組織環(huán)境、心理授權(quán)與組織承諾：基于高校教師個體評價的實證分析

王 瑞 文， 劉 金 蘭

（1.天津大學 管理與經(jīng)濟學部，天津300072；2.天津商業(yè)大學 公共管理學院，天津300134）

我國高等教育進入大眾化發(fā)展階段以后，高校教師規(guī)模迅速擴張。隨著高等教育體制的改革，教師的社會角色逐漸多樣化。由于高校教師特殊的職業(yè)屬性，其知識型的身份特質(zhì)和高自主性的職業(yè)特征降低了對組織的歸屬感，教師的流動性也在加大。組織承諾（organizational commitment）是指個人對特定組織的認同和參與的相對程度［1］，它是衡量教師是否對學校忠誠的重要指標。組織承諾高的教師會將實現(xiàn)個人發(fā)展與高校目標結(jié)合起來，全身心投入到工作中；組織承諾低則會影響教師工作積極性，降低工作績效，甚至造成人員的流失。因此，教師組織承諾應該作為高校教師管理的深層次問題進行探究。在影響教師組織承諾的諸多因素中，高校環(huán)境對教師擇業(yè)、擇校的影響越來越突出，高校環(huán)境如何影響教師組織承諾是本文要研究的問題。心理授權(quán)（psychological empowerment）是從心理學的視角研究員工心理感知到的被授權(quán)的一種心理狀態(tài)，是個體體驗到的心理狀態(tài)或認知的綜合體［2］。高校教師對心理授權(quán)的感知程度可以反映教師對工作意義的判斷和自我認定的工作能力的高低、工作自主性以及工作影響力的大小。心理授權(quán)中介作用的研究近些年也得到了證實，尤其是對工作態(tài)度、工作行為的影響研究較多，但針對高校教師心理授權(quán)的中介作用的研究并沒有展開，尤其是將心理授權(quán)作為中介變量進行高校組織環(huán)境和教師組織承諾的關(guān)系的研究也未見刊出。因此，本文試圖從心理學視角，通過高校教師對所在高校環(huán)境的評價和自我評價探討教師自我感知的工作狀態(tài)、工作忠誠等問題，希望能夠有助于高校教師管理實踐。

一、理論分析和研究假設

1.教師組織承諾

組織承諾從20世紀六七十年代開始就得到了社會學和管理學研究的關(guān)注。最早研究組織中員工承諾行為的是Becker，他從成本權(quán)衡的角度把組織承諾看成是員工隨著對組織投入的增加而不愿意離開該組織，是一種被動地留在組織中的心理現(xiàn)象［3］。隨后的研究從感情取向角度對組織承諾進行了新的解釋，Kanter認為組織承諾是個人對組織奉獻的程度和對組織忠誠的程度［4］；Porter、Steers和 Mowday將組織承諾定義為個體對組織的投入與認同程度［5］，這一定義被多數(shù)研究者使用；另有Marsh和Manari認為員工從倫理道德規(guī)范上接受對組織的承諾而留在組織中［6］。以上兩類承諾都是員工積極主動地對組織做出的正向承諾，無論是出于對職業(yè)道德的遵守，或?qū)λ诮M織目標的認同及感情的歸屬，都是一種主動承諾的表現(xiàn)。

通過對組織承諾內(nèi)涵及分類的梳理，本文將高校教師組織承諾分為兩個維度進行研究：一是包含感情取向和道德規(guī)范定義的主動承諾維度；二是基于成本權(quán)衡角度而產(chǎn)生的被動承諾。主動承諾強調(diào)教師在職業(yè)選擇中認同教師的職業(yè)道德規(guī)范，高校作為教師實現(xiàn)其職業(yè)理想的載體，使教師愿意主動參與到學校的活動中，并使其對學校忠誠。被動承諾則是教師消極的、負向的、基于利益權(quán)衡的承諾，一種是考慮自身不具備離職的能力而不得不留在學校，另一種是考慮一旦離開高校會帶來各種不利，包括經(jīng)濟上的損失和多年對學校投入的成本損失等，因此被動承諾是教師比較隱蔽的、受到各種條件制約的一種心理承諾狀態(tài)。

2.高校組織環(huán)境及其對教師組織承諾的影響

（1）高校組織環(huán)境

基于研究目的的不同，對組織環(huán)境的研究文獻主要集中于兩類：一類是側(cè)重組織外部環(huán)境與組織戰(zhàn)略關(guān)系的研究［7］；另一類是側(cè)重組織內(nèi)部環(huán)境對員工創(chuàng)新行為或績效的影響研究［8］。組織的外部環(huán)境包括的因素主要有政治、經(jīng)濟、技術(shù)、社會等，還可以包括法律、人口、文化、資源等。具體到高校的外部環(huán)境包括政策的支持、資金的支持、社會的認可程度、是否具有充足的生源、是否具有區(qū)域和地域的優(yōu)勢等。組織的內(nèi)部環(huán)境包括物理環(huán)境、心理環(huán)境、文化環(huán)境等。高校的物理環(huán)境主要指學校工作的具體硬件環(huán)境，比如校園環(huán)境、工作場所、科研儀器設備條件等；心理環(huán)境主要指教師感受到的組織氛圍，如組織內(nèi)部的人際關(guān)系、師生關(guān)系等；文化環(huán)境包括制度文化和精神文化，如高校的組織結(jié)構(gòu)、管理職能和規(guī)章制度以及高校的辦學理念、管理理念和精神風貌等。因此，組織環(huán)境的概念與外部環(huán)境、結(jié)構(gòu)環(huán)境、組織文化和組織氛圍等有重要的相似性。廣義的組織環(huán)境的概念可以包括以上這些元素，并全面反映了這些元素的結(jié)合，可以認為是一個整體的高層次的組織屬性。

（2）組織環(huán)境對組織承諾的影響

現(xiàn)有文獻關(guān)于組織承諾的前因變量的探討比較詳細，Steers考察了個體特征、工作特征及組織特征對組織承諾的影響［9］，其他學者在組織支持、組織公平等與組織承諾的關(guān)系方面開展了研究。本文總結(jié)了屬于組織環(huán)境特征的各類元素，將其反映到組織成員個體對組織環(huán)境的主觀認識和評價中，研究是否存在對組織承諾的影響。針對高校教師群體，其感受到的高校組織環(huán)境與組織承諾之間是否具有相關(guān)關(guān)系，其影響程度有多大將是本文研究的重點。據(jù)此，提出以下兩個基本假設：

H1：高校環(huán)境與教師主動組織承諾具有相關(guān)關(guān)系。

H2：高校環(huán)境與教師被動組織承諾具有相關(guān)關(guān)系。

（3）心理授權(quán)的中介作用

將心理授權(quán)作為變量的研究主要包括將其作為結(jié)果變量、前因變量或中介變量的研究。近年來我國學者強調(diào)了在中國背景下心理授權(quán)的中介作用，陳永霞、賈良定、李超平等人證明了中國情景下變革型領導與員工組織承諾是正向相關(guān)關(guān)系，心理授權(quán)在兩者間起完全中介作用［10］；王國猛等人研究認為，團隊心理授權(quán)在團隊信任與團隊水平組織公民行為之間具有部分中介作用［11］；劉云，石金濤研究了心理授權(quán)在組織創(chuàng)新氣氛對員工創(chuàng)新行為的影響過程中的中介作用［12］；針對特定群體的心理授權(quán)的中介作用也在陸續(xù)開展，比如徐細雄等人針對農(nóng)民工心理授權(quán)在組織支持契合與雇員組織承諾之間的中介作用進行研究，建立了一個新生代農(nóng)民工雇傭關(guān)系管理的理論框架［13］。可見，國內(nèi)對心理授權(quán)中介作用的研究已向組織情景和個體類型深化，這也成為本文將研究心理授權(quán)的主體限定為高校教師的理論依據(jù)?，F(xiàn)有的研究已經(jīng)證明心理授權(quán)在工作場所中的媒介作用，從理論上判斷心理授權(quán)會成為組織環(huán)境對個體工作態(tài)度和行為影響的必然條件，心理授權(quán)成為聯(lián)結(jié)組織環(huán)境與員工行為的媒介。當高校教教師肯定所在高校良好的內(nèi)外部環(huán)境時，可以感知到工作的意義、有充分的自主性、相信自己具備工作能力和影響力等，作為對學校的回報，會給學校更高的組織承諾?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O：

H3：高校環(huán)境與教師心理授權(quán)具有相關(guān)關(guān)系。

H4：教師心理授權(quán)與主動承諾具有相關(guān)關(guān)系。

H5：教師心理授權(quán)與被動承諾具有相關(guān)關(guān)系。

H6：教師心理授權(quán)在高校組織環(huán)境與教師主動承諾之間起中介作用。

H7：教師心理授權(quán)在高校組織環(huán)境與教師被動承諾之間起中介作用。

二、樣本及變量的測量

1.樣本

問卷調(diào)查分為兩個階段進行，第一階段的預測試用于修訂問卷，第二階段為正式調(diào)查。正式調(diào)查以天津市9所高等學校教師為調(diào)查對象，發(fā)放問卷1100份，經(jīng)過廢卷處理，將空白過多、反應傾向過于明顯的問卷剔除，最后得到有效問卷756份。其中，男性377人，占49.9%；女性379人，占50.1%。年齡在30歲以下的109人，占14.4%；31～40歲的395人，占52.2%；41～50歲175人，占23.1%；51歲以上77人，占10.2%。教育程度在本科及以下71人，占9.4%；碩士385人，占50.9%；博士及以上300人，占39.7%。具有助教職稱61人，占8.1%；講師384人，占50.8%；副教授234人，占31.0%；教授77人，占10.2%。教齡5年以下230人，占30.4%；6年～15年377人，占49.8%；15年以上149人，占19.7%。樣本的人口特征分布合理，調(diào)查對象具有良好的代表性。

2.變量的測量

為進行組織環(huán)境、心理授權(quán)和組織承諾這3個變量概念的測量，本文把756個正式調(diào)查樣本數(shù)據(jù)均分成兩部分。第一部分378個樣本數(shù)據(jù)用于探索性因子分析，第二部分378個樣本數(shù)據(jù)用于驗證性因子分析，總體756個樣本用于研究假設模型的驗證。

（1）組織環(huán)境的測量

現(xiàn)有的與組織環(huán)境相關(guān)的測量量表比較多，比如組織創(chuàng)新氣氛、組織氣候、心理氛圍等，但都是基于研究者研究內(nèi)容的需要側(cè)重于測量組織環(huán)境的某個方面。本文結(jié)合現(xiàn)有的組織環(huán)境相關(guān)量表進行整理，設定了包含組織社會環(huán)境、精神文化環(huán)境、結(jié)構(gòu)環(huán)境和組織氣氛等方面的6個題項對組織環(huán)境進行預調(diào)查，向研究者本人所在高校發(fā)放問卷100份，進行探索性因子分析，同時邀請5名人力資源管理和組織理論研究人員對問卷題項進行討論，形成了能夠反映高校組織環(huán)境的4個題項的量表。在本研究中，問卷中各概念的測量均以李克特5分等級量表由教師進行打分，1～5分別為“非常不符合”、“比較不符合”、“基本符合”、“比較符合”及“非常符合”。

利用SPSS軟件對第一部分數(shù)據(jù)進行檢驗，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.853。整體數(shù)據(jù)的KMO值為0.806，說明題項變量間適合進行因子分析。對該量表4個題項的反映像相關(guān)矩陣的分析顯示，各題項的MSA（measures of sampling adequacy，取樣合適性測度）分別為0.828、0.794、0.773、0.855，說明該量表的4個題項都適合進行因子分析?？傮wBartlett球形檢驗卡方值為682.056（df=6，p＜0.01），根據(jù)碎石圖和因子特征根值，對該變量采取一因子模型，可解釋總方差的69.646%，如表1所示。

表1 高校組織環(huán)境的探索性因子分析結(jié)果

利用Lisrel對第二部分數(shù)據(jù)進行高校組織環(huán)境的驗證性因子分析，結(jié)果如下：Chi-Square=2.660，df=2，P-value=0.265，RMSEA=0.030，RMR=0.015，GFI=1.00，NFI=0.99，CFI=1.00，NNFI=1.00，IFI=1.00。結(jié)果表明，高校組織環(huán)境的一因子結(jié)構(gòu)能夠很好地擬合樣本數(shù)據(jù)。

（2）心理授權(quán)的測量

心理授權(quán)的測量采用Spreitzer編制的4因子12個題項的量表［14］，該量表包括工作意義、自我效能、自主性和影響力4個維度。本文是以高校教師為研究對象，由于教師職業(yè)的特殊性，對量表內(nèi)容進行了部分改動，使其更適合高校教師職業(yè)特征。用第一部分數(shù)據(jù)進行了探索性因子分析，總體12個變量的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.886。整體數(shù)據(jù)的KMO值為0.852，該量表12個題項的MSA在0.790～0.920之間，適合進行因子分析?？傮wBartlett值為3273.439（df=66，p＜0.01），并且12個題項間均在0.01上顯著相關(guān)。根據(jù)碎石圖和因子特征根值，提取的四因子可解釋總方差的82.671%，對該變量采取四因子模型如表2所示。4個因子的信度分別為：影響力（0.957）、工作意義（0.896）、自主性（0.871）、自我效能（0.831）。

表2 高校教師心理授權(quán)的探索性因子分析結(jié)果

用Lisrel對第二部分數(shù)據(jù)進行高校教師心理授權(quán)的驗證性因子分析，采用二階四因素模型，模型擬合指標如 下：Chi-Square=103.51，df=50，P-value=0.00001，RMSEA=0.053，RMR=0.025，GFI=0.96，NFI=0.98，CFI=0.99，NNFI=0.99，IFI=0.99。結(jié)果表明，心理授權(quán)的四因子結(jié)構(gòu)能夠很好的擬合樣本數(shù)據(jù)。

（3）組織承諾的測量

組織承諾的測量主要基于Meyer和Allen的多維度量表［15］，通過雙向翻譯討論確定合適的中文譯句，并結(jié)合高校教師特點進行題項的刪除和改動。根據(jù)本文進行的理論分析，將高校教師組織承諾分為教師主動承諾與被動承諾兩個維度，其中主動承諾包含了教師對學校的感情承諾和規(guī)范承諾，分別從教師對學校的認同、參與和忠誠角度進行測量；被動承諾則是教師對學校不得不做出的繼續(xù)承諾。量表共設計了9個題項，在第一輪預測試中刪除了2個題項。對正式調(diào)查的第一部分數(shù)據(jù)進行了探索性因子分析，7個題項的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.702，整體數(shù)據(jù)的KMO值為0.787，量表7個題項的MSA在0.664～0.909之間，題項變量間和7個題項適合進行因子分析?？傮wBartlett值為1415.068（df=21，p＜0.01），7個題項間均在0.01上顯著相關(guān)，提取了兩個因子，可解釋總方差的75.719%，對該變量采取兩因子模型，如表3所示。主動承諾因子的信度為0.894，被動承諾因子的信度為0.828。

表3 高校教師組織承諾的探索性因子分析結(jié)果

利用Lisrel對第二部分數(shù)據(jù)進行高校教師組織承諾的驗證性因子分析，采用一階兩因素模型，Chi-Square=14.05，df=13，P-value=0.370，RMSEA=0.015，GFI=0.99，NFI=0.99，CFI=1.00，NNFI=1.00，IFI=1.00。結(jié)果表明，組織承諾的兩因子結(jié)構(gòu)能夠很好地擬合樣本數(shù)據(jù)，但二階兩因素模型無法擬合，兩因子間的相關(guān)性較低?？梢姡咝＝處熃M織承諾的兩維度結(jié)構(gòu)不同于企業(yè)員工的組織承諾。高校教師對學校的承諾主要反映在教師的職業(yè)認同和感情歸屬上，相對于其他職業(yè)而言所反映的被動承諾較弱。但考慮到現(xiàn)有的組織承諾研究的整體性，本文將主動承諾與被動承諾作為兩個變量分別進行研究。

三、研究結(jié)果及分析

1.高校環(huán)境對教師組織承諾影響的結(jié)構(gòu)方程模型

運用結(jié)構(gòu)方程模型對756個樣本數(shù)據(jù)建立模型M1，對假設H1、H2進行驗證，結(jié)果表明高校組織環(huán)境對教師的主動承諾與被動承諾都具有正相關(guān)關(guān)系。高校環(huán)境與主動承諾的關(guān)系系數(shù)為0.43（t=10.20，p＜0.01），有比較強的影響作用；高校環(huán)境與被動承諾的關(guān)系系數(shù)為0.14（t=3.42，p＜0.01），二者存在正相關(guān)關(guān)系，但影響作用較小。該模型擬合較好，各項指標如下：Chi-Square=112.56，df=42，P-value=0.00000，RMSEA=0.047，GFI=0.97，NFI=0.98，CFI=0.99，NNFI=0.98，IFI=0.99，RMR=0.039，數(shù)據(jù)結(jié)果驗證了假設H1、H2成立。

2.心理授權(quán)變量的中介作用模型

由以上結(jié)果可知，高校組織環(huán)境與教師組織承諾之間存在正相關(guān)關(guān)系，為驗證心理授權(quán)在二者之間的中介作用，建立結(jié)構(gòu)方程模型M2對假設H3、H4、H5進行驗證。M2中將心理授權(quán)作為整體變量進行測量，根據(jù)測量心理授權(quán)4個維度的驗證性因素分析的路徑進行加權(quán)平均，作為觀測變量值應用在模型構(gòu)建中，得到M2的標準化路徑系數(shù)及t值如圖1所示。M2的擬合指標如下：Chi-Square=324.02，df=85，P-value=0.00000，RMSEA=0.061，GFI=0.95，NFI=0.97，CFI=0.97，NNFI=0.97，IFI=0.97，RMR=0.039。結(jié)果表明，該模型的擬合較好，說明組織環(huán)境與心理授權(quán)有正相關(guān)關(guān)系，心理授權(quán)與組織主動承諾有正相關(guān)關(guān)系，心理授權(quán)整體在組織環(huán)境與主動承諾間起中介作用，假設H3、H4、H6成立；但心理授權(quán)作為整體變量對被動承諾的影響很小，T檢驗沒有通過，假設H5、H7沒有得到驗證。

圖1 心理授權(quán)在組織環(huán)境與主動承諾和被動承諾關(guān)系中的中介作用結(jié)構(gòu)模型

3.心理授權(quán)4個維度的中介作用

以上研究將心理授權(quán)作為高階整體變量進行中介作用的研究，確定了心理授權(quán)會中介高校組織環(huán)境與教師主動承諾之間的關(guān)系，但對被動承諾的中介作用不顯著。然而心理授權(quán)的4個維度極有可能會產(chǎn)生不同的中介作用，甚至各維度間會有正負的差異而造成整體的不顯著。因此，本文將進一步考察心理授權(quán)的不同維度是否會在組織環(huán)境與組織承諾的關(guān)系中起到不同的中介作用，提出以下假設：

H6a：教師心理授權(quán)的工作意義維度在高校組織環(huán)境與教師主動承諾之間起中介作用。

H6b：教師心理授權(quán)的自我效能維度在高校組織環(huán)境與教師主動承諾之間起中介作用。

H6c：教師心理授權(quán)的自主性維度在高校組織環(huán)境與教師主動承諾之間起中介作用。

H6d：教師心理授權(quán)的影響力維度在高校組織環(huán)境與教師主動承諾之間起中介作用。

H7a：教師心理授權(quán)的工作意義維度在高校組織環(huán)境與教師被動承諾之間起中介作用。

H7b：教師心理授權(quán)的自我效能維度在高校組織環(huán)境與教師被動承諾之間起中介作用。

H7c：教師心理授權(quán)的自主性維度在高校組織環(huán)境與教師被動承諾之間起中介作用。

H7d：教師心理授權(quán)的影響力維度在高校組織環(huán)境與教師被動承諾之間起中介作用。

建立結(jié)構(gòu)方程模型M3對以上假設進行驗證，模型的擬合指標如下：Chi-Square=971.51，df=216，P-value=0.00000，RMSEA=0.068，GFI=0.90，NFI=0.96，CFI=0.97，NNFI=0.96，IFI=0.97，RMR=0.062。該模型的擬合較好，但有5條路徑T檢驗未通過，分別是心理授權(quán)的工作意義、自我效能維度對被動承諾的影響不顯著。工作自主性維度對主動承諾和被動承諾的影響不顯著；影響力維度對主動承諾的影響不顯著。為驗證心理授權(quán)4個維度的中介效應，對各條路徑進行索貝爾檢驗（Sobel test statistic），得出的檢驗結(jié)果及結(jié)論如表4所示。

表4 心理授權(quán)中介效應索貝爾檢驗結(jié)果

4.模型修正

根據(jù)模型M3的檢驗結(jié)果，進行模型修正，將未通過檢驗的5條路徑刪除，建立模型M4。在模型擬合中組織環(huán)境對組織被動承諾的影響很小，T檢驗未能通過，說明心理授權(quán)的影響力維度在組織環(huán)境與被動承諾之間起到了完全中介作用，因此刪除模型M4中組織環(huán)境對組織被動承諾的影響路徑。建立結(jié)構(gòu)模型M4的擬合指標如下：Chi-Square=639.92，df=163，P-value=0.00000，RMSEA=0.062，GFI=0.92，NFI=0.97，CFI=0.97，NNFI=0.97，IFI=0.97，RMR=0.063。該模型各項擬合指標通過檢驗，假設H6a、H6b、H7d成立。心理授權(quán)的4個維度中工作意義和自我效能維度在高校環(huán)境與組織主動承諾起部分中介作用，工作影響力維度在高校環(huán)境與組織被動承諾中起完全中介作用，工作自主性維度不起中介作用。結(jié)構(gòu)模型M4的標準化路徑系數(shù)及t值結(jié)果如圖2所示。

圖2 心理授權(quán)各維度在組織環(huán)境與主動承諾和被動承諾關(guān)系的中介作用結(jié)構(gòu)模型

四、結(jié)論及建議

1.高校教師組織承諾來源于主動承諾

本文的研究將教師組織承諾分為主動承諾和被動承諾兩個維度，經(jīng)過數(shù)據(jù)檢驗證明教師的組織承諾更多反映在主動承諾中，教師出于對學校感情歸屬及教師職業(yè)規(guī)范的職責而產(chǎn)生了忠誠于學校的心理，而并不是由于個人不具備跳槽能力或擔心經(jīng)濟損失而選擇不得不留在學校，也就是說組織承諾反映在被動承諾中較少，這一結(jié)論與目前國內(nèi)對企業(yè)員工組織承諾的調(diào)查有顯著不同，也是本文研究得出的一個有意義的結(jié)論。因此，提高高校教師組織承諾應強化教師對所在學校的感情承諾和對教師職業(yè)道德的規(guī)范承諾。

2.高校環(huán)境會顯著影響教師組織承諾

本文將組織環(huán)境作為組織承諾的影響因素進行研究，通過高校教師對環(huán)境的主觀評價，將自我感知到的高校的社會環(huán)境、精神文化環(huán)境、結(jié)構(gòu)環(huán)境以及組織氣氛進行分析，驗證其對組織承諾的影響，并得出了高校環(huán)境會顯著影響教師組織承諾的結(jié)論。因此，在教師管理中可以通過各種方法提高教師對高校環(huán)境的認可度，比如，高校可加大力度宣傳高校所獲得的政府支持和各級各類的資金支持；通過各種形式強化辦學理念、加強學校的組織文化建設；優(yōu)化組織結(jié)構(gòu)，提高行政辦公能力，強化職能部門為教師服務的管理理念；為教師創(chuàng)造良好的工作條件，營造和諧的工作氛圍等。

3.教師心理授權(quán)的不同維度在高校組織環(huán)境與教師組織承諾之間起到不同的中介作用

本研究驗證了心理授權(quán)的不同維度所發(fā)揮的中介作用是不同的，進一步發(fā)現(xiàn)了并非心理授權(quán)所有的維度都在高校環(huán)境和組織承諾之間起到中介作用。工作意義和自我效能這兩個維度對教師主動承諾起到部分中介作用，教師的影響力維度在高校環(huán)境與教師被動承諾之間起完全中介作用，而教師的自主性維度對組織承諾不起中介作用。以上研究結(jié)論可以應用于高校教師的管理實踐中，首先要加強教師對其職業(yè)價值的肯定，提高教師對工作重要性和工作意義的認可度。其次，通過各種方法提高教師的工作能力，并使教師充分肯定其工作的自我效能，認為自己有能力參與學校的各項工作，加深對學校的感情依賴和參與熱情。最后，心理授權(quán)的自主性維度在組織環(huán)境與組織承諾之間不起中介作用，也恰好驗證了高校教師工作已具備充分自主性，高校環(huán)境對教師組織承諾的影響不會受到教師對工作自主性的感知水平的影響，因此針對高校教師不必過分強調(diào)工作的自主性，否則將不利于教師教學與科研團隊的形成。

本文的研究主要存在著同源誤差的問題，對被試的取樣還可以選擇多地區(qū)以及不同性質(zhì)的高校。此外，對高校教師心理授權(quán)的研究可以更多關(guān)注其結(jié)果變量，如工作績效、創(chuàng)新能力等方面，這對于拓寬心理授權(quán)理論在不同組織情景中的研究具有重要意義。

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