劉 靜

(安徽國際商務(wù)職業(yè)學(xué)院，安徽 合肥 230031)

一、研究方法

本研究主要以問卷調(diào)查和教師訪談方式進(jìn)行。采用的問卷分成三個(gè)部分：第一部分為背景調(diào)查，包括9道題；第二部分為組織公民行為測(cè)量量表，參照法爾等人編制的五維度量表，包括21題，其中學(xué)校認(rèn)同5道題，同事間的利他行為4道題，個(gè)人主動(dòng)性5道題、人際和諧4道題、保護(hù)學(xué)校資源3道題；第三部分為影響因素測(cè)量量表，其中工作緊張(House & Rizzo，1972年編制)6道題、組織承諾(Lincoln & Kalleberg，1990年編制)6道題、家庭工作沖突(Gutek, Searle & Klepa，1991年編制)6道題、分配和程序公平(喬伊和威特，1997年編制)6道題。第二、三部分的量表采用Likert七點(diǎn)量表對(duì)被調(diào)查者勾選的結(jié)果進(jìn)行衡量，依次為非常不同意、不同意、有點(diǎn)不同意、不置可否、有點(diǎn)同意、同意、非常同意，分值依次為1分、2分、3分、4分、5分、6分和7分，反向題目則分別給予7分到1分。第一部分的人際和諧4道題和保護(hù)學(xué)校資源3道題以及第二部分組織承諾的第二道題為反向計(jì)分。

本調(diào)查通過現(xiàn)場(chǎng)發(fā)放問卷115份，收回108份，其中有效問卷103份。網(wǎng)絡(luò)問卷主要通過電子郵件發(fā)放，發(fā)放問卷50份，收回37份，有效問卷37份。共收回有效問卷140份，占總回收數(shù)的96.5%。為了確切了解各因素對(duì)組織公民行為各維度的影響程度，引入回歸分析。在作回歸分析之前，通過散點(diǎn)圖得知四個(gè)因素與組織公民行為各維度均有線性關(guān)系，同時(shí)滿足正態(tài)分布。另外，樣本來自總體隨機(jī)抽樣，被試相互之間保持獨(dú)立，滿足回歸分析的要求。

二、各影響因素對(duì)整體組織公民行為的回歸分析

將組織公民行為作為因變量，工作緊張、組織承諾、家庭工作沖突、分配和程序公平作為自變量，進(jìn)行多元線性回歸。

回歸分析的前提假設(shè)：滿足正態(tài)分布；樣本是隨機(jī)抽樣，被試之間相互獨(dú)立，因此滿足樣本獨(dú)立性；R2=0.408，DW=1.807,P<0.05，因此前提假設(shè)滿足，回歸方程有意義。

表1 各影響因素對(duì)整體組織公民行為的回歸分析

從表1中可以看出，VIF均小于2，因此無多重共線性。四個(gè)影響因素中只有家庭工作沖突(P=0.005<0.05)和組織承諾與組織公民行為顯著相關(guān)(P=0.000<0.05)，分配和程序公平、工作緊張與其相關(guān)性不顯著，它們對(duì)回歸模型的作用不明顯。回歸方程表達(dá)式為：

組織公民行為=0.495*組織承諾-0.219*家庭工作沖突+0.065*分配程序公平+0.061*工作緊張

1.各影響因素對(duì)學(xué)校認(rèn)同的回歸分析

將學(xué)校認(rèn)同作為因變量，工作緊張、組織承諾、家庭工作沖突、分配和程序公平作為自變量，進(jìn)行多元線性回歸?；貧w分析的前提假設(shè)：滿足正態(tài)分布；樣本是隨機(jī)抽樣，被試之間相互獨(dú)立，因此滿足樣本獨(dú)立性；R2=0.402，DW=1.810,P<0.05，因此前提假設(shè)滿足，回歸方程有意義。

表2 各影響因素對(duì)學(xué)校認(rèn)同的回歸分析

從表2中可以看出，VIF均小于2，因此無多重共線性。四個(gè)影響因素中只有組織承諾與學(xué)校認(rèn)同顯著相關(guān)(P=0.000<0.05)，家庭工作沖突、分配和程序公平及工作緊張與其相關(guān)性不顯著，它們對(duì)回歸模型的作用不明顯。回歸方程表達(dá)式為：

學(xué)校認(rèn)同=0.543*組織承諾-0.122*家庭工作沖突+0.079*分配和程序公平+0.058*工作緊張

2.各影響因素對(duì)利他行為的回歸分析

將利他行為作為因變量，工作緊張、組織承諾、家庭工作沖突、分配和程序公平作為自變量，進(jìn)行多元線性回歸?；貧w分析的前提假設(shè)：滿足正態(tài)分布；樣本是隨機(jī)抽樣，被試之間相互獨(dú)立，因此滿足樣本獨(dú)立性；R2=0.273，DW=1.880,P<0.05，因此前提假設(shè)滿足，回歸方程有意義。

表3 各影響因素對(duì)利他行為的回歸分析

從表3可以看出，VIF均小于2，因此無多重共線性。四個(gè)影響因素中只有組織承諾與利他行為顯著相關(guān)(P=0.000<0.05)，家庭工作沖突、分配和程序公平、工作緊張與其相關(guān)性不顯著，它們對(duì)回歸模型的作用不明顯?；貧w方程表達(dá)式為：

利他行為=0.414*組織承諾-0.15*家庭工作沖突+0.074*分配和程序公平+0.063*工作緊張

3.各影響因素對(duì)個(gè)人主動(dòng)性的回歸分析

將個(gè)人主動(dòng)性作為因變量，工作緊張、組織承諾、家庭工作沖突、分配和程序公平作為自變量，進(jìn)行多元線性回歸?；貧w分析的前提假設(shè)：滿足正態(tài)分布；樣本是隨機(jī)抽樣，被試之間相互獨(dú)立，因此滿足樣本獨(dú)立性；R2=0.260，DW=1.901,P<0.05，因此前提假設(shè)滿足，回歸方程有意義。

表4 各影響因素對(duì)個(gè)人主動(dòng)性的回歸分析

從表4可以看出，VIF均小于2，因此無多重共線性。四個(gè)影響因素中只有組織承諾與個(gè)人主動(dòng)性相關(guān)顯著(P=0.000<0.05)，家庭工作沖突、分配和程序公平、工作緊張與其相關(guān)性不顯著，它們對(duì)回歸模型的作用不明顯。回歸方程表達(dá)式為：

個(gè)人主動(dòng)性=0.428*組織承諾-0.140*家庭工作沖突+0.012*分配和程序公平+0.109*工作緊張

4.各影響因素對(duì)人際和諧的回歸分析

將人際和諧作為因變量，工作緊張、組織承諾、家庭工作沖突、分配和程序公平作為自變量，進(jìn)行多元線性回歸。回歸分析的前提假設(shè)：滿足正態(tài)分布；樣本來自于總體的隨機(jī)抽樣，被試之間相互獨(dú)立，因此樣本獨(dú)立性滿足；R2=0.189，DW=1.709,P<0.05，因此前提假設(shè)滿足，回歸方程有意義。

表5 各影響因素對(duì)人際和諧的回歸分析

從表5可以看出，VIF均小于2，因此無多重共線性。四個(gè)影響因素中只有組織承諾(P=0.003<0.05)和家庭工作沖突與人際和諧顯著相關(guān)(P=0.016<0.05)，分配和程序公平、工作緊張與其相關(guān)性不顯著，它們對(duì)回歸模型的作用不明顯?；貧w方程表達(dá)式為：

人際和諧=0.281*組織承諾-0.218*家庭工作沖突+0.005*分配和程序公平+0.071*工作緊張

5.各影響因素對(duì)保護(hù)學(xué)校資源的回歸分析

將保護(hù)學(xué)校資源作為因變量，工作緊張、組織承諾、家庭工作沖突、分配和程序公平作為自變量，進(jìn)行多元線性回歸?；貧w分析的前提假設(shè)：滿足正態(tài)分布；樣本來自于總體的隨機(jī)抽樣，被試之間相互獨(dú)立，因此樣本獨(dú)立性滿足；R2=0.196，DW=2.064,P<0.05，因此前提假設(shè)滿足，回歸方程有意義。

表6 各影響因素對(duì)保護(hù)學(xué)校資源的回歸分析

從表6可以看出，VIF均小于2，因此無多重共線性。四個(gè)影響因素中只有組織承諾(P=0.006<0.05)和家庭工作沖突與保護(hù)學(xué)校資源顯著相關(guān)(P=0.007<0.05)，分配和程序公平、工作緊張與其相關(guān)性不顯著，它們對(duì)回歸模型的作用不明顯。回歸方程表達(dá)式為：

保護(hù)學(xué)校資源=0.256*組織承諾-0.244*家庭工作沖突+0.076*分配和程序公平+0.055*工作緊張。

三、各因素對(duì)組織公民行為的影響

由回歸分析結(jié)果可知，四個(gè)影響因素中只有家庭工作沖突(回歸系數(shù)=0.495，P=0.005<0.05)和組織承諾(回歸系數(shù)=-0.219，P=0.000<0.05)與組織公民行為顯著相關(guān)，且組織承諾影響最為顯著。分配程序公平(回歸系數(shù)=0.065，P=0.370>0.05)和工作緊張(回歸系數(shù)=0.061，P=0.395>0.05)的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果不顯著，它們對(duì)組織公民行為的回歸模型的作用不明顯。影響因素對(duì)組織公民行為各維度回歸分析的結(jié)果如下：

1.學(xué)校認(rèn)同

四個(gè)影響因素中只有組織承諾與學(xué)校認(rèn)同顯著相關(guān)(P=0.000<0.05)，家庭工作沖突、分配和程序公平及工作緊張的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果不顯著，它們對(duì)回歸模型的作用不明顯。

2.利他行為

四個(gè)影響因素中只有組織承諾(P=0.000<0.05)的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果顯著，家庭工作沖突、分配和程序公平及工作緊張的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果不顯著，它們對(duì)回歸模型的作用不明顯。

3.個(gè)人主動(dòng)性

四個(gè)影響因素中只有組織承諾(P=0.000<0.05)的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果顯著，家庭工作沖突、分配和程序公平及工作緊張的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果不顯著，它們對(duì)回歸模型的作用不明顯。

4.人際和諧

四個(gè)影響因素中只有組織承諾(P=0.003<0.05)和家庭工作沖突(P=0.016<0.05)的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果顯著，分配和程序公平及工作緊張的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果不顯著，它們對(duì)回歸模型的作用不明顯。

5.保護(hù)學(xué)校資源

四個(gè)影響因素中只有組織承諾(P=0.006<0.05)和家庭工作沖突(P=0.007<0.05)的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果顯著，分配和程序公平及工作緊張的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果不顯著，它們對(duì)回歸模型的作用不明顯。