幼儿教师薪酬制度知觉与工作绩效的关系：任教意愿的中介作用(2)
2.2.3工作绩效量表
采用马云献(2005)编制的工作绩效量表。量表由工作奉献、任务绩效和关系绩效3个维度，14个题项构成，采用高、中、低三个等级6级计分，分数越高，绩效越高。本研究中，量表各维度的内部一致性系数α介于0.85-0.92之间.整个量表的内部一致性系数仅为0.94。
2.3数据的处理
采用SPSS16.0和AMOS 7.0对数据进行统计分析。
3结果与分析
3.1共同方法偏差检验
受客观条件限制，本研究仅采用被试自我报告来收集数据资料，变量间的关系可能会受到共同方法偏差的影响。为消除此影响，在数据收集过程中向被试强调匿名性、保密性以及数据仅限于学术研究等说明进行了程序控制；在数据回收后，采用Harman单因子检验对共同方法偏差是否严重进行了统计检验，结果表明，经未旋转的主成分因素分析后，有5个因子的特征根值大于1，最大因子的解释变异量为29.69%，远低于40%的临界值。可见。本研究的共同方法偏差问题并不严重。
3.2各变量的描述统计与相关分析
描述统计发现(见表1)，幼儿教师薪酬制度知觉的均分低于中等临界值3分，工作绩效的均分处于较高等级.任教意愿的均分明显高于中等临界值3分。表明所调查的幼儿教师有着较高的任教意愿，自认为自己的工作绩效较好，但对自己任教单位薪酬制度的评价较低。从诸变量间的相关上看，薪酬制度知觉及其诸因子与工作绩效(除竞争性知觉因子外)、任教意愿之间均存在显著正相关(p<0.01)。
3.3薪酬制度知觉对任教意愿与工作绩效的回归分析
以薪酬制度知觉的三个维度为自变量.任教意愿与工作绩效为因变量，用逐步回归的方法建立同归模型。由表2可知，竞争性知觉、回馈性知觉因子对任教意愿有显著的正向预测作用；仅有回馈性
3.4任教意愿在薪酬制度知觉与工作绩效间的中介作用分析
相关分析中显示。薪酬制度知觉与工作绩效(r=0.16)和任教意愿(r=0.41)间存在显著的正相关，且任教意愿与工作绩效间存在显著正相关(r=0.25)。那么这三个变量之间到底有何关系呢？根据Baron和Kenny(1986)依次检验法的定义：当预测变量显著影响因变量。且预测变量显著影响第三变量而第三变量显著影响因变量时，应该考虑中介效应的检验。本研究假定薪酬制度知觉为预测变量，工作绩效为因变量，任教意愿为影响预测变量和因变量关系的中介变量。利用AMOS 7.0软件来分析任教意愿的中介效应。具体结果如下：
首先，以薪酬制度知觉为自变量，工作绩效为因变量，考察自变量对因变量的影响。结果发现。薪酬制度知觉对工作绩效的直接作用路径系数显著(β=0.18，p<0.01)，结构方程模型的各项拟合指标良好(x2(8)=17.058，x2df=2.132，RMSEA=0.07；GFI=0.98，CFI=0.99，NFI=0.98，IFI=0.99，TLI=0.98)。然后，在薪酬制度知觉与工作绩效之间加入任教意愿中介变量后(见图1)，模型的各项拟合指标良好(x2(12)=27.487，x2/df=2.291，RMSEA=0.07；GFI=0.97，CFI=0.98，NFI=0.97，IFI=0.98，TLI=0.97)。薪酬制度知觉与任教意愿(β=0.43，p<0.001)，任教意愿与工作绩效(β=0.21，p<0.01)之间的路径系数均显著，但加入中介变量后，薪酬制度知觉与工作绩效之间的路径系数由原来的0.18变为0.09(p>0.05)，路径系数下降明显。最后，将薪酬制度知觉与工作绩效的路径系数约定为0，约束模型中的x2(13)=28.750，无约束模型中x2(12)=27.487，Δx2(1)=28.750-27.487=1.263(p>0.05)，两模型差异不显著，表明任教意愿在薪酬制度知觉与_T作绩效之间具有完全中介效应。
4讨论
4.1幼儿教师的薪酬制度知觉、工作绩效与任教意愿的现状分析
研究发现，所调查的幼儿教师的任教意愿较高，这一结果与近年来诸多探讨幼儿教师职业认同的结果较一致(高晓敏，刘岗，2011；翟燕，2013)。此外，在工作绩效上，幼儿教师的自评得分较高，显示出幼儿教师对自己工作业绩的肯定。上述结论在一定程度上表明近年来政府对学前教育的重视使得幼儿教师对学前教育的发展充满了憧憬和信心，所实施的幼儿国培计划对幼儿师资队伍的建设也有着积极的效果。不过需要注意的是，研究发现，幼儿教师对所在单位薪酬制度的认知评价并不是很高，她们自感单位的薪酬对外竞争力不强，对内激励性与公平性不足。这一点与当前我国幼儿教师的现实待遇是一致的。有研究者的调查就曾发现，相较于其他教师群体，幼儿教师的社会地位在整个社会职业结构体系中处于偏低的位置(张晓辉，2010)，且幼儿教师的工作具有工作负荷过载、高情感投入、技能多样性、安全责任重、收入与发展不满意、缺乏领导和家长支持等六个特征(毕帼英，张姝玥，许燕，2008)，因此，幼儿教师这一群体被视为教师群体中的弱势群体。上述结论提示我们，我国幼教行业现行的薪资制度已受到挑战。这种局面若不能及时改变。就会损害幼儿教师的工作热情和积极性.更无法吸引到或留住优秀的幼教人才。未来园方如何提供较佳的条件才会吸引到所需的人才？薪资制度应如何设定才能与幼儿园的环境与目标相适应，才能达到劳资双方皆满意的目的？这些问题正是当前幼儿教育管理者需深思熟虑的。
4.2薪酬制度知觉对工作绩效与任教意愿的影响
研究发现，薪酬制度知觉及其诸因子与任教意愿之间均呈显著正相关，这意味着幼儿教师对薪酬制度的认知评价越积极，其任教意愿越高。回归分析后发现。竞争性知觉、回馈性知觉因子对幼儿教师的任教意愿有显著的正向预测作用。换言之，当幼儿教师所在幼儿园的薪酬待遇高于其他幼儿园.或幼儿教师在薪酬待遇上与管理者有较好的沟通及同馈管道，感到薪资制度公平时，幼儿教师的任教意愿水平就越高。上述研究结果已得到部分相关实证研究直接或间接的支持。譬如，Falch(2011)在针对挪威中小学教师的研究中发现，若给高学历教师的工资提高10%，结果工资溢价教师的流动率减少了6-7个百分点，教师招募率提高4-7个百分点。国内研究者杜屏、朱菲菲、杜育红(2013)的研究也发现，“如果幼儿教师感知到的税前月工资水平高于其它幼儿园教师的税前月工资水平，那么幼儿教师更换幼儿园的发生比就越低：同时，幼儿教师薪酬满意度越高，其流动发生的可能性也就越低”。另外，孟凡蓉和吴建南(2014)在针对义务教育教师的研究中也发现，“绩效工资的程序公平对教师的工作投入和公共服务动机均有显著正向影响，在绩效工资政策实施中，政策实施的程序越公平，教师会认为自己越受到重视。进而产生更强的公共服务动机；同样，当政策产生的绩效工资分配结果越公平时，教师认为自己的工作能够得到认可并得到合理的补偿，会更加热爱自己的职业，产生更强的责任心，从而努力投身于公共教育服务事业，产生更强的公共服务动机”。 (赵小云 郭成 薛桂英)
采用马云献(2005)编制的工作绩效量表。量表由工作奉献、任务绩效和关系绩效3个维度，14个题项构成，采用高、中、低三个等级6级计分，分数越高，绩效越高。本研究中，量表各维度的内部一致性系数α介于0.85-0.92之间.整个量表的内部一致性系数仅为0.94。
2.3数据的处理
采用SPSS16.0和AMOS 7.0对数据进行统计分析。
3结果与分析
3.1共同方法偏差检验
受客观条件限制，本研究仅采用被试自我报告来收集数据资料，变量间的关系可能会受到共同方法偏差的影响。为消除此影响，在数据收集过程中向被试强调匿名性、保密性以及数据仅限于学术研究等说明进行了程序控制；在数据回收后，采用Harman单因子检验对共同方法偏差是否严重进行了统计检验，结果表明，经未旋转的主成分因素分析后，有5个因子的特征根值大于1，最大因子的解释变异量为29.69%，远低于40%的临界值。可见。本研究的共同方法偏差问题并不严重。
3.2各变量的描述统计与相关分析
描述统计发现(见表1)，幼儿教师薪酬制度知觉的均分低于中等临界值3分，工作绩效的均分处于较高等级.任教意愿的均分明显高于中等临界值3分。表明所调查的幼儿教师有着较高的任教意愿，自认为自己的工作绩效较好，但对自己任教单位薪酬制度的评价较低。从诸变量间的相关上看，薪酬制度知觉及其诸因子与工作绩效(除竞争性知觉因子外)、任教意愿之间均存在显著正相关(p<0.01)。
3.3薪酬制度知觉对任教意愿与工作绩效的回归分析
以薪酬制度知觉的三个维度为自变量.任教意愿与工作绩效为因变量，用逐步回归的方法建立同归模型。由表2可知，竞争性知觉、回馈性知觉因子对任教意愿有显著的正向预测作用；仅有回馈性
3.4任教意愿在薪酬制度知觉与工作绩效间的中介作用分析
相关分析中显示。薪酬制度知觉与工作绩效(r=0.16)和任教意愿(r=0.41)间存在显著的正相关，且任教意愿与工作绩效间存在显著正相关(r=0.25)。那么这三个变量之间到底有何关系呢？根据Baron和Kenny(1986)依次检验法的定义：当预测变量显著影响因变量。且预测变量显著影响第三变量而第三变量显著影响因变量时，应该考虑中介效应的检验。本研究假定薪酬制度知觉为预测变量，工作绩效为因变量，任教意愿为影响预测变量和因变量关系的中介变量。利用AMOS 7.0软件来分析任教意愿的中介效应。具体结果如下：
首先，以薪酬制度知觉为自变量，工作绩效为因变量，考察自变量对因变量的影响。结果发现。薪酬制度知觉对工作绩效的直接作用路径系数显著(β=0.18，p<0.01)，结构方程模型的各项拟合指标良好(x2(8)=17.058，x2df=2.132，RMSEA=0.07；GFI=0.98，CFI=0.99，NFI=0.98，IFI=0.99，TLI=0.98)。然后，在薪酬制度知觉与工作绩效之间加入任教意愿中介变量后(见图1)，模型的各项拟合指标良好(x2(12)=27.487，x2/df=2.291，RMSEA=0.07；GFI=0.97，CFI=0.98，NFI=0.97，IFI=0.98，TLI=0.97)。薪酬制度知觉与任教意愿(β=0.43，p<0.001)，任教意愿与工作绩效(β=0.21，p<0.01)之间的路径系数均显著，但加入中介变量后，薪酬制度知觉与工作绩效之间的路径系数由原来的0.18变为0.09(p>0.05)，路径系数下降明显。最后，将薪酬制度知觉与工作绩效的路径系数约定为0，约束模型中的x2(13)=28.750，无约束模型中x2(12)=27.487，Δx2(1)=28.750-27.487=1.263(p>0.05)，两模型差异不显著，表明任教意愿在薪酬制度知觉与_T作绩效之间具有完全中介效应。
4讨论
4.1幼儿教师的薪酬制度知觉、工作绩效与任教意愿的现状分析
研究发现，所调查的幼儿教师的任教意愿较高，这一结果与近年来诸多探讨幼儿教师职业认同的结果较一致(高晓敏，刘岗，2011；翟燕，2013)。此外，在工作绩效上，幼儿教师的自评得分较高，显示出幼儿教师对自己工作业绩的肯定。上述结论在一定程度上表明近年来政府对学前教育的重视使得幼儿教师对学前教育的发展充满了憧憬和信心，所实施的幼儿国培计划对幼儿师资队伍的建设也有着积极的效果。不过需要注意的是，研究发现，幼儿教师对所在单位薪酬制度的认知评价并不是很高，她们自感单位的薪酬对外竞争力不强，对内激励性与公平性不足。这一点与当前我国幼儿教师的现实待遇是一致的。有研究者的调查就曾发现，相较于其他教师群体，幼儿教师的社会地位在整个社会职业结构体系中处于偏低的位置(张晓辉，2010)，且幼儿教师的工作具有工作负荷过载、高情感投入、技能多样性、安全责任重、收入与发展不满意、缺乏领导和家长支持等六个特征(毕帼英，张姝玥，许燕，2008)，因此，幼儿教师这一群体被视为教师群体中的弱势群体。上述结论提示我们，我国幼教行业现行的薪资制度已受到挑战。这种局面若不能及时改变。就会损害幼儿教师的工作热情和积极性.更无法吸引到或留住优秀的幼教人才。未来园方如何提供较佳的条件才会吸引到所需的人才？薪资制度应如何设定才能与幼儿园的环境与目标相适应，才能达到劳资双方皆满意的目的？这些问题正是当前幼儿教育管理者需深思熟虑的。
4.2薪酬制度知觉对工作绩效与任教意愿的影响
研究发现，薪酬制度知觉及其诸因子与任教意愿之间均呈显著正相关，这意味着幼儿教师对薪酬制度的认知评价越积极，其任教意愿越高。回归分析后发现。竞争性知觉、回馈性知觉因子对幼儿教师的任教意愿有显著的正向预测作用。换言之，当幼儿教师所在幼儿园的薪酬待遇高于其他幼儿园.或幼儿教师在薪酬待遇上与管理者有较好的沟通及同馈管道，感到薪资制度公平时，幼儿教师的任教意愿水平就越高。上述研究结果已得到部分相关实证研究直接或间接的支持。譬如，Falch(2011)在针对挪威中小学教师的研究中发现，若给高学历教师的工资提高10%，结果工资溢价教师的流动率减少了6-7个百分点，教师招募率提高4-7个百分点。国内研究者杜屏、朱菲菲、杜育红(2013)的研究也发现，“如果幼儿教师感知到的税前月工资水平高于其它幼儿园教师的税前月工资水平，那么幼儿教师更换幼儿园的发生比就越低：同时，幼儿教师薪酬满意度越高，其流动发生的可能性也就越低”。另外，孟凡蓉和吴建南(2014)在针对义务教育教师的研究中也发现，“绩效工资的程序公平对教师的工作投入和公共服务动机均有显著正向影响，在绩效工资政策实施中，政策实施的程序越公平，教师会认为自己越受到重视。进而产生更强的公共服务动机；同样，当政策产生的绩效工资分配结果越公平时，教师认为自己的工作能够得到认可并得到合理的补偿，会更加热爱自己的职业，产生更强的责任心，从而努力投身于公共教育服务事业，产生更强的公共服务动机”。 (赵小云 郭成 薛桂英)