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收稿日期：2016-12-15
作者简介：杨旭华，首都经济贸易大学劳动经济学院副教授，经济学博士；杨瑞，中央国债登记结算有限责任公司业务经理，经济学硕士；仇勇，北京工商大学商学院讲师，管理学博士。（北京/100070）
*本文系北京市教育科学“十二五”规划青年专项课题“北京高校青年教师职业生态研究”（CIA12121）、北京市属高校优势专业建设项目“人才培养质量建设”（00291662250201）的成果之一。
摘要：本研究采用成熟量表对449名高校教师进行了问卷调查，探讨绩效评价对其工作满意度与职业满意度的影响机制。研究发现，高校教师的绩效评价对工作满意度和职业满意度均有正向影响，但其作用机制却不尽相同。对于工作满意度而言，组织内的竞争力起到了完全中介作用；对于职业满意度而言，组织内、外竞争力同时起到了部分中介作用。绩效评价对高校教师工作满意度和职业满意度影响的不同作用路径，对于高校的师资管理有重要意义。
关键词：高校教师；绩效评价；工作满意度；职业满意度；组织内外竞争力
一、问题的提出
“绩效评价”可谓是悬在高校青年教师头上的达摩克利斯之剑。在“以项目制为中心”，“以数量化为标志”的评价体系当道的现下，年轻学者需要的是“早出活，快出活，多出活”，而不是“出好活”。纵然研究多需要厚积薄发，但当那些愿意“慢工出细活”的人慢慢被边缘化，甚至被甩出轨道之时，单纯地凭自己的兴趣读书做学问，不趋时也不媚俗便只成为心里的一道风景。北京大学教授陈平原曾表示，当下中国大学的问题多多，最为关键的就是高校的“大跃进”以及与此相关的评估体系，而此举受害最深的就是青年教师。一个好的学者，不一定写那么多论文。钟敬文先生晚年曾说：“我活了将近一百岁，一辈子也就三五篇好论文。”而如今，在“量化指标”驱赶下拼命赶工的现代学者，绩效评价体系是一种欲说还休的痛。
满意度的提高对工作绩效所产生的正向影响已得到学术界的普遍认同，但绩效评价究竟如何影响满意度还有待进一步的深入（Wanous，1974；Pettijohn等，2001；惠调艳，2006；马凌等，2013）。[1][2][3][4]高校教师作为一个独特的群体，其自身的职业忠诚往往高于工作忠诚（范笑仙，2005）。[5]由于高校教师工作任务体系化较低，工作界限相对模糊，而且并不完全依附于组织，所以组织内外的竞争力在很大程度上会影响其工作行为。探寻教师绩效评价的多元化标准对其工作满意度和职业满意度的影响，组织内外竞争力无疑提供了一个全新的视角。本研究采用回归分析，从实证意义上考察绩效评价对于高校教师工作满意度和职业满意度的影响，并探索高校教师感知的组织内、外竞争力是否具有中介作用，基于数据分析的结果，对其背后的原因进行深入讨论，并为高校管理者提出管理策略。
二、理论背景与研究假设
（一）高校教师的绩效评价
自20世纪70年代，国内外学者对高校教师的绩效评价（Performance Appraisal）展开了深入研究。国外学者Wolansky（2001）提出高校教师的绩效评价主要是对教师的指定任务（教学任务等）、服务（学生指导等）、学术专业参与（学术会议参与等）、学术活动和专业发展（研究和出版等）这四个内容进行考核。[6]国内学者王光彦等（2008）认为高校教师评价是对于教师某一时间段的工作表现和质量进行评价的活动。[7]在已有研究中，国内学者邓璐等（2011）、陈绍辉等（2012）基于人际关系理论、公平理论、期望理论、权变理论等，通过定量和定性的研究，得出了诸多有益结论，进一步丰富了高校教师绩效评价在我国背景下的研究。[8][9]迄今为止，对于高校教师绩效评价的结构研究大体上以教学、科研、社会服务为基础展开探讨（房国忠等，2006）。[10]自無边界职业生涯理论提出后，高校教师绩效评价的结构研究更加多元化，杨帆（2009）在测量高校教师职业成功时引入了绩效评价四维结构，即学术声望、科研水平、教学成果和职位待遇。[11]
·教师与学生·绩效评价何以影响高校教师的满意度？
（二）绩效评价与满意度
在组织行为领域，关于绩效和满意度的因果关系一直有两种截然不同的认知。一种观点认为满意度是因，而绩效是果，即满意度的提高会导致绩效的提升（Arvey等，1989；周沈刚等，2011）。[12][13]该认知所带来的管理启示便是通过激励手段提升员工的满意度，进而提升绩效。而另一种观点，许多学者的研究认为绩效评价会对工作满意度和职业满意度起到正向影响（Greenhaus等，1990；Korsgaard & Roberson，1995；Pettijohn等，2001）。[14][15][16]结合现实，我们会发现周围经常牢骚满腹的员工究竟是绩效高还是绩效低？恐怕往往是绩效表现不如意的。因而可能存在的现状是绩效的改进使得高校教师得到更多的激励，进而提升了满意度。基于以上分析，我们提出如下假设。
假设1：绩效评价对高校教师的工作满意度（H1a）和职业满意度（H1b）有显著的正向影响。
（三）绩效评价与组织竞争力
随着事业单位改革进程的推进，高校教师的绩效考核趋于多元化，由于高校教师的工作边界不清晰，工作延伸到组织外的触角很多，导致高校教师频频出现离职、跳槽等行为，这也是需要关注教师竞争力评价的原因之一。在无边际职业生涯理论背景下的绩效考评，有利于高校教师感知在组织内的职业发展，同时也益于其探索组织外部的雇主价值，从而适应市场竞争所带来的挑战（刘宁等，2006；王瀛，2008）。[17][18]基于以上分析，我们提出如下假设。
假设2：绩效评价对教师感知的组织内竞争力（H2a）和组织外竞争力（H2b）均有显著的正向影响。
（四）组织竞争力的中介作用 根据期望理论，工作满意度与职业满意度来源于绩效评价所产生的心理感受。通过内在和外在感受，绩效评价会产生满意的结果。在这一作用过程中，感知的组织内外竞争力可能参与其中，其原因在于工作满意度与职业满意度的产生源于心理层面，即组织内外竞争力。在熟知绩效评价结果后，个体会对于组织内外的其他个体产生对比，形成组织内外竞争力的体验感，从而影响工作满意度与职业满意度。基于以上分析，我们提出如下假设。
假设3：教师感知的组织内竞争力在绩效评价对工作满意度（H3a）和职业满意度（H3b）的影响中起中介作用。
假设4：教师感知的组织外竞争力在绩效评价对工作满意度（H4a）和职业满意度（H4b）的影响中起中介作用。
（五）组织内、外竞争力的交互作用
Bird（1994）提出职业生涯成功的衡量标准包括当前职业下具有雇主价值和被外部组织认可拥有一定竞争力。[19]由此可见探索职业成功中感知的组织内、外部竞争力共同作用具有一定的价值。国内学者开展的研究中均强调了内部市场竞争力和外部市场竞争力的交互作用在职业生涯中作为评价指标的重要性，并做了相关的有益研究（刘宁等，2007；龙书芹，2010）。[20][21]基于以上分析，我们提出如下假设。
假设5：感知的组织内、外竞争力对工作满意度（H5a）和职业满意度（H5b）有交互影响。
综合以上分析，本研究的理论模型如下图1所示。
图1本研究的理论模型
三、研究方法
（一）研究样本
本研究选取来自北京工业大学、北京航空航天大学、北京师范大学、北京交通大学、东北财经大学、华南理工大学、陕西科技大学等多所高校的教师为调查对象，样本来源中既包括来自“985工程”的重点高校，也包括来自省级重点高校和一般高校。研究通过现场发放问卷和电子邮件邀请两种方式共计发放问卷800份，回收463份，其中有效问卷为449份。
（二）研究工具
自变量：绩效评价。绩效评价采用杨帆（2009）[22]测量高校教师职业成功感知时所开发的量表中的四个维度，分别是学术声望、科研水平、教学成果以及职位待遇，其中职位待遇有4个测量项目，教学成果有5个测量项目，学术声望和科研水平各有6个测量项目。数据分析显示，四个维度的Cronbach’s Alpha系数依次为0.924，0.924，0.842和0.788，量表总体的Cronbach’s Alpha系数为0.950。
因变量：工作满意度与职业满意度。工作满意度的测量选用Schriesheim & Tsui（1980）[23]的工作满意度指数量表，有6个题项，分别从工作本身、报酬、晋升、上司，同事和整体满意度6个方面考察工作满意度。数据分析显示，量表的Cronbach’s Alpha系数为0.803。职业满意度的测量则采用的是Greenhaus等（1990）[24]的职业满意度问卷，包含5个题项，研究中选用的是龙立荣等（2002）[25]在中国文化背景下的修订版本。数据分析显示，Cronbach’s Alpha为0.915。
中介变量：组织内竞争力和组织外竞争力。选用Eby 等（2003）[26]提出的衡量职业成功的三个标准中的感知到的组织内部竞争力和感知到的组织外部的竞争力中的两个维度，每量表各3个题项。数据分析显示，两个量表的Cronbach’s Alpha分别为0.868和0.892。
控制变量。本研究选取性别、高校教龄、职称和最后学位为控制变量。
（三）分析方法
本研究采用SPSS 20.0软件进行描述性统计分析、相关系数计算、内部一致性系数计算。采用AMOS 20.0软件进行验证性因子分析（CFA）检验量表的区分效度。此外，本研究采用Harman单因子检验方法，利用SPSS20.0进行探索性因子分析（EFA）来检验本研究中的同源偏差问题。
四、研究结果
（一）同源偏差及研究工具的区分效度检验
由于本研究当中的所有变量均由教师自我独立评价，并且数据在均在同一时间收集，因而可能会存在同源偏差问题。研究首先根据Harman单因子检验方法，采用探索性因子分析（EFA）进行同源偏差检验，EFA提取的第一个因子解释了0.36的方差变异（KMO=0.940，p<0.000），说明同源偏差不会对本研究结果造成严重影响。
研究采用驗证性因子分析（CFA）检验研究工具的区分效度。将绩效评价、工作满意度、职业满意度、组织内竞争力感知和组织外竞争力感知五个变量一同进行CFA，检验并比较其他可能的四因子、三因子、二因子及单因子结构的拟合差异。结果如表1所示，五因子结构的拟合指标最佳，表明研究中的五个变量有可接受的区分效度。
（二）描述性统计分析及相关系数矩阵
如表2所示，绩效评价与工作满意度（r=0.280，p<0.001）和职业满意度（r=0.439，p<0.001）均呈显著正相关，研究的假设1a、1b均得到了初步的支持；绩效评价与感知的组织内竞争力（r=0.449，p<0.001）和组织外竞争力（r=0.408，p<0.001）呈显著正相关，假设2a和假设2b得到初步支持；教师感知的组织内竞争力与工作满意度（r=0.627，p<0.001）和职业满意度（r=0.614，p<0.001）呈显著正相关，假设3a和假设3b得到初步支持；教师感知的组织外竞争力与工作满意度（r=0.280，p<0.001）和职业满意度（r=0.400，p<0.001）呈显著正相关，假设4a和假设4b得到初步支持，相关系数矩阵为后续进行的假设检验提供了基础。
（三）假设检验
采用多元回归分析进行假设检验，如表3和表4所示。首先分析绩效评价对于工作满意度的影响及其作用机制，如表3所示，自变量绩效评价对中介变量组织内竞争力感知（M2：β=0.48，p<0.001）和组织外竞争力感知（M4：β=0.41，p<0.001）均有显著的正向影响，假设H2a和H2b均得到了支持。自变量绩效评价对因变量工作满意度有显著的正向影响（M6：β=0.32，p<0.001），假设H1a得到了支持。同时将中介变量和自变量引入回归方程时发现，自变量的回归系数由显著（M6：β=0.32，p<0.001）变为不显著（M9：β=0.01，p>0.05），而中介变量组织内竞争力的回归系数显著（M9：β=0.63，p<0.001），组织外竞争力的回归系数并不显著（M9：β=0.01，p>0.05），因而说明组织内竞争力在绩效评价对工作满意度的影响中起到了完全中介作用，假设H3a得到了支持，而假设H4a没有得到支持。将组织内竞争力感知和组织外竞争力感知的乘积项引入回归方程以考察交互效应，结果并不显著（M10：β=0.05，p>0.05），因而假设H5a没有得到支持。 绩效评价对教师职业满意度的影响及其作用机制的回归分析如表4所示，自变量绩效评价对因变量职业满意度有显著的正向影响（M12：β=0.43，p<0.001），假设H1b得到支持。同时将自变量绩效评价和中介变量组织内竞争力和组织外竞争力引入回归方程时，自变量绩效评价的回归系数显著减小（M15：β=0.14，p<0.01），而中介变量组织内竞争力（M15：β=0.50，p<0.001）和组织外竞争力（M15：β=0.13，p<0.01）的回归系数显著，说明组织组织内竞争力和组织外竞争力在绩效评价对职业满意度的影响过程中同时起到了部分中介作用，假设H3b、H4b分别得到了部分支持。将组织内竞争力感知和组织外竞争力感知的乘积项引入回归方程以考察交互效应，结果并不显著（M16：β=0.03，p>0.05），因而假设H5b没有得到支持。上述回归分析中对除控制变量之外的所有变量进行了中心化处理，以控制研究中的多重共线性。研究结果显示，所有回归方程的方差膨胀因子（VIF）的值介于1.019～2.069之间，小于罗胜强等（2014）[27]给出的临界值为5的判断标准。并且相关系数矩阵显示，本研究中各个变量之间的相关系数均小于0.75。因而综合判断，本研究中多重共线性问题不严重，不会对回归结果产生实质性影响，因而回归分析的结论可靠。
五、结论与启示
（一）绩效评价对工作和职业满意度的正向影响作用
无论是理论界还是实业界，对“是否应该绩效考核与评价”的争论一直不绝于耳。主张考核的观点认为考核能形成竞争积极的工作氛围（赵君等，2013）[28]，不主张考核的学者认为考核带来的负面作用大于正向影响（范灵，2015）[29]。本研究的调查结果支持了考核的正向影响。该结果与Paulsen & Feldman（1995）[30]和顾远东等（2010）[31]的研究结论具有一致性。即合理有效的绩效评价体系会带来工作满意度和职业满意度的提高，但当绩效评价体系本身出现问题时，其负向作用也不言而喻。
“Publish or Perish！”曾一度成为高校的生存法则，也影响到多数教师的工作满意度与职业满意度。如果要用一个词概括当今中国高校青年教师的状态，那么“分裂”是被提及最多的一个词汇。在调查后，我们针对部分教师进行了访谈，在访谈中，我们听到了两种声音：一方面，青年教师感到巨大的工作压力，工作满意度整体下降；另一方面，他们中的多数并不会选择轻易放弃这份职业。这一悖论让我们不得不将工作满意度和职业满意度切割为两个结果变量进行研究。“满意”一词虽然是主观概念，但其参照系却是现实的。工作满意度的降低多来源于纵向比较，相较于几年前的高校教师群体，考核压力的日益加剧与入职前的心理期待所形成的强大反差让高校教师一时之间会感到有些无助；而职业满意度多来自于横向比较，相对于社会中的其他职业群体，高校教师所拥有的职业价值和社会声誉无疑具有相当的诱惑力，否则也不会有浩浩荡荡的步后尘之人。的确，当绩效考核渗透了工业主义的质量观，没有充分考虑高校教师的职业特点时，其杀伤力是非常强的。绩效评价是一个系统工程，正因为系统的复杂性和动态性再加上高校组织的特性，使得高校教师的绩效评价中存在大量不确定因素。过于严格的目标体系可能会导致教师一系列非伦理行为的产生，比如短视现象，忽视重要的教学工作，抑制面向學生的组织公民行为等。
（二）绩效评价对工作和职业满意度的影响路径
探讨绩效评价对工作满意度和职业满意度的影响路径，是高校管理者一直致力分析的问题（黄乃文，2010）。[32]本研究之所以选取感知到的组织内外竞争力作为中介变量，与高校教师的职业属性密不可分。高校教师的职业与组织的关联度较低，工作时间又相对灵活，再加上组织内外评价体系的多样化和差异化，导致高校教师组织内外竞争力的差异比较普遍，也出现了“墙内开花墙外香”以及“东方不亮西方亮”的情况。
研究发现，组织内竞争力在绩效评价对工作满意度的影响中起到了完全中介作用，组织内、外竞争力在绩效评价对职业满意度的影响中同时起到了部分中介作用。组织内外竞争力被看作是衡量职业成功的重要标志，组织内竞争力的认定多来自于绩效评价，是一种比较的结果，而这种结果也直接影响到了工作满意度（Timothy等，2006）。[33]纵然作为高级知识分子，很多人会追求自我认可与自我实现，但人的社会属性也导致其无法脱离“比较”的概念。
值得注意的是，组织内竞争力为什么可以完全中介工作满意度，而只是部分中介于职业满意度？这也体现了工作满意度和职业满意度两个概念的属性差异，工作满意度的组织属性要强于职业满意度，而职业满意度的职业属性强于其组织属性（Staw，2001；朱新秤等，2005）。[34][35]因此，高校教师感知到的组织内竞争力会直接影响到其工作满意度，但同时另一种情况也普遍的存在，即虽然组织内竞争力不高，但由于拥有较高的组织外竞争力，无论是与同行相比较，还是与其他职业所比较而产生的组织外竞争力，都会间接地对职业满意度产生一定的影响。
（三）管理启示
基于以上理论与实证研究，我们建议高校可建立柔性的绩效契约体系。柔性管理模式不依赖于固定的组织结构、稳定的规章制度进行管理，而且是随时间、对象、外部环境等客观条件的变化而变化，是一种反应敏捷、灵活多变的人力资源管理模式。就高校教师群体的工作特性而言，柔性管理方式更能激发其内在的潜力与活力。同时，绩效契约体系可以有效地兼顾组织需要和个体需求。绩效契约是一种特殊的契约，规定了各行为主体在不同情况下的权利和义务，界定了相关主体在不同条件下可以获得的收益和必须付出的成本。高校应当给青年教师以成长的时间和空间，这是高等教育体系应有的态度。此外，年轻老师也应当有更强的能力和信心以迎接挑战，做出成绩。
其次，打破原有组织壁垒，拓展无边界职业生涯体系。在MOOC盛行的当下，如果高校相对封闭，缺乏共享，就很容易被边缘化。高校教师这一群体在现有评价体系下，具有内部竞争力的教师多为科研标兵，评价标准相对单一化；而具有外部竞争力的教师，评价标准则相对多元化。目前被外界认可的青年学者，除了善于发论文一族，还有的是凭借“三寸不烂之舌”传道而获得认可，也有的是通过各类社会咨询与服务而进入公众视野。相对于体制内的单一评价标准，外部市场标准更趋向于多元化。因此，应促进高校教师职业发展多元化，在绩效评价的过程中打破组织属性，建立合理完善的学术劳动力市场制度（李立国，2010）[36]，摒弃以经济杠杆吸引人才，而主要依靠高校学术声誉、学术规范、学术环境等非经济因素，保证高校教师合理有序的流动，从而倡导更加健康的无边界职业发展，实现教育资源和人力资源的优化配置，鼓励教师有更多元化的选择空间。这不仅有助于提高高校教师的工作满意度和职业满意度，最终将会促进高校教育体系更为健康的内生发展。 （四）研究局限
本研究依然存在待改进之处。例如数据收集方式有待完善，研究中所有的变量均在同一时间，采用相同方法收集，因而在进行因果关系的推断过程中可能会受到影响，并且也可能存在共同方法变异的问题。虽然本研究采用单因子法检验了同源偏差并没有对研究造成严重影响，但在未来的研究当中，还应采用多种方法在多个时间点进行数据的收集工作。此外，研究中对多重中介效应的分析方法还有进一步改进和完善的空间，未来可以采用更精确的分析方法对间接效应进行比较，以更好地探索绩效评价对高校教师满意度的影响机制。
参考文献
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（责任编辑钟嘉仪）
作者简介：杨旭华，首都经济贸易大学劳动经济学院副教授，经济学博士；杨瑞，中央国债登记结算有限责任公司业务经理，经济学硕士；仇勇，北京工商大学商学院讲师，管理学博士。（北京/100070）
*本文系北京市教育科学“十二五”规划青年专项课题“北京高校青年教师职业生态研究”（CIA12121）、北京市属高校优势专业建设项目“人才培养质量建设”（00291662250201）的成果之一。
摘要：本研究采用成熟量表对449名高校教师进行了问卷调查，探讨绩效评价对其工作满意度与职业满意度的影响机制。研究发现，高校教师的绩效评价对工作满意度和职业满意度均有正向影响，但其作用机制却不尽相同。对于工作满意度而言，组织内的竞争力起到了完全中介作用；对于职业满意度而言，组织内、外竞争力同时起到了部分中介作用。绩效评价对高校教师工作满意度和职业满意度影响的不同作用路径，对于高校的师资管理有重要意义。
关键词：高校教师；绩效评价；工作满意度；职业满意度；组织内外竞争力
一、问题的提出
“绩效评价”可谓是悬在高校青年教师头上的达摩克利斯之剑。在“以项目制为中心”，“以数量化为标志”的评价体系当道的现下，年轻学者需要的是“早出活，快出活，多出活”，而不是“出好活”。纵然研究多需要厚积薄发，但当那些愿意“慢工出细活”的人慢慢被边缘化，甚至被甩出轨道之时，单纯地凭自己的兴趣读书做学问，不趋时也不媚俗便只成为心里的一道风景。北京大学教授陈平原曾表示，当下中国大学的问题多多，最为关键的就是高校的“大跃进”以及与此相关的评估体系，而此举受害最深的就是青年教师。一个好的学者，不一定写那么多论文。钟敬文先生晚年曾说：“我活了将近一百岁，一辈子也就三五篇好论文。”而如今，在“量化指标”驱赶下拼命赶工的现代学者，绩效评价体系是一种欲说还休的痛。
满意度的提高对工作绩效所产生的正向影响已得到学术界的普遍认同，但绩效评价究竟如何影响满意度还有待进一步的深入（Wanous，1974；Pettijohn等，2001；惠调艳，2006；马凌等，2013）。[1][2][3][4]高校教师作为一个独特的群体，其自身的职业忠诚往往高于工作忠诚（范笑仙，2005）。[5]由于高校教师工作任务体系化较低，工作界限相对模糊，而且并不完全依附于组织，所以组织内外的竞争力在很大程度上会影响其工作行为。探寻教师绩效评价的多元化标准对其工作满意度和职业满意度的影响，组织内外竞争力无疑提供了一个全新的视角。本研究采用回归分析，从实证意义上考察绩效评价对于高校教师工作满意度和职业满意度的影响，并探索高校教师感知的组织内、外竞争力是否具有中介作用，基于数据分析的结果，对其背后的原因进行深入讨论，并为高校管理者提出管理策略。
二、理论背景与研究假设
（一）高校教师的绩效评价
自20世纪70年代，国内外学者对高校教师的绩效评价（Performance Appraisal）展开了深入研究。国外学者Wolansky（2001）提出高校教师的绩效评价主要是对教师的指定任务（教学任务等）、服务（学生指导等）、学术专业参与（学术会议参与等）、学术活动和专业发展（研究和出版等）这四个内容进行考核。[6]国内学者王光彦等（2008）认为高校教师评价是对于教师某一时间段的工作表现和质量进行评价的活动。[7]在已有研究中，国内学者邓璐等（2011）、陈绍辉等（2012）基于人际关系理论、公平理论、期望理论、权变理论等，通过定量和定性的研究，得出了诸多有益结论，进一步丰富了高校教师绩效评价在我国背景下的研究。[8][9]迄今为止，对于高校教师绩效评价的结构研究大体上以教学、科研、社会服务为基础展开探讨（房国忠等，2006）。[10]自無边界职业生涯理论提出后，高校教师绩效评价的结构研究更加多元化，杨帆（2009）在测量高校教师职业成功时引入了绩效评价四维结构，即学术声望、科研水平、教学成果和职位待遇。[11]
·教师与学生·绩效评价何以影响高校教师的满意度？
（二）绩效评价与满意度
在组织行为领域，关于绩效和满意度的因果关系一直有两种截然不同的认知。一种观点认为满意度是因，而绩效是果，即满意度的提高会导致绩效的提升（Arvey等，1989；周沈刚等，2011）。[12][13]该认知所带来的管理启示便是通过激励手段提升员工的满意度，进而提升绩效。而另一种观点，许多学者的研究认为绩效评价会对工作满意度和职业满意度起到正向影响（Greenhaus等，1990；Korsgaard & Roberson，1995；Pettijohn等，2001）。[14][15][16]结合现实，我们会发现周围经常牢骚满腹的员工究竟是绩效高还是绩效低？恐怕往往是绩效表现不如意的。因而可能存在的现状是绩效的改进使得高校教师得到更多的激励，进而提升了满意度。基于以上分析，我们提出如下假设。
假设1：绩效评价对高校教师的工作满意度（H1a）和职业满意度（H1b）有显著的正向影响。
（三）绩效评价与组织竞争力
随着事业单位改革进程的推进，高校教师的绩效考核趋于多元化，由于高校教师的工作边界不清晰，工作延伸到组织外的触角很多，导致高校教师频频出现离职、跳槽等行为，这也是需要关注教师竞争力评价的原因之一。在无边际职业生涯理论背景下的绩效考评，有利于高校教师感知在组织内的职业发展，同时也益于其探索组织外部的雇主价值，从而适应市场竞争所带来的挑战（刘宁等，2006；王瀛，2008）。[17][18]基于以上分析，我们提出如下假设。
假设2：绩效评价对教师感知的组织内竞争力（H2a）和组织外竞争力（H2b）均有显著的正向影响。
（四）组织竞争力的中介作用 根据期望理论，工作满意度与职业满意度来源于绩效评价所产生的心理感受。通过内在和外在感受，绩效评价会产生满意的结果。在这一作用过程中，感知的组织内外竞争力可能参与其中，其原因在于工作满意度与职业满意度的产生源于心理层面，即组织内外竞争力。在熟知绩效评价结果后，个体会对于组织内外的其他个体产生对比，形成组织内外竞争力的体验感，从而影响工作满意度与职业满意度。基于以上分析，我们提出如下假设。
假设3：教师感知的组织内竞争力在绩效评价对工作满意度（H3a）和职业满意度（H3b）的影响中起中介作用。
假设4：教师感知的组织外竞争力在绩效评价对工作满意度（H4a）和职业满意度（H4b）的影响中起中介作用。
（五）组织内、外竞争力的交互作用
Bird（1994）提出职业生涯成功的衡量标准包括当前职业下具有雇主价值和被外部组织认可拥有一定竞争力。[19]由此可见探索职业成功中感知的组织内、外部竞争力共同作用具有一定的价值。国内学者开展的研究中均强调了内部市场竞争力和外部市场竞争力的交互作用在职业生涯中作为评价指标的重要性，并做了相关的有益研究（刘宁等，2007；龙书芹，2010）。[20][21]基于以上分析，我们提出如下假设。
假设5：感知的组织内、外竞争力对工作满意度（H5a）和职业满意度（H5b）有交互影响。
综合以上分析，本研究的理论模型如下图1所示。
图1本研究的理论模型
三、研究方法
（一）研究样本
本研究选取来自北京工业大学、北京航空航天大学、北京师范大学、北京交通大学、东北财经大学、华南理工大学、陕西科技大学等多所高校的教师为调查对象，样本来源中既包括来自“985工程”的重点高校，也包括来自省级重点高校和一般高校。研究通过现场发放问卷和电子邮件邀请两种方式共计发放问卷800份，回收463份，其中有效问卷为449份。
（二）研究工具
自变量：绩效评价。绩效评价采用杨帆（2009）[22]测量高校教师职业成功感知时所开发的量表中的四个维度，分别是学术声望、科研水平、教学成果以及职位待遇，其中职位待遇有4个测量项目，教学成果有5个测量项目，学术声望和科研水平各有6个测量项目。数据分析显示，四个维度的Cronbach’s Alpha系数依次为0.924，0.924，0.842和0.788，量表总体的Cronbach’s Alpha系数为0.950。
因变量：工作满意度与职业满意度。工作满意度的测量选用Schriesheim & Tsui（1980）[23]的工作满意度指数量表，有6个题项，分别从工作本身、报酬、晋升、上司，同事和整体满意度6个方面考察工作满意度。数据分析显示，量表的Cronbach’s Alpha系数为0.803。职业满意度的测量则采用的是Greenhaus等（1990）[24]的职业满意度问卷，包含5个题项，研究中选用的是龙立荣等（2002）[25]在中国文化背景下的修订版本。数据分析显示，Cronbach’s Alpha为0.915。
中介变量：组织内竞争力和组织外竞争力。选用Eby 等（2003）[26]提出的衡量职业成功的三个标准中的感知到的组织内部竞争力和感知到的组织外部的竞争力中的两个维度，每量表各3个题项。数据分析显示，两个量表的Cronbach’s Alpha分别为0.868和0.892。
控制变量。本研究选取性别、高校教龄、职称和最后学位为控制变量。
（三）分析方法
本研究采用SPSS 20.0软件进行描述性统计分析、相关系数计算、内部一致性系数计算。采用AMOS 20.0软件进行验证性因子分析（CFA）检验量表的区分效度。此外，本研究采用Harman单因子检验方法，利用SPSS20.0进行探索性因子分析（EFA）来检验本研究中的同源偏差问题。
四、研究结果
（一）同源偏差及研究工具的区分效度检验
由于本研究当中的所有变量均由教师自我独立评价，并且数据在均在同一时间收集，因而可能会存在同源偏差问题。研究首先根据Harman单因子检验方法，采用探索性因子分析（EFA）进行同源偏差检验，EFA提取的第一个因子解释了0.36的方差变异（KMO=0.940，p<0.000），说明同源偏差不会对本研究结果造成严重影响。
研究采用驗证性因子分析（CFA）检验研究工具的区分效度。将绩效评价、工作满意度、职业满意度、组织内竞争力感知和组织外竞争力感知五个变量一同进行CFA，检验并比较其他可能的四因子、三因子、二因子及单因子结构的拟合差异。结果如表1所示，五因子结构的拟合指标最佳，表明研究中的五个变量有可接受的区分效度。
（二）描述性统计分析及相关系数矩阵
如表2所示，绩效评价与工作满意度（r=0.280，p<0.001）和职业满意度（r=0.439，p<0.001）均呈显著正相关，研究的假设1a、1b均得到了初步的支持；绩效评价与感知的组织内竞争力（r=0.449，p<0.001）和组织外竞争力（r=0.408，p<0.001）呈显著正相关，假设2a和假设2b得到初步支持；教师感知的组织内竞争力与工作满意度（r=0.627，p<0.001）和职业满意度（r=0.614，p<0.001）呈显著正相关，假设3a和假设3b得到初步支持；教师感知的组织外竞争力与工作满意度（r=0.280，p<0.001）和职业满意度（r=0.400，p<0.001）呈显著正相关，假设4a和假设4b得到初步支持，相关系数矩阵为后续进行的假设检验提供了基础。
（三）假设检验
采用多元回归分析进行假设检验，如表3和表4所示。首先分析绩效评价对于工作满意度的影响及其作用机制，如表3所示，自变量绩效评价对中介变量组织内竞争力感知（M2：β=0.48，p<0.001）和组织外竞争力感知（M4：β=0.41，p<0.001）均有显著的正向影响，假设H2a和H2b均得到了支持。自变量绩效评价对因变量工作满意度有显著的正向影响（M6：β=0.32，p<0.001），假设H1a得到了支持。同时将中介变量和自变量引入回归方程时发现，自变量的回归系数由显著（M6：β=0.32，p<0.001）变为不显著（M9：β=0.01，p>0.05），而中介变量组织内竞争力的回归系数显著（M9：β=0.63，p<0.001），组织外竞争力的回归系数并不显著（M9：β=0.01，p>0.05），因而说明组织内竞争力在绩效评价对工作满意度的影响中起到了完全中介作用，假设H3a得到了支持，而假设H4a没有得到支持。将组织内竞争力感知和组织外竞争力感知的乘积项引入回归方程以考察交互效应，结果并不显著（M10：β=0.05，p>0.05），因而假设H5a没有得到支持。 绩效评价对教师职业满意度的影响及其作用机制的回归分析如表4所示，自变量绩效评价对因变量职业满意度有显著的正向影响（M12：β=0.43，p<0.001），假设H1b得到支持。同时将自变量绩效评价和中介变量组织内竞争力和组织外竞争力引入回归方程时，自变量绩效评价的回归系数显著减小（M15：β=0.14，p<0.01），而中介变量组织内竞争力（M15：β=0.50，p<0.001）和组织外竞争力（M15：β=0.13，p<0.01）的回归系数显著，说明组织组织内竞争力和组织外竞争力在绩效评价对职业满意度的影响过程中同时起到了部分中介作用，假设H3b、H4b分别得到了部分支持。将组织内竞争力感知和组织外竞争力感知的乘积项引入回归方程以考察交互效应，结果并不显著（M16：β=0.03，p>0.05），因而假设H5b没有得到支持。上述回归分析中对除控制变量之外的所有变量进行了中心化处理，以控制研究中的多重共线性。研究结果显示，所有回归方程的方差膨胀因子（VIF）的值介于1.019～2.069之间，小于罗胜强等（2014）[27]给出的临界值为5的判断标准。并且相关系数矩阵显示，本研究中各个变量之间的相关系数均小于0.75。因而综合判断，本研究中多重共线性问题不严重，不会对回归结果产生实质性影响，因而回归分析的结论可靠。
五、结论与启示
（一）绩效评价对工作和职业满意度的正向影响作用
无论是理论界还是实业界，对“是否应该绩效考核与评价”的争论一直不绝于耳。主张考核的观点认为考核能形成竞争积极的工作氛围（赵君等，2013）[28]，不主张考核的学者认为考核带来的负面作用大于正向影响（范灵，2015）[29]。本研究的调查结果支持了考核的正向影响。该结果与Paulsen & Feldman（1995）[30]和顾远东等（2010）[31]的研究结论具有一致性。即合理有效的绩效评价体系会带来工作满意度和职业满意度的提高，但当绩效评价体系本身出现问题时，其负向作用也不言而喻。
“Publish or Perish！”曾一度成为高校的生存法则，也影响到多数教师的工作满意度与职业满意度。如果要用一个词概括当今中国高校青年教师的状态，那么“分裂”是被提及最多的一个词汇。在调查后，我们针对部分教师进行了访谈，在访谈中，我们听到了两种声音：一方面，青年教师感到巨大的工作压力，工作满意度整体下降；另一方面，他们中的多数并不会选择轻易放弃这份职业。这一悖论让我们不得不将工作满意度和职业满意度切割为两个结果变量进行研究。“满意”一词虽然是主观概念，但其参照系却是现实的。工作满意度的降低多来源于纵向比较，相较于几年前的高校教师群体，考核压力的日益加剧与入职前的心理期待所形成的强大反差让高校教师一时之间会感到有些无助；而职业满意度多来自于横向比较，相对于社会中的其他职业群体，高校教师所拥有的职业价值和社会声誉无疑具有相当的诱惑力，否则也不会有浩浩荡荡的步后尘之人。的确，当绩效考核渗透了工业主义的质量观，没有充分考虑高校教师的职业特点时，其杀伤力是非常强的。绩效评价是一个系统工程，正因为系统的复杂性和动态性再加上高校组织的特性，使得高校教师的绩效评价中存在大量不确定因素。过于严格的目标体系可能会导致教师一系列非伦理行为的产生，比如短视现象，忽视重要的教学工作，抑制面向學生的组织公民行为等。
（二）绩效评价对工作和职业满意度的影响路径
探讨绩效评价对工作满意度和职业满意度的影响路径，是高校管理者一直致力分析的问题（黄乃文，2010）。[32]本研究之所以选取感知到的组织内外竞争力作为中介变量，与高校教师的职业属性密不可分。高校教师的职业与组织的关联度较低，工作时间又相对灵活，再加上组织内外评价体系的多样化和差异化，导致高校教师组织内外竞争力的差异比较普遍，也出现了“墙内开花墙外香”以及“东方不亮西方亮”的情况。
研究发现，组织内竞争力在绩效评价对工作满意度的影响中起到了完全中介作用，组织内、外竞争力在绩效评价对职业满意度的影响中同时起到了部分中介作用。组织内外竞争力被看作是衡量职业成功的重要标志，组织内竞争力的认定多来自于绩效评价，是一种比较的结果，而这种结果也直接影响到了工作满意度（Timothy等，2006）。[33]纵然作为高级知识分子，很多人会追求自我认可与自我实现，但人的社会属性也导致其无法脱离“比较”的概念。
值得注意的是，组织内竞争力为什么可以完全中介工作满意度，而只是部分中介于职业满意度？这也体现了工作满意度和职业满意度两个概念的属性差异，工作满意度的组织属性要强于职业满意度，而职业满意度的职业属性强于其组织属性（Staw，2001；朱新秤等，2005）。[34][35]因此，高校教师感知到的组织内竞争力会直接影响到其工作满意度，但同时另一种情况也普遍的存在，即虽然组织内竞争力不高，但由于拥有较高的组织外竞争力，无论是与同行相比较，还是与其他职业所比较而产生的组织外竞争力，都会间接地对职业满意度产生一定的影响。
（三）管理启示
基于以上理论与实证研究，我们建议高校可建立柔性的绩效契约体系。柔性管理模式不依赖于固定的组织结构、稳定的规章制度进行管理，而且是随时间、对象、外部环境等客观条件的变化而变化，是一种反应敏捷、灵活多变的人力资源管理模式。就高校教师群体的工作特性而言，柔性管理方式更能激发其内在的潜力与活力。同时，绩效契约体系可以有效地兼顾组织需要和个体需求。绩效契约是一种特殊的契约，规定了各行为主体在不同情况下的权利和义务，界定了相关主体在不同条件下可以获得的收益和必须付出的成本。高校应当给青年教师以成长的时间和空间，这是高等教育体系应有的态度。此外，年轻老师也应当有更强的能力和信心以迎接挑战，做出成绩。
其次，打破原有组织壁垒，拓展无边界职业生涯体系。在MOOC盛行的当下，如果高校相对封闭，缺乏共享，就很容易被边缘化。高校教师这一群体在现有评价体系下，具有内部竞争力的教师多为科研标兵，评价标准相对单一化；而具有外部竞争力的教师，评价标准则相对多元化。目前被外界认可的青年学者，除了善于发论文一族，还有的是凭借“三寸不烂之舌”传道而获得认可，也有的是通过各类社会咨询与服务而进入公众视野。相对于体制内的单一评价标准，外部市场标准更趋向于多元化。因此，应促进高校教师职业发展多元化，在绩效评价的过程中打破组织属性，建立合理完善的学术劳动力市场制度（李立国，2010）[36]，摒弃以经济杠杆吸引人才，而主要依靠高校学术声誉、学术规范、学术环境等非经济因素，保证高校教师合理有序的流动，从而倡导更加健康的无边界职业发展，实现教育资源和人力资源的优化配置，鼓励教师有更多元化的选择空间。这不仅有助于提高高校教师的工作满意度和职业满意度，最终将会促进高校教育体系更为健康的内生发展。 （四）研究局限
本研究依然存在待改进之处。例如数据收集方式有待完善，研究中所有的变量均在同一时间，采用相同方法收集，因而在进行因果关系的推断过程中可能会受到影响，并且也可能存在共同方法变异的问题。虽然本研究采用单因子法检验了同源偏差并没有对研究造成严重影响，但在未来的研究当中，还应采用多种方法在多个时间点进行数据的收集工作。此外，研究中对多重中介效应的分析方法还有进一步改进和完善的空间，未来可以采用更精确的分析方法对间接效应进行比较，以更好地探索绩效评价对高校教师满意度的影响机制。
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（责任编辑钟嘉仪）