學校組織與教職人員心理契約量表的建構
摘 要
近年來，心理契約的研究為美英兩國組織行為與人力資源管理的熱門 領域。本研究之目的在編製一份可以檢測學校領導人與教職人員心理契約是 否一致之量表，作為評估學校領導人與教職人員隱藏在心理層面相互義務之 責任歸屬，協助組織與人員動態管理自我與對方心理契約，以促使雙方關係 和諧，進而提昇工作績效與教學效能。研究結果顯示，學校組織與教職人員 心理契約由兩個架構構成，一為組織心理契約，一為人員心理契約。組織心 理契約由：體恤教職部屬、形塑組織願景、提供環境支援、建立人情關懷四 個層面構成；人員心理契約由維護教育專業、促進組織興革、認同組織發展 三個層面構成。本研究並從組織與員工兩端和組織心理契約與人員心理契約 二維架構，發展出一組2*2的教職人員心理契約關係，提出我國教職人員心 理契約的四組模型：組織組之組織心理契約、人員組之組織心理契約、組織 組之人員心理契約、人員組之人員心理契約。驗證性因素分析結果，發現這 四組模式之適配度良好。
關鍵詞：國民中學、組織心理契約量表、教職人員心理契約量表 林邦傑 Pang-Chieh Lin
銘傳大㈻教育心理與諮商㈻系教授
Professor, Department of Educational Psychology and Counseling, Ming-Chuan University
陳美娟 Mei-Chuan Chen
台㆗縣大㆙國㆗教師
Teacher, Ta-Chia Junior High School , Taichung County
Constructing the Psychological Contract
Scales in Junior High Schools
Abstract
The psychological contract has become an important area in organizational behavior and personnel management in the last decade. The purpose of this study was to construct the psychological contract scales of organization and of teaching staff in junior high schools. The items were collected through literature review and open questionnaires. The subjects were 150 principals, high-ranking administrators, and teaching staffs in the pilot study; and 620 principals, high-ranking administrators, and teaching staffs in the main study. An exploratory factor analysis yielded four factors for the Psychological Contract Scale of Organization and three factors for the Psychological Contract Scale of Teaching Staff. Models based on the factor structures of both scales in the exploratory factor analysis had high goodness of fit in a confirmatory factor analysis. The results showed that the reliabilities of these scales were also satisfactory.
Keywords: Junior High School, Psychological Contract Scale of Organization, Psychological Contract Scale of Teaching Staff
學校組織與教職人員心理契約量表的建構
教師管理是學校行政重要的一環。管理的主要任務，是建立順利運轉 的組織，使人們在組織內彼此重視對方，進而達成對任務績效的承諾與 貢獻。代表組織一方的學校領導者與教職人員之間的關係，除了法律訂定 的契約之外，影響雙方行為與態度表現的，還有存在於雙方之間的心理 契約。領導者如何運用心理契約產生的動力，留住優秀教育人才、提昇人 員與組織間彼此信任，在學校面對少子化現象、教育財政資源短少、家長參 與校務與辦學績效提昇等衝擊之下，是不容忽視的問題。
心理契約的研究興起於英美地區，研究頗具成果，惟國內的研究尚在 起步階段，且研究多於企業界進行，未見於教育領域。因此，探討學校教職 人員心理契約的內容與架構，對於教育現場的教職人員在相互責任、義務的 觀念與工作價值意識上就顯得極其重要，對心理契約理論的建構更有實質上 的意義。
壹、緒論
一、心理契約的概念
一般認為「心理契約」（psychological contract）源於Argyris（1960）《理解 組織行為》一書中提及的心理工作契約(Psychological Work Contract)。心理 工作契約是在雇主和雇員之間達成一種未成文的默契，並互相尊敬協議所達 成的規範（Meckler、Drake & Levinson ,2003； Thomas, Au & Ravlin,2003）。
Levinson, Price, Munden, Mandle & Solley（1962）則從個案研究結果，提出 組織與員工之間隱含的未公開說明的相互期望的概念，可稱之為心理契約。
從1980年代開始心理契約出現零星的探討，Schein（1980）將心理契約定義 為︰個人所將奉獻與組織所希望獲取之間，以及組織回饋員工個人期望的一 種配合（ McDonald ＆ Makin, 2002）。由此定義可看出，組織的代理人（管 理者）和員工之間形成互相關聯的系統，組織清楚員工對組織是有期望的並
且願意回饋滿足其期望，員工願意為組織貢獻努力，因為他們相信組織能實 現他們的期望。這樣的方向，明確奠定的心理契約的內容和研究基礎。1989 年，美國學者Rousseau開啟了一連串對於心理契約的研究（Dainty, Raiden &
Neale, 2004；Robinson, 1996； Sutton & Grillin, 2004）。他的研究與早期研 究最大的不同點，是從個人的認知來探討心理契約，且認為心理契約是互為 義務的（obligations）而非期望（expectations）的，因為期望是内隱的，而 義務是外顯的。此一定義明確且易於操作，廣為研究者採用，因此也開啟了 1994年以後大量心理契約的實證研究。研究範圍包括：心理契約的內容與架 構、心理契約的動態發展過程、心理契約的發展模型、心理契約的違背、心 理契約與領導理論、工作滿意、組織承諾、組織文化、公民行為、社會訊息 獲取、跨國際研究等，研究數量非常豐富，也奠定心理契約理論在組織行為 學與人力資源管理學說上之一席地位。
目前心理契約的研究可分為二大派別。一派認為“組織”是抽象、不可能 感知，因此無法和其成員形成心理契約（魏峰、張文賢，2004），所以心理 契約的研究就是“要讓雇員說話”，此派以Rousseau（1989）為代表。叧一派 認為心理契約是由組織和雇員兩方面對於雙方關係中責任和義務的知覺與理 解，而“組織”可透過“代理人”來傳達組織目標、行使組織責任與義務，展現 自由意志，是具有知覺的，可以代表心理契約相對於員工的另一方。此派學 者有 Herriot 與 Pemberton（1995）、Argyris（1960）等。本研究採取第二派 學者的看法，認為心理契約是指組織與員工在動態關聯下，一組構成主觀認 定的責任與義務關係，表現於契約的正向與負向情感都與組織以及人員的行 為與態度有關。
二、 心理契約的測量
Herriot, Manning 與 Kidd（1997）編製的心理契約量表採用關鍵技術與 分層比例抽樣方式，共記錄了1026個事件，在分析與簡化後，有關組織責任 的部分有12類，有關員工責任的部分有7類。大陸學者陳加洲、凌文輇、方 俐洛（2004）編製的心理契約量表項目，利用主成分分析法，取得特徵值大
於1的因素，並且對因素進行最大方差旋轉，所得的員工心理契約的因素結 構。在組織責任的部分，有12類，其中現實責任有6類，發展責任有6類；在 員工責任的部分有12類，其中現實責任有6類，發展責任有6類。這二篇研究 主要差異在於Herriot等人的研究同時包括組織心理契約與員工心理契約的測 量，所採用的是西方樣本；陳加州等人的研究則只測量員工的心理契約，樣 本為中國企業的員工。
三、學校組織與教職人員心理契約研究的目的
國內外的研究均顯示，組織忽略員工的心理契約，會造成員工減少對 組織的貢獻與對組織的信賴（林士峰，2002；Robinson ＆ Rousseau, 1994），以 及出現工作不滿足、離職意願和怠忽職守的行為（陳銘薰、方妙玲，2004；
Bunderson,2001; Johnson & O'leary-Kelly, 2003; Lemire & Rouillard, 2005），
對組織的傷害極大，身為領導者不可不慎。
面對現今變動的工作環境，學校組織與企業組織的在型態、目標、管 理、文化和人員的特性上並不相同，但是教職人員的工作性質令組織領導者 必須比企業領導者更加重視心理契約的重要性。茲以國中為例，說明如下：
1.學校的組織型態呈鬆散結合，形成行政與教學雙重系統，行政系統較容易 管理，教師系統則因自由度與彈性大，不易凝聚向心力，因此，以心理契約 聯繫雙方關係更形重要。2.教師的教學具有自主性，教師以本身的學識與道 德透過語言行為等方式影響學生，其過程不受組織監督，而是透過個人對教 師工作的認知與價值來權衡的教學的質與量，這是組織無法介入控制的。3.
教師的教學具有專業性，其他領域教師無法替代，所以每位教師都是學校重 要的資產，優秀教師的離職行為對學校會帶來很大的損失。4.教師具有知識 創造力與團隊性，在九年一貫的教學要求下，教師經常以任務編組，完成組 織所託付的任務，教師若願意分享、付出、承擔責任，才能有更多的創發，
這是組織無法以法律來要求的。5.教師的工作時間無法嚴格規範、具有連續 性，例如：教學作業批閱、教材教法準備、學生問題處理等有時無法於上班 時間完成，必須利用下課時間完成，這是組織在實施績效考核所看不到的。
6.教師的工作成就屬於精神層次。例如：學生的偏差行為改變不是立即見效 的，通常需要長時間關懷與協助，但一旦有成果，教師也會有所成就。這是 組織管理無法提供的激勵。7.教師對知識的獲取具有迫切性，知識的半衰期 愈來愈短，學生學習來源不一定在教室，但教師必須保證自己的教學是正確 的且全力以赴的，因此教師對教學技術有助益的培訓、研習具有強烈的需求 性，這種期望組織應該理解。8.教師的薪資並非由學校當局發放，而是由主 管教育機關處理。因此，組織無法以物質性的激勵來滿足教師，這也是本研 究認為學校組織必須以心理契約來實施教職人員管理的最重要因素。基於上 述原因，傳統的經濟型契約並無法適用於學校組織環境，而以心理契約管理 彼此關係，使雙方願意投入真誠、公平、公正、一致的義務的承諾，達到雙 方互惠互利，提昇行政績效與教學效能，受惠的不僅是雙方還有學生與家長。
本研究從組織與員工雙向角度，採用Herriot 和Pemberten（1995）的建 議，認為組織是相對於員工的一方，而代表組織的為校長與可以進入決策中 心的各處室主任，教職人員則涵蓋組長（副組長）、導師、專任教師及 職員。本研究之目的有：1.採實證研究方法對學校組織與教職人員心理契約 的結構及內容進行探析與驗證，2.發展學校組織心理契約量表，3.發展教職 人員心理契約量表。
貳、方法與步驟
一、受試者
本研究的樣本有三類。開放性問卷的樣本採立意抽樣方式，抽取代表 組織的校長、主任25名，教職人員代表25名。預試問卷的樣本則將全國25個 縣市708所公立國中分為北、中、南、東及離島四區，進行分層比例抽 樣，抽取10所學校，按學校規模大小，每校組織組發放3-5名，人員組發 放5-9名，共122名教職人員，回收有效問卷105份，組織者有30名，教職人 員者有75名，預試有效率86.6%。
正式問卷的樣本將全國708所公立國民中學分成北、中、南、東及離島
四區域進行分層比例抽樣，共抽出90所學校。為使組織組與人員組的比例為 一比一，成對偶型態，按教育部資料與學校規模與抽樣人數比例，班級數在 24班以下，抽取組織組4名，人員組4名；班級數在25-48班者，抽取組織組5 名，人員組5名；學校規模在49班以上者，抽取組織組6名，人員組6名，共 抽取820名教職人員。回收有效問卷617份，回收率75.24%。其中，職務部 分：校長有4.2%，主任有34.4%，組長有28%，導師有14.3%，專任教師有 10.5%，職員有8.6%。本校年資部分：1年以下有10%，1-3年有18.6%，3-6 年有23.7%，6-15年有28.7%，15-25年有12.3%，25以上有6.6%。他校
（單位）服務年資部分：1年以下有4.7%，1-3年有9.6%，3-6年有14.1%，
6-15年有26.3%，15-25年有10.2%，25以上有3.4%，無他校（單位）年資者 有31.8%。性別部分：男性有45.9%，女性有54.1%。教育程度部分：大學以 下（含專科）有53.3%，研究所以上（含四十學分班、博士班）有46.7%。
現任學校所在地部分：北部有28.4%，中部有32.6%，南部有26.1%，東部及 離島地區有13.0%。學校規模部分：24班以下有11.7%，25-48班有50.9%，49 班以上有37.4%。
二、問卷設計
（一）開放性問卷
美英學者雖然已開發數種心理契約量表，但因教職人員與企業領域組 織型態不同、中西文化背景殊異，所以，研究基於國外問卷的基礎上，透過 開放性問卷蒐集台灣學校教職員工之心理契約內容。
開放性問卷共有下列兩題：1.“在學校機構中，您認為組織應該承擔什 麼責任與義務？ ”2.“在學校機構中，您認為教職人員應該承擔什麼責任與義 務？”透過學校組織代表25名、教職人員代表25名進行自由填答後，獲得組 織認為自己應該承擔的責任與義務有99項，教職人員認為組織應該承擔的責 任與義務有93項，組織認為教職人員應該承擔的責任與義務有92項，教職人 員認為自己應該承擔的責任與義務有86項，共有370項心理契約內容。
將問卷所得內容與文獻做綜合歸納、整理與合併，共歸併成兩類，一
類為組織心理契約50項，一類為人員心理契約42項，即形成兩個分量表共92 題。
（二）預試問卷
預試問卷共分四部份。第一部份為指導語，第二部份為基本資料，第 三部份為組織心理契約，有50題，第四部份為人員心理契約有42題。每一心 理契約題幹後面，均有Likert五點量表，表示五個不同程度的責任感受。1表 示“完全沒有責任”，2表示“有一些責任”，3表示“有中度責任”，4表示“有很 大責任”，5表示“有完全責任”，並分別計1 分、2 分、3 分、4 分、5 分 計分。得分愈高，表示受試者對該項心理契約的感受愈強烈。
（三）專家評定與修改預試問卷
邀請大學教授、學校組織代表與學校教職人員代表共九名對預試問卷 的內容及語詞加以修正。
（四）資料分析
本研究資料分析的方法在開放性問卷部份是以項目出現的次數，了解 常見的心理契約內容。在預試問卷部份是以探索性因素分析及題目鑑別度分 析，了解心理契約的結構及各題目的功能，以Cronbach的Alpha係數，了解 各分量表的信度。在正式問卷則以結構方程模式（structural equation modeling），
進行驗証性因素分析，對心理契約的結構在不同樣本做複核驗証（cross valdation）。
參、研究結果
一、探索性因素分析
本研究以KMO值的大小判斷因素分析的適切性，以主成分分析法抽取 共同因素，保留特徵值大於1的共同因素。再以Promax進行斜交轉軸，並以 因素負荷量絕對值.5為臨界值，依下列原則刪除題項：1.因素負荷量低於臨 界值的題目；2.結構複雜的題目（即同時在幾個共同因素均有高負荷量的題 目）；3.因素負荷量高於臨界值的題目在兩題以下的因素，該因素題目全部
刪除；4.信度過低的因素。因素命名的原則除了參酌Herriot et al.（1997）和 陳加洲等（2004）編製的心理契約量表外，亦參考心理契約、教育行政、領 導管理、組織行為等相關文獻，命名的原則有三：1.以因素負荷量高的題目 優先考量；2.所決定的名稱至少能涵蓋該因素三分之二題目的解釋力；3.不 同因素的命名應具互斥性、層面不重疊。組織心理契約量和人員心理契約量 表探索性因素分析的結果如表1。
表1 國民中學組織與教職人員心理契約之因素結構
組織心理契約 人員心理契約
題 目
體恤 教職 部屬
型塑 組織 願景
提供 環境 支援
建立 人情 關懷
題 目
維護 教育 專業
促進 組織 興革
認同 組織 發展
A1-1良好溝通 .864 B1-1活力熱誠 .784
A1-2傾聽基層 .862 B1-2恪守承諾 .805
A1-3成員尊重 .860 B1-3盡職負責 .798
A1-4公平對待 .842 B1-4教學準備 .884
A1-5合理獎懲 .650 B1-5良好溝通 .801
A1-6完善福利 .754 B1-6人際關係 .758
A1-7適時獎勵 .662 B1-7經驗分享 .778
A2-1價值確立 .817 B1-8提昇技術 .851
A2-2校務前瞻 .816 B1-9輔導管教 .791
A2-3願景塑造 .768 B1-10言行表率 .863
A2-4形象建立 .867 B1-11親師溝通 .881
A2-5願景參與 .807 B1-12弱勢關懷 .852
A3-1安全維護 .741 B1-13法規瞭解 .839
A3-2安寧維護 .789 B1-14專業倫理 .835
A3-3完備環境 .884 B2-1願景協助 .750
A3-4充足設備 .848 B2-2任務配合 .793
A3-5優質環境 .820 B2-3積極參與 .765
A4-1家庭關懷 .708 B2-4績效分擔 .821
A4-2生涯規劃 .831 B2-5提供建議 .800
A4-3經濟支助 .795 B2-6同舟共濟 .859
B2-7共塑文化 .831
B3-1不計代價 .725
B3-2長期工作 .857
B3-3職務投入 .836
轉軸後變異
數解釋量％ 6.84 5.94 6.34 4.56 轉軸後變異
數解釋量％ 11.69 8.93 2.57 累積結構
變異量％ 69.707 累積結構
變異量％ 67.776
（一）組織心理契約分量表
第一分量表「組織心理契約」有題目50題，第一次因素分析結果抽出 九個共同因素，經過五次不斷探索的因素分析，最後獲得20個特徵穩定的題 項、四個潛在共同因素，KMO取樣適切性量數為.863，轉軸平方和負荷量 分別為6.873%、5.963%、6.343%、4.561%，累積平方和負荷量為69.707％。
組 織 心 理 契 約 第 一 因 素 由 良 好 溝 通 、 傾 聽 基 層 、 成 員 尊 重 、 公 平 對 待 、 合理獎懲、完善福利、適時獎勵等七個項目構成，因素負荷量分 別為.864、.862、.860、.842、.650、.754、.662。這些項目與著名的領導 行為描述問卷（the Leader Behavior Description Questionnaire）的體恤（
consideration）因素類似（Yukl,1998）。 組織心理契約第一個因素顯示領導 者應禮賢下士，重視部屬的意見，使部屬感到公平與受尊重，並能適時 獎勵，使部屬有自我成長的目標等內容，均與體恤構面相關，故命名為「
體恤教職部屬」。
第二因素由願景塑造、願景參與、形象建立、價值確立、校務前瞻等 五個項目構成，因素負荷量分別為.768、.807、.867、.817、.816。本因素與 Perter Seng（1990）認為組織的共同願景為組織的價值核心，能夠激發組織 內部強大的能量，以激勵成員樂於追求共同使命相關，故命名為「形塑組織
表1 國民中學組織與教職人員心理契約之因素結構（續）
願景」。
第三因素由安全環境、安寧環境、完備環境、充足設備、優質環境五 個項目構成，因素負荷量分別為.741、.789、.884、.848、.820。因為心理契 約發生在職場當中，員工對和本身利益相關的工作本身和工作環境一向非常 重視，本因素是心理契約固有架構之一（Kickul ＆ Lester, 2001），故命名 為「提供環境支援」。
第四因素由家庭關懷、生涯規劃、經濟支助等三個項目構成，因素負 荷量分別為.708、.831、.795。Sels, Janssens與 Brande（2004）對心理契約 的研究發現六個維度的架構：實質性、範圍、穩定性、時間幅度、交換對稱 性、訂約水準。其中範圍指從僱傭關係中，工作與家庭生活的邊界是否具有 滲透性，如果工作與個人生活界定清楚，組織僅關心員工個人工作目的達成 與否，被視為狹窄的心理契約；組織除關心員工個人工作，同時關心員工的 其他需求及家庭生活情形，則被視為寬闊的心理契約。另外，中國人注重人 情，人際交往屬於人情法則，個人如果受別人的恩惠、欠他人人情，一般也 會有知恩圖報、以德報德的心理與行為（談炳和、何俐，1999）。所以領導 人重視員工的人情投資，把員工當作自己人，彼此關照，往往可以換來員工 對組織提供的忠誠和服從等超過經濟效益的回報。本因素與工作與家庭分際 的滲透性以及人情觀念有關，故命名為「建立人情關懷」。
（二）人員心理契約分量表
第二分量表「人員心理契約」有題目42題，第一次因素分析結果抽出 六個共同因素。經過三次探索性因素分析，最後獲得24個特徵穩定的題項、
三個潛在共同因素，KMO取樣適切性量數為.915，轉軸平方和負荷量分別 為11.691%、8.927%、2.568%，累積平方和負荷量為67.776％。
人員心理契約第一因素由活力熱誠、恪守承諾、盡職負責、良好溝 通、人際關係、經驗分享、教學準備、提昇技術、輔導管教、言行表率、
親師溝通、弱勢關懷、法規瞭解、專業倫理等十四個項目構成，因素負荷 量分別為.784、.805、.798、.801、.758、.778、.884、.851、.791、.863、.881、
.852、.839、.835，。本因素與教師職業的特殊性有關，教師的工作是協助”
人”的成長，應能促使學生學習負責、與學生共同學習，並能善於自省與具 有組織管理能力。簡茂發（1997）認為，要成為一位高品質的教師必須：具 備知識內涵、在教學上重視教學技巧與教學經驗並能熟悉教學內容以提昇學 習成就。本因素多與教師專業態度、專業能力和專業技術相關，惟本研究的 範圍為學校內所有教職同仁，含有非教職的公務人員與幹事，故命名為「維 護教育專業」。
第二因素由願景協助、任務配合、積極參與、績效分擔、提供建議、
同舟共濟、共塑文化等七個項目構成，因素負荷量分別為.750、.793、.765、
.821、.800、.859、.831。本因素顯現組織內部人員基於專業知識與環境需 求，願意改善當前組織的弊病，主動自我更新，提出促進組織發展的建 言，故命名為「促進組織興革」。
第三因素由不計代價、長期工作、職務投入等三個項目構成，因素負 荷量分別為.725、.857、.836。Miller, Allen, Casey 與 Johnson（2000）認為員 工在情感上依附將自己視為是組織的一份子，進而認同組織的使命、價值觀 及目標，並將組織的利益納入各項管理決策之中，就稱為「組織認同」（引 自溫金豐，2005）。對組織有高度認同的員工，即使在沒有監督的情況下，
也能做出最符合組織利益的決定，完成組織的期望。本因素可以被視為教職 人員因為認同組織，而願意長期為學校服務，對個人職務長期投入，並能不 計報酬完成職責內的工作任務，故命名為「認同組織發展」（各題操作性定 義請參考附錄一）。
探索性因素分析結果，國民中學教職人員心理契約量表共有七個穩定 的因素，組織心理契約由體恤教職部屬、形塑組織願景、提供環境支援、建 立人情關懷四個層面構成，人員心理契約由維護教育專業、促進組織興革、
認同組織發展等三個層面構成，然而量表是否穩定、可靠、有效，則必須有 其他樣本支持，因此續抽取820位教職人員受試者進行驗證性因素分析。
二、題目鑑別度分析
一個好的題目應具有良好的鑑別力。當題目和量表總分均為等距變項
時，校正後題目和總分之相關（corrected item-total correlation）是良好的鑑 別度指標（Murphy & Davidshofer, 2001）。校正後題目與總分之相關係指某 一題目與該題所屬量表其他題目總分之相關。相關係數愈大，表示該題愈能 測量到量表所要測量的屬性或構念。校正後題目與總分的相關如為負值或呈 低的正相關，這些題目通常會被優先淘汰。
由表2可知，本研究組織心理契約四個因素中，體恤教職部屬因素七個 題目之校正後題目與總分之相關在.657至.773之間。型塑組織願景因素五個 題目之校正後題目與總分之相關在.676至.781之間。提供環境支援因素五個 題目之校正後題目與總分之相關在.671至.766之間。建立人情關懷因素三個 題目之校正後題目與總分之相關在.560至.686之間。
表2 國民中學組織與教職人員心理契約量表之題目鑑別度分析與信度分析
組織心理契約 人員心理契約
因素與題目
校正後題目 與分量表總 分之相關
分量表之
ALPHA係數 因素與題目
校正後題目 與分量表總 分之相關
分量表之 ALPHA係數
因素一：
體恤教職部屬 .905 因素一：
維護教育專業 .963
A1-1良好溝通 .771 B1-1活力熱誠 .755
A1-2傾聽基層 .773 B1-2恪守承諾 .770
A1-3成員尊重 .731 B1-3盡職負責 .766
A1-4公平對待 .702 B1-4教學準備 .861
A1-5合理獎懲 .660 B1-5良好溝通 .769
A1-6完善福利 .762 B1-6人際關係 .719
A1-7適時獎勵 .657 B1-7經驗分享 .742
因素二：
型塑組織願景 .884 B1-8提昇技術 .819
A2-1價值確立 .730 B1-9輔導管教 .756
A2-2校務前瞻 .704 B1-10言行表率 .837
A2-3願景塑造 .676 B1-11親師溝通 .855
A2-4形象建立 .781 B1-12弱勢關懷 .825
A2-5願景參與 .714 B1-13法規瞭解 .811
因素三：
提供環境支援 .880 B1-14專業倫理 .960
A3-1安全維護 .671 因素二：
促進組織興革 .909
A3-2安寧維護 .681 B2-1願景協助 .658
A3-3完備環境 .766 B2-2任務配合 .726
A3-4充足設備 .740 B2-3積極參與 .900
A3-5優質環境 .702 B2-4績效分擔 .729
因素四：
建立人情關懷 .794 B2-5提供建議 .730
A4-1家庭關懷 .560 B2-6同舟共濟 .794
A4-2生涯規劃 .686 B2-7共塑文化 .766
A4-3經濟支助 .675 因素三：
認同組織發展 .741
B3-1不計代價 .524 B3-2長期工作 .602 B3-3職務投入 .599
人員心理契約三個因素中，維護教育專業因素14個題目之校正後題目 與總分之相關在.719至.861之間。促進組織興革因素七個題目之校正後題目 與總分之相關在.658至.900之間。認同組織發展因素三個題目之校正後題目 與總分之相關在.524至.602之間。
由此可見，本研究心理契約92個題目的題目與校正後總分之相闗均不 錯，顯示各題目之鑑別力頗佳。
表2 國民中學組織與教職人員心理契約量表之題目鑑別度分析與信度分析（續）
三、量表的信度
由表2可知，台灣地區學校教職人員心理契約七個因素之信度甚佳。組 織心理契約各因素之內部一致性Cronbach Alpha係數，以體恤教職部屬最高
（α=.905），其次分別為型塑組織願景（α=..884）、提供環境支援（α=.880）、
建立人情關懷（α=..794）。人員心理契約之內部一致性Cronbach Alpha係 數，以維護教育專業（α=.963），其次分別為促進組織興革（α=..909）、認 同組織發展（α=.741）。
建立人情關懷和認同組織發展之內部一致性信度不如其他因素，主要 是題數較少所致。
四、驗證性因素分析
由於本研究之樣本大，且變項之原始資料未呈常態分配，故使用結構 方程模式（structural equation modeling，簡稱SEM）驗證教職人員心理契約 架構時，係以LISREL8.5版之對角線加權最小平方法（diagonally weighted least squares, 簡稱DWLS）進行參數估計。本研究以預試樣本探索性分析所 得的組織心理契約與人員心理契約之因素結構結果為理論模式，並以正式樣 本進行下列四次驗證性分析：組織組之組織心理契約的驗證性分析、人員組 之組織心理契約的驗證性分析、組織組之人員心理契約的驗證性分析、人員 組之人員心理契約的驗證性分析。
（一）組織心理契約之驗證性因素分析
正式量表施測，組織組之樣本有校長26人、主任212人，共238人，
人員組之樣本有組長（副組長）173人、導師88人，專任教師65人，職員53 人，共379人。
1.理論模式建立
根據組織心理契約探索性因素分析結果，提出組織心理契約的理論架 構模型（如圖1）。第一潛在變項「體恤教職部屬」共有七個測量變項，
分別為：A1-1良好溝通、A1-2傾聽基層、A1-3成員尊重、A1-4公平對待、
A1-5合理獎懲、A1-6完善福利、A1-7適時獎勵。第二潛在變項「形塑組織
願景」共有五個測量變項，分別為：A2-1價值確立、A2-2校務前瞻、A2-3 願景塑造、A2-4形象建立、A2-5願景參與。第三潛在變項「提供環境支援」共 有五個測量變項，分別為：A3-1安全維護、A3-2安寧維護、A3-3完備環境、
A3-4充足設備、A3-5優質環境。第四潛在變項「建立人情關懷」共有三個 測量變項，分別為：A4-1家庭關懷、A4-2生涯規劃、A4-3經濟支助。
2.模式基本適配度
余民寧（2006）認為模式基本適配度指標有以下幾個標準： 1、參數估 計值不可大於1。2、完全標準化估計值（即變項的迴歸係數）不可低於.5或 高於.95。3、估計標準誤的數值愈小愈好，但不可過大或接近0。4、t值的絕 對值應大於2。5、誤差變異數必須達到.05顯著水準。對組織組之組織心理 契約參數估計所得結果初步檢定後各測量指標的標準估計值皆至少大於.46
A1-4 ����
A1-3 ����
A1-2 ����
A1-5 ����
A1-6 ����
A1-7 ����
A2-1 ����
A2-2 ����
A2-3 ����
A2-4 ����
A2-5 ����
A3-1 ����
A3-2 ����
A3-3 ����
A3-4 ����
A3-5 ����
A4-2 ����
A4-3 ����
����
������
����
������
����
������
����
������
A1-1 ����
A4-1 ����
圖1 組織心理契約驗證性因素分析理論模式圖
以上，因素相關在.39以上；完全標準化估計值（即變項的迴歸係數）均大 於.69，未低於.50；誤差標準誤小且均為正值，並達到顯著水準；t值皆大 於2。各測量指標均顯示本模式基本適配度佳。此外，在結構模式關聯部 分，符合本研究理論架構。詳細參數估計結果請參照表3。
表3 組織組之組織心理契約參數估計結果
參 數 估計值
完全標 準化估 計值
估計標
準誤 T 值 參 數 估計值
完全標 準化估 計值
估計標
準誤 T 值
A1-1 .468* .785 .0352 13.283 A2-4 .468* .724 .0335 13.979 A1-2 .451* .720 .0337 13.399 A2-5 .488* .713 .0450 10.857 A1-3 .483* .747 .0368 13.117 A3-1 .496* .805 .0332 14.966 A1-4 .464* .740 .0363 12.780 A3-2 .522* .782 .0382 13.638 A1-5 .612* .759 .0488 12.566 A3-3 .514* .810 .0406 12.673 A1-6 .588* .694 .0524 11.206 A3-4 .485* .686 .0408 11.887 A1-7 .565* .741 .0455 12.706 A3-5 .475* .728 .0414 11.468 A2-1 .485* .701 .0478 10.136 A4-1 .810* .922 .0617 13.137 A2-2 .495* .786 .0464 10.670 A4-2 .789* .875 .0568 13.898 A2-3 .515* .805 .0453 11.370 A4-3 .719* .713 .0691 10.400 φ12 .737* .737 .046 15.963 φ23 .796* .796 .039 20.575 φ13 .792* .792 .038 10.670 φ24 .396* .396 .066 6.002 φ14 .520* .520 .049 10.545 φ34 .386* .386 .065 5.920
人員組之組織心理契約參數估計所得結果初步檢定後各測量指標的標 準估計值皆至少大於.39以上，因素相關在.33以上，均未大於1；完全標準化 估計值（即變項的迴歸係數）均大於.61，未低於.50；誤差標準誤小且均為 正值，並達到顯著水準；t值皆大於2。各測量指標均顯示本模式的基本適配 度佳。此外，在結構模式關聯部分，符合本研究理論架構。詳細參數估計結 果請參照表4。
表4 人員組之組織心理契約參數估計結果
參 數 估計值
完全標 準化估 計值
估計標
準誤 T 值 參 數 估計值
完全標 準化估 計值
估計標
準誤 T 值
A1-1 .483* .788 .0240 20.092 A2-4 .471* .688 .0361 13.051 A1-2 .476* .751 .0275 17.336 A2-5 .529* .805 .0383 14.326 A1-3 .463* .752 .0263 17.604 A3-1 .455* .770 .0249 18.279 A1-4 .488* .757 .0273 17.881 A3-2 .472* .737 .0299 15.756 A1-5 .534* .739 .0303 17.622 A3-3 .542* .807 .0279 19.422 A1-6 .581* .752 .0358 16.221 A3-4 .507* .744 .0278 18.252 A1-7 .554* .760 .0344 16.110 A3-5 .514* .760 .0286 17.992 A2-1 .391* .606 .0380 10.295 A4-1 .968* .947 .0506 19.122 A2-2 .460* .744 .0318 14.491 A4-2 .886* .883 .0517 17.137 A2-3 .520* .748 .0329 15.837 A4-3 .752* .700 .0610 12.333 φ12 .708* .708 .032 21.839 φ23 .746* .746 .032 23.058 φ13 .854* .854 .025 33.994 φ24 .377* .377 .054 6.912 φ14 .412* .412 .050 8.307 φ34 .333* .333 .050 6.634
3.整體模式適配度檢驗
整體模式適配度檢驗指標（goodness-of-fit indices）種類有數十種以上，不同 指標所有不同評價意義。本研究採用以下幾種指標，茲說明如下：
（1）卡分值（χ2）
在結構方程模式SEM的檢驗中，研究者通常希望獲得不顯著的結 果，以表示模式與資料之間適配。然而卡方值的檢定易受到樣本 大小的影響，通常樣本數達200人以上，卡方檢定便容易達到顯 著程度，導致模式與資料的不適配（余民寧，2006）。因此，卡 方值並不是唯一的檢定工具。
（2）正規化卡方值（NORMED χ2）
正規化卡方值即χ2和df的比值，指數值與期望的差距度。邱皓
政（2006）認為NORMED χ2＞2以上為判斷標準，但沒有提到上 限為何。余民寧（2006）認為NORMED χ2在1〜3之間表示有精簡 適配程度，＜1表示模式可能過度辨識，＞5以上表示模式需要修 正。綜上所述，NORMED χ2值2〜4之間都算不錯，過高或過低都 不是很好。
（3）均方根近似誤（root-mean-square error of approximation,簡稱 RMSEA）
RMSEA被認為最能代表適配度的指標之一。它是用來衡量某 個具有未知但適當選定參數值之模式，用來適配母群體共變數 矩陣時的適配程度（余民寧，2006）。RMSEA＝0模式最佳，
RMSEA＜0.05為良好適配，0.05＜RMSEA＜0.08為合理適配，
0.08＜RMSEA＜0.10為普通適配，RMSEA＞0.10為不良適配。
（4）均方根殘差（root-mean-square residual,簡稱RMR）
RMR 代表觀察共變異量矩陣與資料數據矩陣間的差異平方的平 均值。Jõreskog ＆ Sõrbom（1993）認為，當值小於.08（最好是 .05）時，則可以表示模式適配度佳；而其值為0 時，則表示此模 式具有極佳適配度（引自葉美玲、高美玲，1999）。
（5）適配度指標（goodness-of-fit index,簡稱 GFI）
GFI為被公認最具信賴的絕對適配指標代表之一（余民寧，
2006），數值愈大表示愈適配，其可能的值域在0至1之間，若大 於0.90以上，表示具有良好的適配度。
（6）修正的適配度指標（adjust goodness-of-fit index,簡稱AGFI）
AGFI為用來表示整體模式適配程度的一種指標。其值域介於0 至1，若大於0.90以上，表示具有良好的適配度。
（7）正規化適配指標（normed fit index簡稱,NFI）
NFI的值域也是介於0到1之間，在0.90以上表示適配良好。
以上述七種適配度指標檢定本研究所要驗證的組織組之組織心理契 約、人員組之組織心理契約的適配度結果。組織組之組織心理契約與人員 組之組織心理器契約的適配度檢驗如表5所示。
表5 組織組之組織心理契約與人員組之組織心理契約驗證性因素分析結果
檢 定 統 計 量
組織 心理 契約
χ2 NORMED
χ2 RMSEA RMR GFI AGFI NFI 組織組
（n=238）
393.923
（p＜0.00）
2.373
（df=166）
0.0761
（良好） .0339 .985 .978 .986 人員組
（n=379）
524.065
（p＜0.00）
3.157
（df=166）
0.0760
（良好） .0305 .986 .986 .982
由上表可以看出，兩組χ2均呈現p＜.05的顯著水準，不是研究所希望的 p＞.05拒絕虛無假設的結果，但是適配度指標必須搭配其他指標判加以斷。
NORMEDχ2在2-4之間為合理，小於1或5不佳，以上兩組這些指數均介於合 理之間；RMSEA在.10以下為適配，0.05＜RMSEA＜0.08為合理適配，兩組 的指標亦佳；RMR應小於.05，兩組均在呈現不錯的數值；GFI、AGFI、NFI 介於.9與1之間，兩組的數值很好。以上所有指標顯示組織組與人員組之組 織心理契約的整體模式適配度良好。
（二）人員心理契約之驗證性因素分析
正式量表施測，組織組樣本數有238人，人員組樣本數有379人。
1.理論模式建立
根據人員心理契約探索性因素分析結果，提出人員心理契約的理論架 構模型（如圖2）。第一潛在變項「維護教育專業」共有十四個測量變項，
分別為：B1-1活力熱誠、B1-2恪守承諾、B1-3盡職負責、B1-4教學準備、
B1-5良好溝通、B1-6人際關係、B1-7經驗分享、B1-8提昇技術、B1-9輔導 管教、B1-10言行表率、B1-11親師溝通、B1-12弱勢關懷、B1-13法規瞭解、
B1-14專業倫理。第二潛在變項「促進組織興革」共有七個測量變項，分別 為：B2-1願景協助、B2-2任務配合、B2-3積極參與、B2-4績效分擔、B2-5提 供建議、B2-6同舟共濟、B2-7共塑文化。第三潛在變項「認同組織發展」共 有三個測量變項，分別為：B3-1不計代價、B3-2長期工作、B3-3職務投入。
2.模式基本適配度
依據前述民寧（2006）、邱皓政（2006）、Jõreskog ＆ Sõrbom（
1993）模式基本適配度指標的標準，對組織組之人員心理契約進行初步參 數檢定所得結果，各測量指標的標準估計值皆至少大於.34以上，因素相關 在.69以上，均未大於1；完全標準化估計值（即變項的迴歸係數）除B1-8和 B3-2小於.50，其餘均大於.50；誤差標準誤小且均為正值，並達到顯著水 準；t值皆大於2。各測量指標均顯示本模式基本適配度佳。此外，在結構模 式關聯部分，符合本研究理論架構。詳細參數估計結果請參照表6。
B1-5 ����
B1-3 ����
B1-2 ����
B1-6 ����
B1-7 ����
B1-8 ����
B1-11 ����
B1-12 ����
B1-13 ����
B14 ����
B2-1 ����
B3-2 ����
B3-3 ����
B2-2 ����
B2-3 ����
B2-4 ����
B2-5 ����
B2-6 ����
B2-7 ����
����
������
����
������
����
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B3-1 ����
B1-4 ����
B1-9 ����
B1-10 ����
B1-1 ����
圖2 人員心理契約驗證性因素分析理論模式圖
表6 組織組之人員心理契約參數估計結果
參數 估計值
完全標 準化估 計值
估計標
準誤 T值 參數 估計值
完全標 準化估 計值
估計標
準誤 T值
B1-1 .402* .691 .0314 12.793 B1-13 .478* .705 .0401 11.937 B1-2 .342* .599 .0435 7.864 B1-14 .457* .717 .0395 11.576 B1-3 .366* .609 .0353 10.367 B2-1 .598* .835 .0400 14.939 B1-4 .387* .678 .0392 9.885 B2-2 .574* .876 .0369 15.581 B1-5 .470* .737 .0386 12.175 B2-3 .550* .814 .0404 13.629 B1-6 .448* .664 .0441 10.141 B2-4 .529* .729 .0429 12.329 B1-7 .516* .681 .0425 12.150 B2-5 .546* .768 .0412 13.257 B1-8 .390* .486 .0460 8.479 B2-6 .566* .837 .0364 15.564 B1-9 .442* .694 .0442 10.000 B2-7 .500* .783 .0356 14.025 B1-10 .443* .679 .0495 8.938 B3-1 .652* .743 .0636 10.259 B1-11 .462* .736 .0436 10.590 B3-2 .465* .434 .0926 5.019 B1-12 .520* .784 .0386 13.469 B3-3 .680* .619 .0832 8.174 φ12 .891* .891 .020 44.177 φ23 .694* .694 .065 10.659 φ13 .703* .703 .052 13.404
人員組之人員心理契約所得結果初步檢定後各測量指標的標準估計值 皆至少大於.53以上，因素相關在.59以上，均未大於1；完全標準化估計值（
即變項的迴歸係數）均大於.53，未低於.50；誤差標準誤小且均為正值，並 達到顯著水準；t值皆大於2。各測量指標均顯示本模式基本適配度佳。
此外，在結構模式關聯部分，符合本研究理論架構。詳細參數估計結果請 參照表7。
表7 人員組之人員理契約參數估計結果
參 數 估計值
完全標 準化估 計值
估計標
準誤 T 值 參 數 估計值
完全標 準化估 計值
估計標
準誤 T 值
B1-1 .782 .782 .0300 26.101 B1-13 .738* .738 .0402 18.336 B1-2 .748* .748 .0403 18.553 B1-14 .794* .794 .0325 24.398 B1-3 .755* .755 .0316 23.895 B2-1 .858* .858 .0334 25.711 B1-4 .747* .747 .0360 20.775 B2-2 .915* .915 .0180 50.754 B1-5 .767* .767 .0449 17.076 B2-3 .860* .860 .0270 31.842 B1-6 .770* .770 .0292 26.399 B2-4 .849* .849 .0255 33.344 B1-7 .807* .807 .0269 30.050 B2-5 .858* .858 .0252 34.048 B1-8 .532* .532 .0503 10.573 B2-6 .876* .876 .0231 37.955 B1-9 .732* .732 .0400 18.322 B2-7 .910* .910 .0175 51.897 B1-10 .829* .829 .0272 30.541 B3-1 .891* .891 .0486 18.335 B1-11 .876* .876 .0241 36.366 B3-2 .709* .709 .0479 14.788 B1-12 .825* .825 .0330 25.001 B3-3 .735* .735 .0393 18.709 φ12 .860* .860 .019 44.992 φ23 .686* .686 .042 13.300 φ13 .599* .599 .042 14.108
3.整體模式適配度檢驗
整 體 模 式 適 配 度 檢 驗 指 標 採 用 卡 分 值 （χ2） 、 正 規 化 卡 方 值 （ NORMEDχ2）、均方根近似誤（RMSEA）、均方根殘差（RMR）、適配度 指標（GFI）、修正的適配度指標（AGFI）、正規化適配指標（NFI）驗證 本研究的組織組之人員心理契約、人員組之人員心理契約的適配度結果。組 織組之人員心理契約與人員組之人員心理器契約的適配度檢驗如表8所示。
表8 組織組之人員心理契約與人員組之人員心理契約驗證性因素分析結果
檢 定 統 計 量
人 員 心 理 契 約
χ2 NORMED
χ2 RMSEA RMR GFI AGFI NFI 組織組
（n=238）
234.608
（p=0.735）
0.942
（df=249）
0.0
（完全適配） .0412 .978 .974 .984 人員組
（n=379）
815.141
（p＜0.00）
3.274
（df=249）
.0796
（良好） .0711 .986 .982 .983
由上表可以看出，組織組之人員心理契約的χ2值的p＝.735大於顯著水 準，表示理論模式與觀察資料適配，但NORMEDχ2 值為0.942在1以下，呈現 不理想的情況，但因數值接近1，尚為可接受的程度；RMSEA數值為0.0顯 示模式達到完全適配程度；RMR值為.0412，在.05以下為優良適配；GFI、
AGFI、NFI介於.9與1之間，非常接近1，表示組織組之人員心理契約的理論 模式與樣本之間達到不錯的適配度，因此傾向不修改模式。人員組之人員心 理契約的χ2值的p＜.00，不理想；NORMEDχ2為 3.274在2-4之間，屬於合理 範圍；RMSEA為.0711，在.10以下為適配；GFI、AGFI、NFI介於.9與1 之間，並且接近1，以上數據顯示人員組之人員心理契約的模型適配度良好。
肆、討論與建議
一、討論
心理契約內容架構的確定是心理契約研究重要的課題，本研究的目的 為編製一份適合我國中等學校領導者與教職人員雙方對心理契約認知的 測量。探索性因素分析結果，從組織與員工兩端與組織心理契約和人員心 理契約的二維架構，發展出一組2*2的教職人員心理契約關係，提出我國教 職人員心理契約，在組織心理契約的部分由「體恤教職部屬」、「形塑組織 願景」、「提供環境支援」、「建立人情關懷」四個層面構成，在人員心理 契約的部分由「維護教育專業」、「促進組織興革」、「認同組織發展」三
個架構組成。
探索性因素分析結果，組織心理契約和人員心理契約各題目因素負荷 量皆在.50以上，組織心理契約四個層面有69.707％的解釋力，人員心理契約 三個層面有67.776％的解釋力，顯示各層面項目意義明確、解釋力強。
在信度方面，組織心理契約各分量表的Cronbach α係數值在.794至 .905，人員心理契約分量表的Cronbach α係數值為在.741至.963之間，顯示 此二量表之各分量表有不錯的內部一致性信度，可以作為檢測組織與教職人 員心理契約是否一致的工具。
驗證性因素分析分別對組織組之組織心理契約、人員組之組織心理契 約、組織組之人員心理契約、人員組之人員心理契約等四組模型進行驗證性 因素分析，在模式基本適配度的部分，各測量指標的標準估計值、完全標準 化估計參數除組織組人員心理契約的B1-8和B3-2兩個題目的完全標準化估計 參數分別為.48和.43稍低於.50的標準以外，每一測量參數皆有不錯的數值。
誤差標準誤全部均為小且正值，並達到顯著水準；t值皆大於2。各測量指標 均顯示基本模式適配度佳。整體適配度指標除由於大樣本，部份卡方統計量 顯著外，其他所有指標RMSEA、RMR、GFI、AGFI、NFI皆符合適配度要 求之標準。以上結果顯示，本研究所提出的「國民中學教職人員心理契約」
之結構方程式獲得支持。
本研究在模式獲得支持後，發現中國學者張積家、邱炯亮（2005）的 研究與本研究近似，故將研究所得與之對照比較，並提出一些看法。張積家 等（2005）研究廣東省中小學教師心理契約所得兩個架構，「教師對學校期 望為主」的心理契約包括：價值認同、成長和提高、高報酬、工作環境 良好、感情投入、職業安全和人際和諧、工作壓力適中等七個因素；「學 校對教師期望為主」的心理契約包括：業務能力強、品格高尚、工作態度端 正、敬業精神強、身心健康和忠誠等六個因素。其中與我國組織心理契約相 似的因素為：價值認同/形塑組織願景，工作環境良好/提供環境支援，其他 則未符合；與人員心理契約類似的有：工作態度端正、敬業精神強/維護教 育專業，其他因素則不同。與組織心理契約相關部分，中國的研究有「高報
酬」這個因素，我國組織心理契約獲得「體恤教職部屬」、「建立人情 關懷」的架構，顯示我國教職人員心理契約偏向個人與組織長時間的關聯 型契約關係，雙方關注組織未來的目標與雙方情感的聯繫，而不注重薪資、
紅利等企業重視的契約型態。此點也說明教職人員的薪資未為組織掌控，所 以組織無法以薪資控制人員行使應盡的責任與義務，僅能以情感聯繫來驅使 人員盡忠職守。因此，以心理契約維護組織與人員雙方關係的重要性更加凸 顯。另外，人員心理契約的部分，中國的研究偏向教師個人的需求，我國的 人員心理契約結果除了教職人員個人應維護自己教學專業外，「促進組織興 革」與「認同組織發展」有從人員自發性向上推動改革與認同組織的力量，
顯示人員對時代脈動的敏銳度很高，期許與組織共進步。
對我國的教職人員而言，教育是教職人員的事業，是值得投入一生的 工作，校長和主任現為學校代理人的身份，但仍由基層教師逐級升遷，他們 對教育工作自然有一份深厚的情感，期望將學校帶往卓越的目標，倘能理解 每位教職同仁的心理期望，動態管理同仁的心理契約，注重每位同仁的激勵 需求，營造以人為本的文化氣氛，願意傾聽、溝通，即能使同仁願意為學校 付出，學校亦可成為不斷發展的組織。作為學校重要資產的教職人員，除了 提昇專業的教學認知、態度和技能是自己所期待的之外，必須理解心理契約 是組織與人員之間相互的責任與義務關係，互有違反或不履行應盡的契約，
對方必然會採取相對應的行動；允諾或期望獲得滿足，對方則會反應相對等 的回饋，所以心理契約是互惠的承諾。因此，學校所期待教職人員付出的組 織認同與促進組織興革的建言，應該積極履行，與學校成為生命共同體，則 雙方關係更和諧，學校才有更好的生存與發展。
二、建議
本研究所建構的「國民中學教職員心理契約量表」，試著從實證取向 建構教職人員心理契約的內容架構，具有良好的信度、效度，應能適用全國 教職人員評估組織內心理契約一致性之檢驗。由於本研究之心理契約量表為 國內初創，其信度和效度尚待更多的研究才能確定。重新執行一次資料
分析，另外，因為心理契約的定義在國外的研究結果上仍具有爭議性，有 的以期望來定義，有的以信念、知覺來定義；有強調雙邊關係的，也有僅強 調單邊關係的，這種不明確的狀況為心理契約的研究帶來障礙。本研究以組 織與人員雙方相互的責任與義務來定義心理契約較為完備，但仍須後續研究 者予以充實，以期讓國民中學教職人員心理契約的理論架構更形完整。
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附錄1 國民中學組織與教職人員心理契約各題目之操作型定義
分 量 表
層面 題目 操作性定義
組 織 心 理 契 約
體恤教 職部屬
A1-1良好溝通 建立良好的溝通管道
A1-2傾聽基層 傾聽教職同仁的聲音
A1-3成員尊重 尊重每一位教職同仁
A1-4公平對待 公平對待每一位教職同仁
A1-5合理獎懲 規劃合理教職員工獎懲辦法，確實執行
A1-6完善福利 建立完善的教職員工福利制度
A1-7適時獎勵 建立公平合理的獎勵制度並適時獎勵教育有功人員
形塑組 織願景
A2-1價值確立 確立組織的核心價值，提供全體人員明確行動方向
A2-2校務前瞻 規劃前瞻性的校務發展方向
A2-3願景塑造 塑造符合時代需求的教育願景
A2-4形象建立 以願景建立學校公共形象
A2-5願景參與 鼓勵全體教職同仁參與學校願景形塑
提供環 境支援
A3-1安全維護 提供全體教職同仁安全的工作環境
A3-2安寧維護 盡力維護校園安寧
A3-3完備環境 提供規劃完備的教學環境
A3-4充足設備 提供軟硬體充足的教學設備
A3-5優質環境 建立優質的學習環境，以提升學生學習成就
建立人 情關懷
A4-1家庭關懷 關懷教職同仁家庭成員的生活
A4-2生涯規劃 協助教職同仁做好生涯規劃
A4-3經濟支助 關懷教職同仁經濟支助的需求
人 員 心 理 契 約
維護教 育專業
B1-1活力熱誠 保持工作熱誠與活力
B1-2恪守承諾 恪守教育人員的聘約與承諾
B1-3盡職負責 盡職負責，完成本份工作
B1-4教學準備 不計較報酬完成工作任務
B1-5良好溝通 與校內同仁建立良好的溝通管道
B1-6人際關係 與同事.領導人.家長.社區人士維持良好的人際關係
B1-7經驗分享 樂於分享工作經驗
B1-8提昇技術 更新教學（工作）技術.提昇教學（工作）技能
B1-9輔導管教 輔導與管教學生，引導其人格正常發展
B1-10言行表率 重視身教.言教,在品德與行為上作為學生表率
B1-11親師溝通 建立良好親師溝通管道
B1-12弱勢關懷 關懷弱勢學生的學習與生活
B1-13法規瞭解 瞭解最新法規，保障自我權益
B1-14專業倫理 信守專業倫理
促進組 織興革
B2-1願景協助 協助學校形塑願景
B2-2任務配合 配合校務發展所推動之任務
B2-3積極參與 積極參與校務工作
B2-4績效分擔 分擔教學與評鑑績效責任
B2-5提供建議 提供促進組織進步的建議
B2-6同舟共濟 建立生命共同體的榮譽感
B2-7共塑文化 共同塑造優質組織文化
認同組 織發展
B3-1不計代價 不計較報酬完成工作任務
B3-2長期工作 長期（10年以上）在同一所學校服務
B3-3職務投入 對所擔任職務至少維持三年
附錄1 國民中學組織與教職人員心理契約各題目之操作型定義（續）
