余 吉

(南華大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理與法學(xué)學(xué)院，湖南 衡陽 421001)

一、引言

《中國教育現(xiàn)代化2035》明確指出，要堅(jiān)持把教師隊(duì)伍建設(shè)作為基礎(chǔ)工作，完善教師管理和發(fā)展機(jī)制，激發(fā)教師專業(yè)發(fā)展活力。教育部2022工作重點(diǎn)也明確強(qiáng)調(diào)：“把教師作為教育發(fā)展的第一資源，打造高素質(zhì)專業(yè)化創(chuàng)新型教師隊(duì)伍。推動高等教育體系內(nèi)涵式發(fā)展，需要建立健全大學(xué)的善治結(jié)構(gòu)，引入民主決策，確保學(xué)術(shù)權(quán)力與行政權(quán)力的有效分離，充分重視教師在人才培養(yǎng)、教育教學(xué)中發(fā)揮的建言獻(xiàn)策作用[1]。然而，高校教師在參與建言內(nèi)容上，更傾向于參與學(xué)校治理與自身利益關(guān)聯(lián)度較高的公共事務(wù)，依次是“科研、晉升待遇、教學(xué)、人事工作、后勤資產(chǎn)、其他、學(xué)校規(guī)劃”[2]。在建言形式上，呈現(xiàn)機(jī)械式、被動式參與特征。普通教師參與度低，部分學(xué)術(shù)委員會委員和教代會代表參與建言偏形式化，未能切實(shí)履行應(yīng)盡的責(zé)任與義務(wù)，參與建言效果不佳[3]。在建言意愿上，盡管學(xué)術(shù)權(quán)力在高校得到了認(rèn)可和確立，但權(quán)力距離仍讓部分高校教師主觀上建言意識薄弱，亟待擴(kuò)展教師參與治理和建言的深度和廣度。

要從根本上認(rèn)識和了解高校教師群體，需要從承諾方面進(jìn)行深入探尋，而心理契約正是以組織承諾和感知為基礎(chǔ)，明確員工自身與組織之間的權(quán)利與義務(wù)。基于此，以高校教師為研究對象，試圖分析高校教師心理契約對建言行為的影響。這不僅有助于豐富心理契約與建言行為的研究內(nèi)容，拓展其研究視角；還有助于激發(fā)高校教師主體參與意識，實(shí)現(xiàn)教師職業(yè)與志業(yè)的嵌入式融合；同時(shí)有助于推動大學(xué)治理向“善治”發(fā)展，探究大學(xué)教育回歸“當(dāng)下的教育本質(zhì)和自己的意志”[4]。

二、研究假設(shè)

心理契約是指員工和雇主之間對相互關(guān)系中責(zé)任、義務(wù)、權(quán)利的感知，旨在尋求彼此之間付出與回報(bào)的均衡。隨著社會發(fā)展以及高等教育改進(jìn)的需求，對高校教師心理契約的探究也逐漸增多。主要可分為兩個(gè)著重點(diǎn)，一是以高校教師為群體進(jìn)行研究，主要涉及對心理契約構(gòu)建、心理契約重構(gòu)、心理契約失衡以及心理契約違背的探討。其中朱玉的研究中，對高校教師群體細(xì)化，探究民辦高校新教師心理契約違背的原因及預(yù)防措施[5]。二是以心理契約為研究背景，或是研究高校教師及其群體細(xì)分的管理現(xiàn)狀與管理改進(jìn)；或是研究其組織公民行為，包括職業(yè)倦怠、歸屬感缺失、情緒勞動、職業(yè)道德構(gòu)建等問題，或是研究其離職傾向以及隱形流失；或是研究人力資源方面的問題，包括薪酬績效、職業(yè)發(fā)展等內(nèi)容。

建言行為是組織成員以期促進(jìn)組織生存與發(fā)展，完善工作職責(zé)，主動向組織管理者提出的具有參考價(jià)值的角色外人際溝通行為。從該定義可以看出，建言行為不僅是一種角色外行為，還是一種具有自發(fā)性的主動行為，目的是為了改進(jìn)組織機(jī)能和績效[6]。國內(nèi)對于建言行為的研究起步較晚但也做了充分探討，一方面，圍繞探討建言行為發(fā)生的各種變量及相互關(guān)系展開，如前因變量、調(diào)節(jié)變量、中介變量等；另一方面，以組織公民行為為出發(fā)點(diǎn)，將建言行為與公民道德、盡職行為、助人行為等組織公民行為相結(jié)合進(jìn)行研究。其中，學(xué)者段錦云對其研究甚多，最早在2005年對組織建言行為的研究中做出定義，建言行為是為適應(yīng)情境轉(zhuǎn)變，提升組織與環(huán)境耦合程度，進(jìn)而進(jìn)行的富有建設(shè)性的交流互動行為[7]。在此之后的研究中，進(jìn)一步完善中國背景下建言行為的結(jié)構(gòu)、測量和影響機(jī)制。

心理契約會對建言行為造成影響。曹科巖等以領(lǐng)導(dǎo)-成員交換作為調(diào)節(jié)變量，探究心理契約破壞與員工建言行為的關(guān)系，揭示了產(chǎn)生心理契約破壞感的員工更有可能抑制自己的建言行為，換言之，積極的心理暗示更利于建言[8]。張璇等基于自我損耗的視角，發(fā)現(xiàn)員工心理契約破裂與破壞性建言行為呈顯著正相關(guān), 即員工心理契約破裂感知越高, 其出現(xiàn)破壞性建言行為的可能性越大[9]。楊美美從新生代員工的視角以組織承諾為中介因素探討心理契約破裂對建言行為造成的負(fù)面影響，進(jìn)一步佐證了以往學(xué)者的觀點(diǎn)[10]?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：假設(shè)H1高校教師心理契約對建言行為具有正向影響。

高校教師的心理契約感知是一個(gè)互動過程，包括學(xué)校對教師的責(zé)任和教師對學(xué)校的責(zé)任兩個(gè)層面的交互，而在這個(gè)感知傳遞中，又分為交易維度、關(guān)系維度和發(fā)展維度這3個(gè)維度[11]。關(guān)系維度是教師與高校間良好關(guān)系的維持，承諾、效能的提高以及雙方人文關(guān)懷的給賦；交易維度則是高校用符合教師經(jīng)濟(jì)期望的福利待遇、培訓(xùn)發(fā)展換取教師的角色外行為與能動反應(yīng)；發(fā)展維度是教師基于學(xué)校提供的發(fā)展可能性以及自我價(jià)值實(shí)現(xiàn)的可能性而不斷優(yōu)化自身知識結(jié)構(gòu)與科研能力，提高雙方的契合水平。建言行為包括抑制性建言與促進(jìn)性建言，抑制性建言是組織成員針對可能對組織運(yùn)轉(zhuǎn)產(chǎn)生不利影響或致使組織發(fā)展受損的現(xiàn)象、行為而主動提出擔(dān)憂和警示；促進(jìn)性建言是成員為提高組織效能主動提出的具有創(chuàng)新性的改進(jìn)建議[12]。促進(jìn)性建言和抑制性建言都能帶來積極的績效結(jié)果，同屬于積極的建設(shè)性建言框架之下。

在高校環(huán)境中，學(xué)校對教師的承諾與給付會增加教師的參與感和公共服務(wù)動機(jī)[13]。朱優(yōu)佩、彭赟琦等對高校教師建言行為現(xiàn)狀進(jìn)行調(diào)查發(fā)現(xiàn)，高校教師建言受行政力量以及中庸思想影響，建言意愿以及建言反饋率都低，且建言缺乏動力，學(xué)校管理激勵(lì)性不足[14]。張帆、宋鳳寧以公立小學(xué)的教師為研究對象，探討權(quán)利距離、情緒智力對小學(xué)教師建言行為的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：組織成員的權(quán)力距離能顯著負(fù)向預(yù)測其建言行為，且情緒智力對權(quán)力距離與小學(xué)教師的建言行為存在調(diào)節(jié)作用[15]。也就是說，當(dāng)學(xué)校在外部激勵(lì)因素如薪酬、福利與教師感知努力工作程度相關(guān)時(shí)，教師會產(chǎn)生相應(yīng)的服務(wù)動機(jī)，如參與學(xué)校內(nèi)部治理和建言；當(dāng)學(xué)校縮小權(quán)力距離，為教師提供足夠的人文關(guān)懷和平等融洽的交流環(huán)境時(shí)，教師的責(zé)任感和認(rèn)同感會增加；當(dāng)學(xué)校能夠給予教師足夠的職業(yè)發(fā)展需求，讓教師充分發(fā)揮自身效能時(shí)，教師的組織依附感上升，會用公共利益承諾、建言行為回饋學(xué)校。張穎、蘇君陽認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境正向預(yù)測教師建言，當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)真正做到關(guān)心尊重員工時(shí)，教師會提升建言行為[16]?；诖?，本文提出以下假設(shè)：H2心理契約學(xué)校責(zé)任對建言行為具有正向影響。其中，H2.1學(xué)校責(zé)任交易維度對促進(jìn)性建言具有正向影響；H2.2學(xué)校責(zé)任交易維度對抑制性建言具有正向影響；H2.3學(xué)校責(zé)任關(guān)系維度對促進(jìn)性建言具有正向影響；H2.4學(xué)校責(zé)任關(guān)系維度對抑制性建言具有正向影響；H2.5學(xué)校責(zé)任發(fā)展維度對促進(jìn)性建言具有正向影響；H2.6學(xué)校責(zé)任發(fā)展維度對抑制性建言具有正向影響。

心理契約教師責(zé)任是教師認(rèn)為自身應(yīng)該為學(xué)校未來發(fā)展而付諸努力的責(zé)任，付出回報(bào)失衡會削弱教師責(zé)任，影響高校教師的建言意愿[17]。黃玲、馬貴梅等對成就動機(jī)是否影響高校教師建言行為分析發(fā)現(xiàn)，在給予不同選擇情境并在自我效能感調(diào)節(jié)作用時(shí)，越是渴望成就的教師建言行為越頻繁；反之，越是謹(jǐn)小慎微避免失敗，其建言行為越是缺失[18]。當(dāng)教師愿意為回饋學(xué)校提出的相應(yīng)外部條件而為學(xué)校履行相應(yīng)工作職責(zé)，愿意為學(xué)校改變自身知識、技能結(jié)構(gòu)，分享自己的科研成果，愿意將學(xué)校發(fā)展視為自身責(zé)任時(shí)，說明教師具有較高的組織承諾，這種情境之下更趨向于建言獻(xiàn)策[19]?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：H3心理契約教師責(zé)任對建言行為具有正向影響。其中，H3.1教師責(zé)任交易維度對促進(jìn)性建言具有正向影響；H3.2教師責(zé)任交易維度對抑制性建言具有正向影響；H3.3教師責(zé)任關(guān)系維度對促進(jìn)性建言具有正向影響；H3.4教師責(zé)任關(guān)系維度對抑制性建言具有正向影響；H3.5教師責(zé)任發(fā)展維度對促進(jìn)性建言具有正向影響；H3.6教師責(zé)任發(fā)展維度對抑制性建言具有正向影響。

三、數(shù)據(jù)收集

(一)研究對象

為驗(yàn)證本文提出的研究假設(shè)，以高校教師為被調(diào)對象展開問卷調(diào)查。發(fā)放方式既包括問卷星線上發(fā)放回收，也包括紙質(zhì)問卷線下發(fā)放回收，其中樣本來源42.63%從本校收集獲得，57.36%為高校教師與同學(xué)資源推介。本次調(diào)查共收集問卷129份，剔除無效問卷9份，最終有120份問卷可供研究使用，問卷的有效回收率為93.02%。樣本的基本情況如下。

樣本女性占比53.33%，男性占比46.67%；在年齡方面，樣本主要分布在31-40歲的年齡層，占比58.33%；從學(xué)歷分布來看，樣本大多數(shù)是碩士，占比54.17%，其次是博士，占比42.5%，這與高等教育行業(yè)情況基本相符；從職稱來看，大多數(shù)教師樣本職稱為講師，占比47.5%，其次為副教授，占比35%，助教與教授占比分別為9.17%和8.33%；沒有兼任行政職務(wù)的樣本數(shù)量占比高達(dá)75%，兼職行政職務(wù)的教師樣本數(shù)量僅占25%；從任職年限分布來看，樣本任職年限在5年及以下、5-10年、11-20年的樣本數(shù)量相差不大,占比分別為32.5%、28.33%、30%，此外，任職年限為20年以上的高校教師樣本占比最少，僅占9.17%。

(二)變量測量

通過大量文獻(xiàn)梳理以及研究適配，心理契約量表與建言行為的量表分別采用韓明、董學(xué)安等編制的心理契約量表和Liang等編制的建言行為量表。其中，心理契約量表分為學(xué)校責(zé)任和教師責(zé)任兩個(gè)層面，這兩個(gè)層面分別包括交易維度、關(guān)系維度和發(fā)展維度；建言行為量表將建言行為劃分為兩個(gè)維度，分別是促進(jìn)性建言與抑制性建言。兩個(gè)量表均采用李克特五級量表。

四、數(shù)據(jù)分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

在高校教師心理契約與建言行為的描述性統(tǒng)計(jì)分析中，心理契約學(xué)校責(zé)任層面各維度的平均值為3.803、3.831、3.482，心理契約教師責(zé)任層面各維度的平均值為4.108、4.125、4.328，均高于平均水平3。此外，發(fā)現(xiàn)高校教師心理契約的履行程度較好，說明學(xué)校對高校教師的職業(yè)發(fā)展、提供相應(yīng)設(shè)備條件和關(guān)系維護(hù)、長期穩(wěn)定等方面的心理契約履行較好；教師責(zé)任層面，發(fā)展維度的平均值最高，為4.328，說明高校教師在完善自身以適應(yīng)學(xué)校的發(fā)展、做好科研工作等方面的心理契約履行程度較高。此外，教師責(zé)任層面的平均值4.179遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于學(xué)校責(zé)任層面的平均值3.694，說明高校教師認(rèn)為自身在心理契約履行程度上比學(xué)校做得好。在促進(jìn)性建言和抑制性建言兩個(gè)維度的平均值分別為3.548、3.347，均大于平均水平，說明高校教師的建言積極性較高。其中，促進(jìn)性建言的平均值大于抑制性建言的平均值，這同樣說明高校教師在建言行為上更多愿意提出對組織發(fā)展有利的意見和建議。

高校教師心理契約與建言行為的相關(guān)性數(shù)據(jù)表明，高校教師心理契約與建言行為存在顯著正相關(guān)(r=0.595，p<0.01)，高校教師心理契約水平越高，建言行為就會越明顯，積極向高校建言獻(xiàn)策。因此，H1假設(shè)得證。如圖1，在進(jìn)一步的高校教師心理契約各維度與建言行為各維度的相關(guān)性數(shù)據(jù)中可以看到P值均有0.01的顯著性，說明心理契約各維度與建言行為各維度均具有顯著相關(guān)性。

圖1 高校教師心理契約各維度與建言行為各維度的相關(guān)性

(二)回歸分析

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)假設(shè)是否成立，本文以心理契約以及學(xué)校責(zé)任和教師責(zé)任作為自變量，建言行為作為因變量進(jìn)行一元線性回歸分析；以心理契約各維度作為自變量，建言行為各維度作為因變量進(jìn)行分層回歸分析。

從圖2的數(shù)據(jù)表中可以得到，方差膨脹系數(shù)VIF=1(<10)，說明沒有檢測到共線性問題；D-W值也說明變量無自相關(guān)；心理契約、高校責(zé)任、教師責(zé)任的回歸系數(shù)值分別是0.838(T=8.037，P=0.000，具有0.01的顯著性)、0.608(T=7.200，P=0.000，具有0.01的顯著性)、0.752(T=5.860，P=0.000，具有0.01的顯著性)。驗(yàn)證了高校教師心理契約、高校責(zé)任、教師責(zé)任維度對建言行為具有顯著正相關(guān)，因此，H1.H2.H3.假設(shè)得證。

圖2 心理契約、高校責(zé)任、教師責(zé)任維度與建言行為的回歸分析結(jié)果

如圖3所示，當(dāng)因變量為抑制性建言時(shí)，模型1的R2=0.257，說明抑制性建言有25.7%可以被學(xué)校責(zé)任關(guān)系維度解釋。線性回歸模型的F=40.761，P<0.01，學(xué)校責(zé)任關(guān)系維度的回歸系數(shù)值為0.581(T=6.384，P=0.000<0.01)，驗(yàn)證了學(xué)校責(zé)任關(guān)系維度對抑制性建言具有顯著正相關(guān)。即H2.4假設(shè)得證。

模型2是在模型1的基礎(chǔ)上加入學(xué)校責(zé)任發(fā)展維度，結(jié)果顯示F=23.520，P<0.01，具有顯著性，說明加入學(xué)校責(zé)任發(fā)展維度后，能更好解釋模型。R2=0.287，呈上升趨勢，證明學(xué)校責(zé)任發(fā)展維度可以解釋變異量3%。此外，學(xué)校責(zé)任發(fā)展維度的回歸系數(shù)值為0.258(T=2.219，P=0.028<0.05)，驗(yàn)證了學(xué)校責(zé)任發(fā)展維度對抑制性建言具有顯著正向影響。即H2.6假設(shè)得證。

圖3 心理契約學(xué)校責(zé)任各維度與建言行為各維度的分層回歸分析結(jié)果

模型3是在模型2的基礎(chǔ)上加入學(xué)校責(zé)任交易維度，結(jié)果顯示F=17.856，P<0.01，具有顯著性，說明加入學(xué)校責(zé)任交易維度后，能更好解釋模型。R2=0.316，呈上升趨勢，證明學(xué)校責(zé)任交易維度可以解釋變異量2.9%。此外，學(xué)校責(zé)任發(fā)展維度的回歸系數(shù)值為0.274(T=2.223，P=0.028<0.05)，驗(yàn)證了學(xué)校責(zé)任交易維度對抑制性建言具有顯著正向影響。即H2.2假設(shè)得證。

當(dāng)因變量為促進(jìn)性建言時(shí)，模型1的R2=0.224，說明促進(jìn)性建言有22.4%可以被學(xué)校責(zé)任發(fā)展維度解釋。線性回歸模型的F=34.133，P<0.01，學(xué)校責(zé)任關(guān)系維度的回歸系數(shù)值為0.446(T=5.842，P=0.000<0.01)，驗(yàn)證了學(xué)校責(zé)任發(fā)展維度對促進(jìn)性建言具有顯著正相關(guān)。即H2.5假設(shè)得證。

模型2是在模型1的基礎(chǔ)上加入學(xué)校責(zé)任交易維度，結(jié)果顯示F=31.262，P<0.01，具有顯著性，說明加入學(xué)校責(zé)任交易維度后，能更好解釋模型。R2=0.348，呈上升趨勢，證明學(xué)校責(zé)任交易維度可以解釋變異量12.4%。此外，學(xué)校責(zé)任交易維度的回歸系數(shù)值為0.542(T=4.716，P=0.000<0.01)，驗(yàn)證了學(xué)校責(zé)任交易維度對促進(jìn)性建言具有顯著正向影響。即H2.1假設(shè)得證。

模型3是在模型2的基礎(chǔ)上加入學(xué)校責(zé)任關(guān)系維度，結(jié)果顯示F=22,073，△F=2.757，P=0.1>0.05，不具有顯著性，說明加入學(xué)校責(zé)任關(guān)系維度后，對模型并沒有解釋意義。R2=0.347，△R2=0.015，接近于0，學(xué)校責(zé)任關(guān)系維度僅具有1.5%的解釋能力。說明學(xué)校責(zé)任關(guān)系維度對促進(jìn)性建言沒有顯著影響，不能驗(yàn)證假設(shè)。即H2.3假設(shè)不成立。

如圖4所示，當(dāng)因變量為抑制性建言時(shí)，模型1的R2=0.066，說明抑制性建言有6.6%可以被教師責(zé)任發(fā)展維度解釋。線性回歸模型的F=8.285，P<0.01，教師責(zé)任發(fā)展維度的回歸系數(shù)值為0.397(T=2.878，P=0.005<0.01)，驗(yàn)證了教師責(zé)任發(fā)展維度對抑制性建言具有顯著正相關(guān)。即H3.6假設(shè)得證。

圖4 心理契約教師責(zé)任各維度與建言行為各維度的分層回歸結(jié)果

模型2是在模型1的基礎(chǔ)上加入教師責(zé)任交易維度，結(jié)果顯示F=12.276，P<0.01，具有顯著性，說明加入教師責(zé)任交易維度后，能更好解釋模型。R2=0.173，呈上升趨勢，證明教師責(zé)任交易維度可以解釋變異量10.8%。此外，教師責(zé)任交易維度的回歸系數(shù)值為0.577(T=3.907，P=0.000<0.01)，驗(yàn)證了教師責(zé)任交易維度對抑制性建言具有顯著正向影響。即H3.2假設(shè)得證。

模型3是在模型2的基礎(chǔ)上加入教師責(zé)任關(guān)系維度，結(jié)果顯示F=8.185，△F=0.176，P=0.675>0.05，在統(tǒng)計(jì)學(xué)上不具備顯著意義，說明加入教師責(zé)任關(guān)系維度后，對模型并沒有解釋意義。R2=0.153，△R2=0.001，接近于0，教師責(zé)任關(guān)系維度僅具有1%的解釋能力。說明教師責(zé)任關(guān)系維度對抑制性建言沒有顯著影響，即H3.4假設(shè)不成立。

當(dāng)因變量為促進(jìn)性建言時(shí)，模型1的R2=0.096，說明抑制性建言有9.6%可以被教師責(zé)任發(fā)展維度解釋。線性回歸模型的F=12.512，P<0.01，教師責(zé)任發(fā)展維度的回歸系數(shù)值為0.474(T=3.537，P=0.001<0.01)，驗(yàn)證了教師責(zé)任發(fā)展維度對促進(jìn)性建言具有顯著正相關(guān)。即H3.5假設(shè)得證。

模型2是在模型1的基礎(chǔ)上加入教師責(zé)任交易維度，結(jié)果顯示F=23.007，P<0.01，具有顯著性，說明加入教師責(zé)任交易維度后，能更好解釋模型。R2=0.282，呈上升趨勢，證明教師責(zé)任交易維度可以解釋變異量18.6%。此外，教師責(zé)任交易維度的回歸系數(shù)值為0.747(T=5.512，P=0.000<0.01)，驗(yàn)證了教師責(zé)任交易維度對促進(jìn)性建言具有顯著正向影響。即H3.1假設(shè)得證。

模型3是在模型2的基礎(chǔ)上加入教師責(zé)任關(guān)系維度，結(jié)果顯示F=15.268，△F=0.132，P=0.717>0.05，不具有顯著性，說明加入教師責(zé)任關(guān)系維度后，對模型并沒有解釋意義。R2=0.283，△R2=0.001，接近于0，教師責(zé)任關(guān)系維度僅具有1%的解釋能力。說明教師責(zé)任關(guān)系維度對抑制性建言沒有顯著影響，即H3.3假設(shè)不成立。

五、結(jié)論與討論

(一)研究結(jié)論

第一，通過相關(guān)性分析和回歸分析發(fā)現(xiàn)，心理契約正向影響建言行為，心理契約學(xué)校責(zé)任、教師責(zé)任對建言行為具有顯著正相關(guān)；心理契約學(xué)校責(zé)任發(fā)展維度、交易維度、關(guān)系維度對抑制性建言具有顯著正向預(yù)測作用；心理契約學(xué)校責(zé)任發(fā)展維度、交易維度對促進(jìn)性建言具有顯著正向預(yù)測作用；心理契約教師責(zé)任發(fā)展維度、交易維度對抑制性建言、促進(jìn)性建言具有正向預(yù)測作用。說明學(xué)校提供有競爭力的福利待遇、培訓(xùn)晉升通道和提高民主管理水平，并與教師的期望符合時(shí)，教師愿意積極建言并且當(dāng)出現(xiàn)阻礙學(xué)校發(fā)展的癥結(jié)時(shí)敢于建言，反映問題。

其中，學(xué)校責(zé)任關(guān)系維度與促進(jìn)性建言沒有顯著正向關(guān)系，這說明學(xué)校積極維護(hù)上下級關(guān)系、同事關(guān)系、保障工作長期穩(wěn)定并不一定能促進(jìn)高校教師提出創(chuàng)新性言論；教師責(zé)任關(guān)系維度與促進(jìn)性建言、抑制性建言沒有顯著正向關(guān)系，這是與以往研究不同之處，也是本文的新發(fā)現(xiàn)。說明教師在人際關(guān)系維護(hù)、學(xué)校形象維護(hù)的努力，并不能代表高校教師會積極進(jìn)行促進(jìn)性、抑制性建言?？赡艿慕忉屖窃诮邮芄ぷ髯儎印⒑蛯W(xué)校分享科研成果、維護(hù)學(xué)校良好形象方面的心理契約水平高，能夠反映高校教師責(zé)任感強(qiáng)，認(rèn)為這是職業(yè)素養(yǎng)的一部分，并不能直接作用于其建言行為方面。并且，通過文獻(xiàn)分析以及高校系統(tǒng)實(shí)際情況發(fā)現(xiàn)，高校教師由于更多注重科研和教學(xué)，在人際方面的便利條件更少，在其職稱評聘、課題申報(bào)等方面存在評審缺陷時(shí)，更體現(xiàn)出人際維護(hù)的重要性，在這種情境下，高校教師不傾向于進(jìn)行抑制性建言開罪他人。

第二，通過描述性統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn)，高校教師心理契約和建言行為并未飽和，仍有較大提升空間。其中，高校教師認(rèn)為自身的心理契約履行程度高于學(xué)校，說明學(xué)校對于學(xué)校責(zé)任的履行未達(dá)到教師心理契約的需要，從而使教師建言積極性受挫。因此，學(xué)校應(yīng)該提升其在薪資待遇、培訓(xùn)發(fā)展、關(guān)系維度等方面的條件，以激勵(lì)教師積極建言，為學(xué)校發(fā)展建言獻(xiàn)策。

第三，通過人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量差異分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高校教師心理契約履行程度在年齡、學(xué)歷、職稱上有顯著差異，高校教師建言行為在年齡、任職年限上有顯著差異。

(二)管理啟示

本文通過系列數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，高校教師心理契約履行程度越高，其建言積極性也就越高。為了進(jìn)一步激勵(lì)教師積極建言，對高校管理者建議如下。

首先，重視高校教師的個(gè)體差異，對高校教師實(shí)行差異化管理方式。結(jié)合以往研究結(jié)論以及本文對人口統(tǒng)計(jì)學(xué)差異分析，年齡以及任職年限更長、職稱更高的教師是科研與教學(xué)的中堅(jiān)力量，應(yīng)該給予其話語權(quán)的保障，重視其提出的意見與建議；而對于進(jìn)入高校系統(tǒng)時(shí)間不長且職稱等級較低的青年教師，應(yīng)該維護(hù)其敏感的人際關(guān)系感知，采取兼收并蓄的態(tài)度，在民主平等的基礎(chǔ)上進(jìn)行充分交流，多主動詢問其意見，誘發(fā)其建言傾向，形成建言常態(tài)，激發(fā)其能動性。此外，兼任行政職務(wù)的教師應(yīng)該發(fā)揮其建言優(yōu)勢，鼓勵(lì)積極諫言；而只需完成教學(xué)與科研任務(wù)的教師由于與學(xué)生、教學(xué)軟硬件資源、教學(xué)體系等聯(lián)系更密切，越能夠深入發(fā)現(xiàn)問題，管理者應(yīng)該尊重并考慮其提出的合理建議。

其次，完善對高校教師心理契約的動態(tài)跟進(jìn)，保持高校教師心理契約感知的動態(tài)平衡。教師的心理契約并非一成不變，而是會有階段性波動。管理者要建立動態(tài)跟進(jìn)機(jī)制，積極與教師進(jìn)行溝通，了解其真實(shí)需求，從精神和物質(zhì)方面進(jìn)行有效激勵(lì)。高校教師認(rèn)為學(xué)校有責(zé)任在薪資待遇、培訓(xùn)晉升、工作自主性、創(chuàng)新性等方面對自己履責(zé)，除了這些物質(zhì)需求外，還認(rèn)為學(xué)校應(yīng)該做好人文關(guān)懷，比如開設(shè)教師沙龍、教師工作坊，促進(jìn)教師開展高效同伴學(xué)習(xí)，激發(fā)教師發(fā)展期望[20]。只有高校的實(shí)際情況符合教師期望，高校教師才會提高其心理契約水平，提高建言頻率和建言質(zhì)量。

再次，提高各高校民主管理水平，并盡可能采用支持性管理方式。支持性的管理方式有助于形成良好的溝通機(jī)制和建言環(huán)境，提高教師與高校的協(xié)同性。因此，高校管理者需要縮小權(quán)力距離，注意教師對于決策方式以及權(quán)力分配上的感知情況，營造民主的決策氛圍和融洽的人際環(huán)境，避免過高的權(quán)力距離抑制教師的建言行為。同時(shí)，高校管理者要進(jìn)一步理順行政權(quán)力與學(xué)術(shù)權(quán)力的關(guān)系，提高教師對學(xué)校管理事務(wù)的參與度與話語權(quán)，同時(shí)完善組織建設(shè)，使他們能夠有相對穩(wěn)定的組織依托，將學(xué)校發(fā)展與自身發(fā)展有機(jī)結(jié)合。

最后，打造良好的建言氛圍，多渠道促進(jìn)建言并建立有效的反饋激勵(lì)機(jī)制。要充分利用網(wǎng)絡(luò)信息技術(shù)增設(shè)民主參與平臺并建立有效保護(hù)機(jī)制，高校教師建言存在關(guān)系風(fēng)險(xiǎn)和職業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，出于成本考慮和各方壓力，使得高校教師不愿輕易建言，更不會提出與高校運(yùn)行相抵觸的意見和建議。為了打消教師建言的后顧之憂，一方面應(yīng)該營造積極建言獻(xiàn)策的氛圍，完善線上線下多種建言渠道，比如微信、領(lǐng)導(dǎo)意見郵箱、頭腦風(fēng)暴等，鼓勵(lì)信息互動交流；另一方面，要注意保護(hù)教師隱私，對于教師提出的抑制性建言要嚴(yán)格保守秘密，建立和完善有效保護(hù)機(jī)制；此外，學(xué)校管理者應(yīng)該學(xué)會聆聽，重視教師提出的意見和建議，并且完善反饋機(jī)制，給予采納的意見請專家論證并給予教師獎(jiǎng)勵(lì)，不予采納的意見應(yīng)做出合理解釋并鼓勵(lì)教師今后繼續(xù)積極進(jìn)言。

除了以上管理意見之外，也有不少學(xué)者提出在高校中構(gòu)建多元評價(jià)指標(biāo)體系的重要性，高校教師評價(jià)是教師職稱評定、晉升的重要依據(jù)，這也是教師不愿建言的阻礙因素之一。也就是說，在高校中需要建立對教師考評的明確指標(biāo)，并且在評價(jià)中應(yīng)采用定性評價(jià)與定量評價(jià)相結(jié)合的多元評價(jià)方法，包括學(xué)生評價(jià)、同行評價(jià)以及專家評價(jià)等，以此避免官僚主義和價(jià)值單一的弊端，充分發(fā)揮高校教師作為典型的知識性員工的優(yōu)勢，提升高校決策科學(xué)化和民主化水平。

誠然，高校教師不能一味地歸因于外，固執(zhí)地維持認(rèn)知圖式的一致性，所謂知人者智也，自知者明也。一方面，高校教師應(yīng)該淡化其傳統(tǒng)的“唯上”觀念，即一切以上級意志為轉(zhuǎn)移，而應(yīng)該改變權(quán)力距離導(dǎo)向，樹立平等開放、獨(dú)立自主、樂觀進(jìn)取的現(xiàn)代觀念，通過自身認(rèn)識的轉(zhuǎn)變提升自我主體意識，從而重視自我價(jià)值的實(shí)現(xiàn)，對工作中的問題提出建設(shè)性意見，完善高校治理水平；另一方面，高校教師應(yīng)該提高自身能力和綜合素質(zhì)，包括科研能力、溝通能力、甄別能力、心理素質(zhì)等，以贏得更多話語權(quán)，使其提出的意見更能被理解和接受，更具有實(shí)際價(jià)值和實(shí)踐意義。