高校團(tuán)隊(duì)行為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)績(jī)效影響的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

1、    高校團(tuán)隊(duì)行為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)績(jī)效影響的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)    3.3結(jié)果分析當(dāng)“領(lǐng)導(dǎo)價(jià)值觀”這一調(diào)節(jié)變量通過對(duì)自變量“團(tuán)隊(duì)行為”作用于因變量“領(lǐng)導(dǎo)績(jī)效”時(shí)，此時(shí)需要考慮交互項(xiàng)的影響。故此需要考慮以自變量與因變量所組成的交互項(xiàng)的影響。其中交互項(xiàng)以“團(tuán)隊(duì)信息共享導(dǎo)向團(tuán)隊(duì)行為x1、團(tuán)隊(duì)決策參與導(dǎo)向團(tuán)隊(duì)行為x2、團(tuán)隊(duì)有效溝通導(dǎo)向團(tuán)隊(duì)行為x3×領(lǐng)導(dǎo)價(jià)值觀z”為代表。據(jù)此本文構(gòu)建了五個(gè)層級(jí)回歸模型。其中模型1為三類自變量全樣本回歸模型；模型2為三類自變量與三類因變量彼此間的回歸作用模型；模型3、模型4、模型5分別為自變量、調(diào)節(jié)變量與引入交互項(xiàng)“x×z”為代

2、表?；貧w分析結(jié)果如表5至下頁表8所示。表5“領(lǐng)導(dǎo)價(jià)值觀”下的多元統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果教師滿意度教師組織承諾教師激勵(lì)效果模型1模型2模型3模型4模型5模型1模型2模型3模型4模型5模型1模型2模型3模型4模型5x10.1710.0330.6780.0250.0380.1940.1580.1930.1480.1630.4780.4790.5250.4730.485x20.2140.2140.1380.1890.1480.3930.3940.3320.3690.3380.0930.0930.0240.0690.029x30.4850.4180.4670.4570.4920.3320.2990.3520.34

3、20.3690.0950.0580.0960.0950.135z-0.2350.3160.3010.332-0.0760.1470.1420.145-0.1630.2350.2260.238x1*z-0.182-0.196-0.195-x2*z-0.178-0.172-0.167-x3*z-0.215-0.191-0.213r120.7770.6860.7130.6870.7160.7330.7340.7590.7540.7580.5270.5330.5560.5490.552r220.0070.0090.0090.0090.0090.0050.0080.0080.0080.0090.0090

4、.0230.0260.0340.036f1123.1895.9386.8284.5287.82159.77128.52109.05106.12109.5266.4851.8245.6243.5445.49表6“自我提升價(jià)值觀”中介作用下的統(tǒng)計(jì)結(jié)果領(lǐng)導(dǎo)績(jī)效模型1模型2模型3模型4模型5x10.4760.3260.3930.4420.358x20.2410.2450.1830.2290.189x30.3560.3460.3970.3930.452z-0.0490.0680.0690.073x1*z-0.193-x2*z-0.165-x3*z-0.186r120.7960.7910.8150.799

5、0.815r220.0250.0260.0280.0280.029f1218.1790.49622.62917.2823.456表7“自我完善價(jià)值觀”中介作用下的統(tǒng)計(jì)結(jié)果領(lǐng)導(dǎo)績(jī)效模型1模型2模型3模型4模型5x10.3590.3490.2970.2360.163x20.4920.3590.3750.3450.297x30.3690.3570.2940.2970.236z-0.1950.3270.3170.318x1*z-0.239-x2*z-0.194-x3*z-0.237r120.7990.7940.8310.8240.835r220.0070.0060.0070.0080.006f1218

6、.1797.82932.99325.21835.426表8“自我凈化價(jià)值觀”中介作用下的統(tǒng)計(jì)結(jié)果領(lǐng)導(dǎo)績(jī)效模型1模型1模型1模型1模型1x10.3620.3520.3990.2470.275x20.2970.1670.1980.2560.202x30.3740.3690.4050.2980.347z-0.1760.3380.3280.329x1*z-0.247-x2*z-0.196-x3*z-0.248r120.8010.7960.8450.8360.849r220.0090.0080.0090.0090.009f1219.1267.83633.95827.22938.537從表5可知，當(dāng)“領(lǐng)導(dǎo)

7、價(jià)值觀”作為調(diào)節(jié)變量產(chǎn)生中介作用時(shí)，此時(shí)五類模型中的全樣本多重共線性分析f值分別為123.18、95.93、86.82、84.52、87.82，這表明調(diào)節(jié)變量的作用效果是顯著的。當(dāng)將“教師滿意度”作為因變量時(shí)，此時(shí)模型1的結(jié)果表明“團(tuán)隊(duì)信息共享導(dǎo)向”團(tuán)隊(duì)行為對(duì)于領(lǐng)導(dǎo)績(jī)效的作用效果最為顯著；模型2的結(jié)果表明，當(dāng)調(diào)節(jié)變量產(chǎn)生做作用時(shí)，此時(shí)模型的解釋能力得到顯著增強(qiáng)，（r2取值從0.07上升至0.009）；模型3的結(jié)果表明，當(dāng)考慮交互項(xiàng)x1×z的中介作用時(shí)，此時(shí)領(lǐng)導(dǎo)價(jià)值觀調(diào)節(jié)變量對(duì)于因變量“教師滿意度”具有正向顯著的促進(jìn)作用5；從模型4可知，當(dāng)考慮交互項(xiàng)x2×z中介作用時(shí)，此時(shí)團(tuán)

8、隊(duì)決策參與導(dǎo)向團(tuán)隊(duì)行為對(duì)于因變量“教師滿意度”具有正向顯著的促進(jìn)作用；從模型4可知，當(dāng)考慮交互項(xiàng)x3×z中介作用時(shí)，此時(shí)團(tuán)隊(duì)有效溝通導(dǎo)向團(tuán)隊(duì)行為對(duì)于因變量“教師滿意度”具有正向顯著的促進(jìn)作用?？芍疚乃鶚?gòu)建的主假設(shè)及子假設(shè)均通過驗(yàn)證。領(lǐng)導(dǎo)價(jià)值觀在團(tuán)隊(duì)行為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)績(jī)效影響過程中的調(diào)節(jié)作用6，以及在該調(diào)節(jié)變量的中介作用下自變量對(duì)因變量的作用程度變化情況如表6至下頁表8所示。從表6可知，在“自我提升”價(jià)值觀調(diào)節(jié)變量作用下，自變量“團(tuán)隊(duì)信息共享導(dǎo)向團(tuán)隊(duì)行為”對(duì)于因變量“領(lǐng)導(dǎo)績(jī)效”的標(biāo)準(zhǔn)化作用路徑系數(shù)最高（r=0.476，0.326，0.393，0.442，0.358，且p0.001），這意味著

9、當(dāng)團(tuán)隊(duì)行為實(shí)施主體傾向于采用權(quán)利分享、行動(dòng)互依與邊界開放的領(lǐng)導(dǎo)價(jià)值觀時(shí)，可以有效地激發(fā)教師“群策群力”的團(tuán)隊(duì)信息共享的行為表達(dá)，并派生出較高的領(lǐng)導(dǎo)績(jī)效；從下頁表7可知，在“自我完善”價(jià)值觀調(diào)節(jié)變量作用下，自變量“團(tuán)隊(duì)決策參與導(dǎo)向團(tuán)隊(duì)行為”對(duì)于因變量“領(lǐng)導(dǎo)績(jī)效”的標(biāo)準(zhǔn)化作用路徑系數(shù)最高（r=0.492，0.359，0.375，0.345，0.297，且p0.001），這意味著當(dāng)團(tuán)隊(duì)行為實(shí)施主體傾向于采用“教師參與高校治理”的領(lǐng)導(dǎo)價(jià)值觀時(shí)，此時(shí)其管理團(tuán)隊(duì)行為更為關(guān)注團(tuán)隊(duì)行為客體（高校教師）對(duì)以學(xué)術(shù)權(quán)利與行政權(quán)力合作博弈為代表的“高校治理參與”的滿意程度7。從下頁表8可知，在“自我凈化”價(jià)值觀調(diào)節(jié)變

10、量作用下，自變量“團(tuán)隊(duì)有效溝通導(dǎo)向團(tuán)隊(duì)行為”對(duì)于因變量“領(lǐng)導(dǎo)績(jī)效”的標(biāo)準(zhǔn)化作用路徑系數(shù)最高（r=0.374，0.369，0.405，0.298，0.347，且p0.001），這意味當(dāng)團(tuán)隊(duì)行為實(shí)施主體傾向于采用“暢通教師溝通渠道、拓展教師發(fā)展空間”的領(lǐng)導(dǎo)價(jià)值觀時(shí)，此時(shí)高校團(tuán)隊(duì)行為更為關(guān)注教師對(duì)于組織發(fā)展愿景與組織價(jià)值觀的“感情承諾”“持續(xù)承諾”與“規(guī)范承諾”。4結(jié)論本文以20142017年工信部直屬七大高校的非線性截面數(shù)據(jù)為研究樣本，并基于領(lǐng)導(dǎo)價(jià)值觀的視閾來分析高校團(tuán)隊(duì)行為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)績(jī)效的差異化作用。采用偏最小二乘結(jié)構(gòu)方程模型與多重共線性分析方法來量化研究在不同團(tuán)隊(duì)行為“管理情境”下的高校教師的領(lǐng)導(dǎo)

11、績(jī)效的“產(chǎn)出情況”，得出如下結(jié)論：（1）“領(lǐng)導(dǎo)價(jià)值觀”能夠顯著地提高高校團(tuán)隊(duì)行為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)績(jī)效的影響程度，并在這一單向作用關(guān)系中起到正向的調(diào)節(jié)作用。其中在基于“自我提升”領(lǐng)導(dǎo)價(jià)值觀調(diào)節(jié)視閾下，面向“團(tuán)隊(duì)信息共享導(dǎo)向”的團(tuán)隊(duì)行為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)績(jī)效作用效果最為顯著；在基于“自我完善”領(lǐng)導(dǎo)價(jià)值觀調(diào)節(jié)視閾下，面向“團(tuán)隊(duì)決策參與導(dǎo)向”的團(tuán)隊(duì)行為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)績(jī)效作用效果最為顯著；在基于“自我凈化”領(lǐng)導(dǎo)價(jià)值觀調(diào)節(jié)視閾下，面向“團(tuán)隊(duì)有效溝通導(dǎo)向”的團(tuán)隊(duì)行為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)績(jī)效作用效果最為顯著?？梢姼咝？茖W(xué)管理的原則在于實(shí)現(xiàn)“情境領(lǐng)導(dǎo)”“團(tuán)隊(duì)行為”與“績(jī)效管理”三者間的動(dòng)態(tài)匹配與有機(jī)統(tǒng)一。需要基于高校管理人員差異化的“團(tuán)隊(duì)行為特質(zhì)與價(jià)值意

12、蘊(yùn)”，來實(shí)施能夠顯著增強(qiáng)教師滿意度、教師組織承諾與教師激勵(lì)效果的針對(duì)性“團(tuán)隊(duì)行為”。（2）高校管理人員需要與教職工構(gòu)建以“信息共享、決策參與、有效溝通”為重要前置條件的創(chuàng)新性“行政管理學(xué)術(shù)管理”關(guān)系范式。高校管理人員憑借科學(xué)的激勵(lì)與約束機(jī)制，能夠有效地增強(qiáng)教師滿意度、組織承諾與激勵(lì)效果。據(jù)此可見，高校在設(shè)置職能管理崗位、配備行政管理人員時(shí)，必須系統(tǒng)分析團(tuán)隊(duì)行為實(shí)施主體的領(lǐng)導(dǎo)價(jià)值觀，通過科學(xué)高效的人崗匹配工作機(jī)制，來有針對(duì)性的強(qiáng)化教師核心競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的發(fā)揮。使高效職能管理人員與教師科研主體彼此間形成“協(xié)同運(yùn)作”的有機(jī)整體，進(jìn)而提高領(lǐng)導(dǎo)績(jī)效。參考文獻(xiàn)：1郭郁.負(fù)性領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)高校教師課堂教學(xué)失范行為的影響研究以心理資本為中介j.成都師范學(xué)院學(xué)報(bào)，2016，（7）.2張圣亮.高校研究生科研團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享行為影響因素研究j.華南理工大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2017，（6）.3許亞寧.基于不確定信息的企業(yè)中層管理人員績(jī)效考評(píng)j.統(tǒng)計(jì)與決策，2016，（12）.4孟炎.基于領(lǐng)導(dǎo)價(jià)值觀的企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)行為與其績(jī)效關(guān)系的研究j.管理學(xué)報(bào)，2015，（9）.5羅