曾秀萍 孙剑斌

知识经济时代，知识管理是高校可持续发展和提高核心竞争力的重要途径。知识共享是实现教学团队创新发展的必然手段，也是衡量知识管理水平的重要标准。加强高校教师的心理契约管理，提高教师的工作满意度，促进其知识共享，已成为团队建设的必由之路。

文献综述与研究假设

概念界定 心理契约：美国学者科特（Kotter）将心理契约定义为存在于个人和组织之间的一份内隐协议，协议中指明了在彼此关系中一方期望另一方付出的內容和得到的内容。另一位美国学者阿吉里斯（Argyris）等人认为心理契约是组织与员工之间相互持有的，用以表明组织与员工之间隐含的和未公开说明的相互期望的总和。知识共享：国外学者斯威比（Sveiby、Prescott）、恩赛因（Ensign）、巴托尔和斯里瓦斯塔瓦（Bartol&Srivastava）、康奈利和科洛伊（Connelly&Kelloway）、胡夫和里德（Hooff&Ridder）都认为知识共享是一种知识（包括显性知识和隐性知识）的交易（交流）过程。工作满意度：工作满意度是指从业者对其工作与所从事职业以及工作条件与状况的一种总体的、带有情绪色彩的感受与看法（Landy，1989）。教师工作满意度与教师专业化发展、学生发展和教育教学质量的提升有着密切的联系，已成为教育与职业心理的重要研究领域（Catherine&Steve，2000）。

心理契约、工作满意度与知识共享的关系 一是心理契约与工作满意度的关系。国外学者的很多研究证明，心理契约是作为工作满意度的根源而存在的。卢梭（Rousseau）（1998）、特利（Turnleyhe）和费尔德曼（Feldman）（1999）、基库尔（Kickul）（2001）研究证明：心理契约违背导致低的工作满意度。二是心理契约与知识共享的关系。梁启华等（2006）研究发现，知识之所以难以转化共享与心理契约违背密切相关。卢福财、陈小锋通过研究发现，知识员工的关系型和发展型心理契约正向影响知识共享意愿。三是工作满意度与知识共享的关系。王丽丽等通过对大学创新团队的研究得出：工作满意度高，促进了成员的知识共享，特别是隐性知识的共享。四是工作满意度的中介作用。康勇军、屈正良（2011）通过对高职院校教师的研究发现，工作满意度在高职教师心理契约与职业倦怠关系中具有中介作用。王士红、顾远东（2012）对国家审计人员的调查研究，得出心理契约与工作满意度、知识共享存在正相关关系，工作满意度与知识共享存在正相关关系，工作满意度在心理契约与知识共享行为之间，具有中介作用。

本文研究假设 基于以上分析，本文提出如下假设：H1是高校教学团队心理契约（团队责任、成员责任）与工作满意度正相关，即H1a和H1b。H2是高校教学团队心理契约（团队责任、成员责任）与知识共享正相关，即H2a和H2b。H3是高校教学团队工作满意度与知识共享正相关。H4是工作满意度在高校教学团队心理契约（团队责任、成员责任）与知识共享关系中起中介作用，即H4a和H4b。

研究设计与样本特征

本文采用问卷调查的方式，以某高校教学团队成员为调查对象。问卷采用Likert5点等级量表，内容包括团队责任、成员责任、知识共享和工作满意度四个维度。

通过发放纸质问卷的方式，共发放问卷350份，回收339份，经过严格筛选，有效问卷共305份，回收率和有效率分别是96.85%、89.97%。样本基本特征包括性别、年龄、职称、行政职务、学位、团队性质、团队工作时间、团队角色。

数据分析

本文运用SPSS24.0软件对调研数据进行分析。

问卷信度效度检验 采用克朗巴哈系数法（Cronbach's Alpha）对问卷的信度进行检验，问卷的整体信度为0.974，各维度的信度均大于0.7，因此该问卷的信度较好。效度检验主要是对问卷进行KMO检验统计和巴特利特检验，结果显示KMO值0.966，远大于0.7，且巴特利特（Bartlett's）球体检验的显著水平均小于0.05，说明适合作进一步因子分析。通过主成分分析法提取公因子方差，40个自变量的公因子方差提取度均大于0.4，说明这40个自变量可以较好的反应原始变量的主要信息。

回归分析 本文采用回归分析法，对所提出的假设进行验证。首先进行回归指标分析，调整后R方在0.452以上，均在合理区间内，其他指标均达到可接受水平，表明适合进一步做回归分析。

模型1：通过回归分析表1，TR、PR的回归系数分别为0.674、0.658（大于0），且P值远小于0.05，说明心理契约中团队责任和成员责任对工作满意度均有正向的显著性影响，H1.a和H1.b均成立，即假设H1成立。

同理根据回归分析表2的数据分析得出，模型2：TR、PR的回归系数分别为0.753、0.730（大于0），且P值远小于0.05，说明心理契约中团队责任和成员责任对知识共享均有正向的显著性影响，H2.a和H2.b均成立，即假设H2成立。模型3：JS的回归系数为0.738（大于0），且P值远小于0.05，说明工作满意度对知识共享有正向的显著性影响，即H3成立。

勃恩和肯尼（Baron & Kenny）提出检验中介变量的方法，一是自变量影响因变量，二是自变量影响中介变量，三是控制中介变量后，自变量对因变量的作用消失或减小。模型4：以JS为中介变量进行分析，团队责任TR的回归系数由原来的0.674变为0.469，成员责任PR的回归系数由原来的0.658变为0.431，说明团队责任和成员责任心理契约与知识共享关系中具有中介作用，H4.a和H4.b均成立。由此得出工作满意度在心理契约与知识共享关系中具有中介作用，且中介效应比较显著，即H4成立。

心理契约、工作满意度、知识共享水平分析 为检验高校教学团队心理契约、工作满意度及知识共享的水平，本研究运用SPSS因子分析法得出因子成份得分系数矩阵，经过归一处理后，得出各维度的系数，并结合问卷调查的数据，计算得出各维度得分，结果如表3所示。

本研究的评估量表为五级量表，以上数值说明被调查者对教学团队心理契约建设的整体认同度基本达到良好水平，但对成员履行责任的认知高于团队责任;成员对工作满意度与知识共享的认同度均未达到良好水平。

样本特征影响分析 为检验样本特征对高校教学团队心理契约、工作满意度及知识共享的影响，本研究进行了样本特征影响分析。结果显示：性别、年龄、行政职务、学历、工作时间对各维度的影响，在0.05的水平下均不显著;职称对团队责任、工作满意度的影响是显著的P（TR）=0.026、P（JS）=0.042，对其他维度影响不显著;团队性质对各维度具有显著影响P（TR）=0.010、P（PR）=0.007、P（JS）=0.001、P（KS）=0.049;团队角色对各维度的影响，在0.05的水平都显著P（TR）=0.002，P（PR）=0.010，P（JS）=0.009，P（KS）=0.007。

研究结论与建议

研究结论 其一，高校教学团队心理契约对工作满意度和知识共享有显著的正相关影响;工作满意度对知识共享有显著的正相关影响;工作满意度在心理契约和知识共享关系中起到了显著的中介作用。心理契约、工作满意度与知识共享之间存在一种相互联系、相互促进、相互影响的关系。其二，高校教学团队成员对心理契约、工作满意度与知识共享的整体认同度接近良好水平，仍存在一定的差距，这正是高校教学团队今后建设的重点。其三，职称对团队责任、工作满意度的影响是显著的，团队性质和团队角色对心理契约、工作满意度及知识共享有显著的影响。

相关建议 一是重视高校教师的心理契约管理，帮助团队成员对团队责任和成员责任设定合理的主观期望，强化组织承诺，增进相互的信任与配合，提高工作满意度。二是建立共同的团队愿景，引起团队成员的心理共鸣，从而激发团队成员的战斗力和创造力。三是选择合适的团队负责人，对团队工作进行有效的规划、监督和指导，与团队成员建立良好的互动关系。四是规划成员的职业发展，为每一位成员制订科学合理的专业发展及职业晋升规划，并在不同阶段为其提供有针对性的帮助，这将使团队的心理契约得到极大地巩固和加强。五是构建知识共享平台，通过开展教学研讨、教学改革及人际交往活动，促进知识共享。

本文通过实证研究，揭示出高校教学团队心理契约、工作满意度与知识共享的关系，为高校教师心理契约与知识共享研究进行了补充，也为高校教学团队建设提供了借鉴。本文在研究过程中，还存在一定局限，希望在今后能更加深入地研究和探索。

参考文獻

[1]余可发.高校教学团队成员心理契约结构维度测量研究[J].湖南工业职业技术学院学报，2013（1）：121-124.

[2]王丽丽，王海梁.大学创新团队心理契约对知识共享的影响探析[J].科学与经济，2009（3）：35-38.

[3]罗杰等.教师职业认同与情感承诺的关系：工作满意度的中介作用[J].心理发展与教育，2014（3）：322-328.

[4]魏峰，张文贤.国外心理契约理论研究的新进展[J].外国经济与管理，2004（2）：12-16.

[5]王贵军.心理契约感知、组织承诺与员工创新行为的关系研究[J].中国人力资源开发，2015（11）：58-65.

【课题项目：2012年江西省教育科学规划项目（12ZD019）;2013年赣南师范大学校级教改项目】

（作者单位：赣南师范大学商学院）