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(1.江蘇省委農工辦 發(fā)展處, 江蘇 南京 210000； 2.中國計量大學 人文學院, 浙江 杭州 310004； 3.西南交通大學 經濟管理學院, 四川 成都 610031)

一、高校教師激勵的界定

激勵(motivate)一詞來源于拉丁字“movere”，意為采取行動。隨著管理科學理論的快速發(fā)展，學者們對激勵內涵的探討也不斷深入。目前對于激勵的認識主要形成了幾個類型：第一種是將激勵理解為一種心理過程，并且大部分學者對于激勵的認識更偏向于是一種程序或過程。Herlinger提出“激勵”是一種中介變量，激勵是無法直接觀察的內在心理過程〔1〕。Jones等認為，激勵涉及行為的發(fā)端、激發(fā)、延續(xù)、導向和終止，以及在所有這一切進行過程中，被激勵主體呈現出何種主觀反映的〔2～3〕。Gibson，Ivancevich和Donnelly提出激勵是一種有導向的程序過程，多指激發(fā)、鼓勵，通過運用某些手段或方法來激發(fā)、調動組織成員的工作積極性和創(chuàng)造性的過程〔4〕。第二種類型是將激勵理解為一種行為手段或活動。有學者將激勵本身視為一種手段或活動，如Davis認為激勵本身是一種行為，激勵是基于組織成員的需求，運用多種誘導、激發(fā)的刺激手段，進而使組織成員實施實現組織目標的行為〔5〕。Rakich認為激勵本身是由于受到不滿足的需求影響，而促使受激勵主體積極導致目標實現的行為，期間將受到內在或外在影響等激勵因素〔6〕。麥格金森(Megginson)等認為激勵就是通過引導有各自需要的個體或群體，為了實現組織既定目標而積極努力工作，最終達到個人目標〔7〕。激勵是推動人朝著一定方向和水平從事某種活動，并在工作中持續(xù)努力的動力〔8〕。第三種類型認為激勵是一種意愿和反應。Dessler視“激勵”為人們要求滿足某種需要的反應〔9〕。美國學者羅賓斯(Robbins)提出激勵是基于滿足個體需要為前提，促使員工持續(xù)高水平的努力，最終實現組織目標的意愿〔10〕。綜上所述，從激勵發(fā)揮作用和價值的途徑來看，激勵的形成源于動機，動機的產生又源于需求未獲得滿足，需求的不滿足則源于外部或內部的刺激，這些刺激則存在著具體的指向。因而，激勵是個體在外部或內部刺激作用下形成需求，并在需求導向下產生動機和行為，最終在內外部力量的持續(xù)作用下達成某些目標或行為的過程。從激勵的形成路徑分析，激勵一方面可以基于內部刺激，即源于個體內在的心理需求，進而產生行為或結果，由此形成內在激勵路徑，另一方面也可以基于外部刺激，即受到外部刺激因素作用而產生行為動機及其行為結果而形成外在激勵路徑。

高校教師的激勵體現為教師個體基于內外部環(huán)境刺激下引起的心理不滿足，進而通過持續(xù)的內外部刺激力，激發(fā)高校教師的動機和行為，最終實現高校戰(zhàn)略目標導向下的各項任務和工作要求的過程?；诟咝＝處煹募钜蛩嘏c其行為績效之間的影響路徑關系，高校教師激勵是教師及其所在高校的激勵要素對其心理滿足或激發(fā)的心理反應。這種心理反應既可以從內在激勵角度也可以從外在激勵角度進行實施各項激勵措施，以提高其績效水平。但是，高校教師是一種具有鮮明特征的群體，需要把握高校教師的群體及個體的特征對激勵效果的差異性，才能實現高校教師激勵的有效性。

二、高校教師激勵結構分析與初始問卷設計

(一)激勵類型

通過對已有文獻的梳理，激勵類型主要有內在激勵和外在激勵兩種類型。內在激勵理論最早是由德西(Deci)提出，德西認為人有兩種內在需要：即擁有能力的需要和自主的需要，并且外在激勵會影響內在激勵，即當存在外在激勵時，往往使人感到受控制，會減少人們的能力感和自主感，從而降低內在激勵作用〔11〕。之后，Deci和Ryan共同提出了認知評價理論，該理論解釋了內部激勵對行為的影響作用，提出受到內部激勵的人可以在沒有外部激勵時發(fā)揮作用，并且，如果對受到過內部激勵的行為追加外部激勵后，反而會降低已有的激勵作用。同時，該理論進一步提出了兩種激勵系統，即內部激勵系統和外部激勵系統〔12～13〕。內部激勵系統涉及成就感、責任感和競爭力等因素。外部激勵系統涉及薪酬、工作晉升、反饋和積極的工作條件等激勵因素〔14〕。認知理論強調條件因素為了促進提升能力和個人控制感時，就能夠增強內部激勵的效果〔15〕。也有學者通過研究內外激勵關系的實驗，側重于分析外在激勵和任務特征兩個維度，最終得出德西的外激勵削弱內激勵的結論〔16〕。在內外激勵的研究中，歸因理論心理學家海德(Heider)在探討人的激勵途徑中，提出基于個人因素和環(huán)境因素進行歸因分析，最終將歸因視角分為外在歸因和內在歸因，具體外在歸因于外在客觀環(huán)境，內在歸因于個人的主觀因素〔17～18〕。有學者在海德內外歸因的基礎上進一步提出外在歸因，又可細分為：歸因于機會與運氣和客觀環(huán)境的不利與困難，內在歸因上可分為：歸因于自己的能力和努力〔19～20〕。針對內在歸因和外在歸因的有效性，赫茲伯格通過對金錢和激勵對勞動者的影響力進行了對比分析，提出工資等物質激勵因素只能讓員工保持基本的勞動能力，卻無法激發(fā)出員工更多的工作熱情，相反非物質激勵因素激勵的是員工核心價值觀，是一種內在激發(fā)，能夠推動員工持久強大的工作熱情和動力〔21〕。

(二)高校教師外在和內在激勵要素分析

通過對已有文獻的分析，外在激勵體現為高校教師在工作中獲得物質報酬，崗位職位等獲得的滿足或所需承擔的職責，如工作報酬、工作特征與獎勵、職位激勵、評價激勵、管理制度、教學硬件、專家評價、校園環(huán)境、責任、權力因素、壓力因素、平衡工作與生活、績效認可、個人的成長與發(fā)展、前途等均反映了高校教師的外在激勵因素。與這些外在激勵因素相對應，高校教師是一個特殊群體，在激勵因素方面存在著鮮明的特征，存在著較強的內在激勵需求，這些內在的激勵因素包括學者們所涉及的尊重需求、成長激勵、情感激勵、安全感需求，人際關系、間接報酬、尊重認可、知識激勵、工作氛圍、價值觀、有挑戰(zhàn)性的工作、自我實現需求、學術發(fā)展需求、愉悅生活需求、奉獻精神等，因而，需要通過對高校教師在工作中獲取的心理滿足，激發(fā)內在工作積極性。有些學者認為內部激勵因素產生于工作和個人本身,教師把工作本身當作是一種滿足某種心理需求的方式,它包括教師的成就感、責任、能力和人際關系等，外部激勵因素來自于組織,如教師的合理需要的滿足、公平的競爭環(huán)境、良好的工作條件等〔22〕。程正方基于高校教師科研創(chuàng)新中的激勵機制，梳理出兩種激勵類型：內部激勵和外部激勵，內部激勵是來源于工作本身的含有激發(fā)行為動機的激勵因素，更多地與人的高級需要相關，本身是一種帶有自我激勵性質的，更穩(wěn)定、更持久、更強有力的激勵因素，而外部激勵主要是來自于生活、工作的外部環(huán)境的激勵，這種激勵更多地與人的低級需要相關〔23〕。章凱則認為內在激勵主要來自工作自身的激勵，由行為的內在動機引起，如工作興趣、工作中獲得的個人發(fā)展、個人成就感等；外在激勵是由外在動機引發(fā)的激勵，如外部獎賞、工資、獎金、職位提升等〔24〕。此外，工作中的支持與交流對高校教師也是一種感情激勵，是一種內在激勵，具體涉及集體交流、團隊家族式氣氛、相互幫助、關懷和理解、成員之間相互支持、合作等〔25〕。因而，內部激勵機制更加注重激發(fā)的內在需要和動機，使教師更能體驗到成就感和自我價值實現感，促動高校教師精神文化層面的需求，營造出良好的科研創(chuàng)新氛圍，讓高校教師能產生創(chuàng)新的內在需要，希望去創(chuàng)新，樂于去創(chuàng)新，發(fā)揮高校教師的內在創(chuàng)新潛能，實現教師自身價值。外部激勵則更多地基于教師的基本生活需要，這種激勵機制的作用相對比較短暫，尤其當高校教師的物質需求得到基本滿足后，繼續(xù)采用外部激勵的作用將大大下降，無法像內部激勵那樣更具有穩(wěn)定性和持久性〔26〕。

(三)高教教師激勵結構

圖1 外在激勵結構

圖2 內在激勵結構

基于高校教師的工作特性及群體特征，結合已有研究，本課題認為高校教師的外在激勵是指在高校教師在承擔其工作職務過程中外部制度環(huán)境帶來的激勵要素，它是教師服從或服務于其組織的心理契約規(guī)范，具有外在的強制性和約束性，統稱它們?yōu)橥庠诩?見圖1)。外在激勵因素包括工資、獎金、福利、收入公平以及各項考核評價等，其中工資、獎金和福利屬于外化的物質性激勵手段，而職位、職稱以及考核評價要求等是與職務或崗位直接聯系的外化的非物質性激勵因素，這些因素在提升高校教師工作績效中發(fā)揮著重要的影響。同樣，高校教師的內在激勵也是需要結合高校教師的工作特征群體特征，高校教師的內在激勵是高校教師在工作過程中，由個人方面引發(fā)的激勵要素，它主要源自于教師自身心理需求，具有內在的自發(fā)性和自覺性，統稱它們?yōu)閮仍诩?見圖2)。根據赫茲伯格的雙因素理論，要使員工能夠獲得真正的激勵，就要強調成就、認可、責任等內在激勵要素。并且外在激勵和內在激勵在個體的動機、行為歸因的判斷、激勵的時效與功效，以及適用范圍方面存在的差異，在個體的動機方面，內在激勵偏好勝任感與自我控制，外在激勵則強調外部獎勵，在行為歸因的判斷上，內在激勵關注自我選擇，而外在激勵強調外在壓力，在激勵的時效方面，內生激勵往往是在行為之中發(fā)生，而外在激勵更多的是行為完成之后，在功效上，內在激勵有利于實現組織績效，并促使個體獲得幸福感，而外在激勵則無法使個體在行為上獲得幸福感，此外，在適用的范圍上，內在激勵更加適用于創(chuàng)新型、挑戰(zhàn)性的工作，而外在激勵則比較適用于重復性單調工作〔27〕。

總之，內在激勵和外在激勵是兩種層次性、穩(wěn)定性和效能性相異的科研動力因素，它們在對教師績效作用上具有不同的影響機理。因此，為能避免兩種激勵的相互影響，發(fā)現它們各自的核心影響要素及其影響路徑，進而在影響的差異比較中進行綜合分析，需要分別研究兩種激勵對教師績效的影響。

(四)高校教師激勵初始問卷設計

筆者通過搜索文獻、訪談、參考通用量表、發(fā)放開放式問卷以及請專家團隊總結提煉等方式，形成外在激勵和內在激勵的初始問卷題項，具體題項及依據等見表1和表2。

表1 高校教師外在激勵初始問卷題項及其來源

表2 高校教師內在激勵初始量表及其來源

三、數據收集與激勵結構模型驗證

根據初始問卷題項設計了調查問卷，對每個題項采用里克特量表法，分為五個等級，從完全不符合到完全符合，根據被調查人自身的實際情況，填寫對自身所受激勵程度的感受，選擇不同程度的受激勵狀況。在全國范圍的不同層次高校中進行調查，合計共計發(fā)放問卷1007份，回收問卷846份，回收率為84.0%，并結合問卷填寫情況進行了篩查，剔除漏項太多及填寫不認真的問卷，實際回收有效問卷703份，有效率69.8%(見表3)。

表3 調查問卷人口統計特征

(一)外在激勵模型驗證

根據調查問卷所得的數據資料，通過對激勵問卷各題項的獨立樣本T檢驗，發(fā)現所有題項均達到顯著水平，所有題項均予以保留。在通過決斷值CR的檢驗后，繼續(xù)進行信度分析和總體相關度系數分析，對各分項問卷，即薪酬激勵、考核激勵、晉升激勵等維度進行了分析Cronbach’s α系數的計算，分別為0.856、0.769和0.841，同時觀察各題項的CITC值，刪除CITC值在0.4以下，并且刪除該題項后能使該分量表的信度上升的題項。通過運用SPSS軟件，對各激勵分量表中的各分量表進行測量，KHJL1(我能夠接受各項考核指標)的CITC值為0.370，刪除該題項后能使信度提升自0.785，要大于0.765的總體信度，故需要將該題項刪除。說明高校教師在對待考核指標與考核激勵的總體相關度不高，或者說考核在高校教師的考核激勵中所測內容的不一致。KHJL5(考核讓我感覺有種緊迫感)的CITC值為0.386，也未能達到0.4的臨界值，并且該題項被刪除后，也能使信度進一步提升至0.773，該題項也應該被刪除。該題項的刪除也反應出高校教師對“考核引起的緊迫感”所反映的內容與其他題項不一致。JSJL5(我認為只要我努力就能獲得晉升機會)的CITC值為0.335，也未能達到0.4的要求，并且將該題項刪除后，可以使晉升分量表的信度上升至0.896，所以，本題項也作刪除處理。該題項反應了高校教師對于通過努力獲得晉升機會與其他題項所反應的內容不一致。其余所有問卷題項的CITC值均達到0.6以上，高于0.4的臨界值，均予以保留。再對問卷進行分析，發(fā)現外在激勵問卷各題項的信度Cronbach’s α系數為0.925，大于0.9。說明問卷總體具有非常好的信度，并對各分項問卷的信度進行測量，發(fā)現薪酬激勵的Cronbach’s α系數為0.853、考核激勵分量表的α系數為0.765、晉升激勵分量表的α系數為0.841，所有分量表的信度系數均達到0.7以上，說明具有較高的信度，測量結果比較可靠。為了進一步確保量表的可信性，對該量表進行折半信度分析，通過奇數組和偶數組進行分組，并將每個樣本再各個題項上的得分進行加總，得到新變量外在激勵奇數組和外在激勵偶數組，再計算兩者的皮爾遜相關系數，得到相關系數為0.852，且在0.001水平上顯著。在效度方面，通過內容效度和結構效度來反應整體問卷的準確性問題。在內容效度的把握上，并將問卷題項進行探索性因子分析和驗證性因子分析，進一步驗證內容效度和結構效度。在運用因子分析時，考慮到激勵結構中外在激勵和內在激勵的測量角度不同，將薪酬激勵、考核激勵和晉升激勵作為外在激勵因素進行檢驗，發(fā)現外在激勵問卷各題項的KMO樣本測度指數為0.856，要大于0.80，同時，Bartlett球形檢驗得到顯著性概率為0.000，屬于非常顯著的水平，說明很適合進行因子分析。

通過探索性因子分析(見表4)，得到外在激勵的碎石圖，從中可以比較清晰的看到前3個主成分的散點分布比較陡峭，從第4個成分開始變得比較平緩。結合總方差分解表，前3個主成分的特征根均大于1，從第4個開始其特征根開始小于1。并且前3項主成分的累積貢獻率已達到73.339%，相對比較全面地反應了問卷整體信息。提取三個主成分因子后，形成比較清晰的晉升激勵因子、薪酬激勵因子和考核激勵因子。進一步驗證外在激勵結構中包含薪酬激勵、考核激勵和晉升激勵三個維度，通過結構方程模型(SEM)對結構維度的擬合度進行深入分析，具體運用AMOS 18.0軟件進行模型構建，并進行問卷數據的導入與運行，形成了高校教師外在激勵模型的初始模型。通過模型的擬合，我們發(fā)現擬合優(yōu)度χ2/df=6.295≥5，沒有滿足模型擬合的合理程度，表示該模型擬合未達到可接受的程度；近似誤差均方根RMSEA=0.087，該指標雖然滿足RMSEA<0.1的區(qū)間，模型擬合理想，但未達到較好的擬合度，還有待改進；擬合優(yōu)度指數GFI=0.935，GFI≥0.9時，說明模型擬合達到“好”的區(qū)間。另外，修正擬合優(yōu)度指數AGFI=0.895，雖已達到AGFI≥0.8，實現模型擬合合理的狀態(tài)，但仍可以繼續(xù)改進；此外，規(guī)范擬合指數NFI=0.939，遞增擬合指數IFI=0.948，比較擬合指數CFI=0.948，均能達到≥0.9的擬合優(yōu)度區(qū)間，這幾個指標反映該模型擬合的較好，但由于擬合優(yōu)度指數和近似誤差均方根均未達到理想要求，需要繼續(xù)對模型進行調整，具體調整過程見表5。通過指數修正，形成如圖3所示的最終模型。因此，通過對高校教師外在激勵量表題項的條目凈化，探索性因子分析和驗證性因子分析，發(fā)現高校教師外在激勵結構主要包含薪酬激勵、考核激勵和晉升激勵幾個因子。

表4 高校教師外在激勵探索性因子分析

表5 外在激勵模型擬合指數

圖3 高校教師外在激勵結構最終模型

(二)內在激勵模型驗證

根據調查問卷所得的數據資料，通過對激勵問卷各題項的檢驗分析，發(fā)現所有題項均達到顯著水平，所有題項均予以保留。在通過決斷值CR的檢驗后，繼續(xù)進行信度分析和總體相關度系數分析，對各分項問卷，即創(chuàng)新激勵、成就激勵、社交激勵等維度進行了分析Cronbach’s α系數的計算，分別為0.923、0.876和0.800，同時觀察各題項的CITC值，刪除CITC值在0.4以下，并且刪除該題項后能使該分量表的信度上升的題項。通過運用SPSS軟件，發(fā)現內在激勵所有題項的CITC值均達到0.5以上，高于0.4的臨界值，均予以保留。通過運用SPSS 17.0對問卷進行分析，發(fā)現內在激勵問卷各題項的信度Cronbach’s α系數為0.934，大于0.9。說明問卷總體具有非常好的信度。同時，通過對內在激勵各分量表的信度分析，發(fā)現創(chuàng)新激勵的Cronbach’s α系數為0.923、成就激勵分量表的α系數為0.897、晉升激勵分量表的α系數為0.800，所有分量表的信度系數均達到0.8以上，說明具有較高的信度，測量結果比較可靠，適宜進行探索性因子分析。為了進一步確保量表的可信性，對該量表進行折半信度分析，通過對原有題項進行奇數組和偶數組進行分組，并將每個樣本在各個題項上的得分進行加總，得到新變量外在激勵奇數組和外在激勵偶數組，再通過計算兩者的皮爾遜相關系數，得到相關系數為0.923，且在0.001水平上顯著，具有很好的信度。再通過運用SPSS 17.0對問卷題項中的內在激勵數據開展效度分析，進行Bartlett球形檢驗，發(fā)現內在激勵問卷各題項的KMO樣本測度指數為0.936，要大于0.90，同時，Bartlett球形檢驗得到顯著性概率為0.000，屬于非常顯著的水平，因而，說明適合進行因子分析。

通過探索性因子分析，得到內在激勵的碎石圖，從中可以比較清晰的看到前3個主成分的散點分布比較陡峭，從第4個成分開始變得比較平緩。結合總方差分解表，前3個主成分的特征根均大于1，從第4個開始其特征根開始小于1。并且，前3項主成分的累積貢獻率已達到70.781%，比較全面地反應了問卷整體信息。通過因子旋轉，并結合因子載荷系數標準大于0.5的取值標準，最終發(fā)現內在激勵量表可以提取三個主成分因子，形成了比較清晰的三個主成分因子，具體見表6。

表6 高校教師內在激勵探索性因子分析

為了進一步驗證內在激勵中創(chuàng)新激勵、成就激勵和社交激勵三個維度結構合理性，本研究繼續(xù)運用結構方程模型(SEM)對內在激勵結構的擬合狀況進行深入分析，具體運用AMOS 18.0軟件進行模型建構，并進行內在激勵各題項數據進行導入與運行，形成了高校教師內在激勵模型的初始模型。通過對內在激勵初始模型的分析，發(fā)現擬合優(yōu)度χ2/df=7.750≥5，沒有滿足模型擬合的合理程度，表示該模型擬合未達到可接受的程度；近似誤差均方根RMSEA=0.098，該指標雖然滿足RMSEA<0.1的區(qū)間，模型擬合理想，但未達到較好的擬合度，還有待改進；擬合優(yōu)度指數GFI=0.888，GFI<0.9時，說明模型擬合還未達到“好”的區(qū)間。另外，修正擬合優(yōu)度指數AGFI=0.845，雖已達到AGFI≥0.8，實現模型擬合合理的狀態(tài)，但有可以繼續(xù)改進；此外，規(guī)范擬合指數NFI=0.907，遞增擬合指數IFI=0.918，比較擬合指數CFI=0.918，均已能達到≥0.9的擬合優(yōu)度區(qū)間，這幾個指標反映該模型擬合得較好，但由于擬合優(yōu)度指數和近似誤差均方根均未達到理想要求，需要繼續(xù)對模型進行調整，具體調整過程詳見表7。通過指數修正，形成了最終模型，見圖4。因此，通過對高校教師內在激勵量表題項的條目凈化，探索性因子分析和驗證性因子分析，并進一步對外在激勵結構進行收斂效度及判別效度的分析，發(fā)現高校教師內在激勵結構主要包含創(chuàng)新激勵、成就激勵和社交激勵三個因子。

表7 外在激勵初始模型擬合指數

圖4 高校教師內在激勵結構最終模型

四、不同教師群體的激勵顯著性分析

本研究基于高校教師群體的差異性，對不同的高校教師所表現出的不同激勵方式的顯著性進行了分析，具體采用獨立樣本t檢驗、單因素方差分析，并進行Scheffe的多重比較方式，對高校教師激勵以及各維度的差異狀況進行分析，來進一步分析高校教師激勵水平的相關個人、職位及學校間的差異性。

(1)基于個人特征的激勵顯著性分析。通過對性別的分析，發(fā)現男教師和女教師在創(chuàng)新激勵和成就激勵方面存在顯著差異，并且男性教師在創(chuàng)新激勵方面要顯著高于女性教師，而在成就激勵方面，呈現了相關的表現，女性教師的成就激勵要高于男性教師。在婚姻方面，已婚教師和未婚教師在成就激勵和社交激勵方面存在顯著的差異，并且未婚教師的成就激勵和社交激勵均要顯著高于已婚教師。在年齡方面，不同年齡組在薪酬激勵、考核激勵、晉升激勵和成就激勵方面呈現出顯著性，并且通過Scheffe的多重比較，發(fā)現46～55歲之間的教師與30歲以下、31～35歲之間以及36～45歲之間的年齡相比，在薪酬激勵方面均呈現顯著性，46～55歲之間的教師的激勵均值要顯著低于30歲以下、31～35歲之間以及36～45歲之間各年齡組。55歲以上的教師組的薪酬激勵均值要顯著低于31～35歲和36～45歲之間的年齡組。在考核激勵方面，46～55歲年齡組教師的考核激勵均值要顯著弱于31～35歲年齡組和36～45歲年齡組，55歲以上的教師組要顯著低于31～35歲年齡組。在晉升激勵方面，36～45年齡組教師的晉升激勵均值要顯著弱于31～35歲年齡組教師的晉升激勵均值，46～55年齡組教師要顯著弱于30歲以下、31～35歲年齡組和36～45年齡組，55歲以上的教師組要顯著低于31～35歲年齡組。

(2)基于職位特征的激勵顯著性分析。在教齡方面，不同的教齡組在薪酬激勵、考核激勵、晉升激勵和社交激勵方面呈現出顯著性，但在創(chuàng)新激勵、成就激勵方面差異不顯著。進一步通過Scheffe多重比較發(fā)現，教齡在21～30年之間的教師與3年以下、4～10年、11～20年的教齡組相比，薪酬激勵均值顯著偏低。在晉升激勵方面，也存在類似情形，教齡在21～30年的教師組晉升激勵均值顯著低于3年以下、4～10年教齡組的教師。在職稱方面，不同職稱組的教師在薪酬激勵、晉升激勵和社交激勵方面呈現出顯著性，但在考核激勵、創(chuàng)新激勵和成就激勵方面不顯著。再進一步通過Scheffe多重比較發(fā)現，教授職稱的教師在薪酬激勵的顯著性方面要明顯弱于助教、講師和副教授。在晉升激勵方面，教授也要顯著弱于講師、副教授。在擔任研究生導師不同情況下，我們發(fā)現薪酬激勵和晉升激勵存在著顯著的差異性，進一步通過Scheffe多重比較分析，發(fā)現博士生導師、碩士生導師兩組教師和未擔任導師的高校教師相比，其薪酬激勵顯著偏弱，并且博士生導師和碩士生導師相比，薪酬激勵也顯著偏弱。在晉升激勵方面，博士生導師分組顯著碩士生導師和未擔任導師的分組。

(3)基于教育背景的激勵顯著性分析。在學歷不同的教師群體間進行比較分析，研究發(fā)現薪酬激勵、考核激勵和成就激勵均不顯著，但晉升激勵、創(chuàng)新激勵和社交激勵均比較顯著。進一步通過Scheffe多重比較，發(fā)現碩士研究生、博士研究生學歷的高校教師對本科及以下高校教師的晉升激勵更敏感，激勵作用顯著。但碩士研究生和博士研究生之間的晉升激勵差異性不顯著。此外，博士后與博士研究生、碩士研究生相比，創(chuàng)新激勵更顯著，也反映博士后的創(chuàng)新動機和意愿更為強烈。

(4)基于學校背景的激勵顯著性分析。通過對不同層次的高校之間進行比較，發(fā)現他們在薪酬激勵、考核激勵和晉升激勵方面存在著顯著的差異性。在薪酬激勵、考核激勵和晉升激勵方面普通話本科院校比211及以上高校更為顯著和有效，而這些恰好都是外在激勵因素，可見普通本科院校外在激勵的作用更為顯著；另一方面也反映211及以上高校教師在外在激勵的重視程度方面弱于普通本科院校老師。