相关性，以及工作投人于工作绩效之间的高度相关性，因此，即使是对于那些高成就动机者，如果其工作满意度受到破坏，就会严重地影响到他的工作投入水平，从而会最终影响到他的工作绩效。
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