姚計海 沈 玲 鄒弘暉

(北京師范大學(xué)教育學(xué)部，北京 100875)

1 引言

改革開放以來，我國中小學(xué)教師隊伍建設(shè)備受關(guān)注，但教師專業(yè)發(fā)展與學(xué)校組織結(jié)構(gòu)之間的矛盾仍較為凸顯（張麗文 等, 2020）。為了更好地實現(xiàn)學(xué)校組織變革，教師作為學(xué)校人力資源的核心力量應(yīng)發(fā)揮重要作用。

教師領(lǐng)導(dǎo)力是教師通過自身言行影響校長、同事及其他組織成員，從而促進學(xué)生成長和學(xué)校發(fā)展的一個過程（吳穎民, 2008），也是教師在學(xué)校中參與決策、發(fā)展專業(yè)的一種影響力（Bascia,1997）。不同于教師的實際行政權(quán)力，教師領(lǐng)導(dǎo)力是指由教師的專業(yè)權(quán)力與其具備的非權(quán)力性要素（如教師本身的知識、情感、能力等）共同形成的在學(xué)校群體活動中的影響力（李款, 2009），可以體現(xiàn)于正式的領(lǐng)導(dǎo)角色，也可以體現(xiàn)于非正式的領(lǐng)導(dǎo)角色（Muijs & Harris, 2006; Smylie, 1995）。從核心目標上來看，提升教師領(lǐng)導(dǎo)力旨在教育變革，通過教與學(xué)的變革來實現(xiàn)核心目標（葉菊艷,朱旭東, 2018）。通過發(fā)展教師領(lǐng)導(dǎo)力，教師不僅能在課堂內(nèi)發(fā)揮領(lǐng)導(dǎo)作用，提升教學(xué)效率，也能在課堂外發(fā)揮領(lǐng)導(dǎo)力，促進教育實踐（Katzenmeyer &Moller, 2009）。

以往研究發(fā)現(xiàn)組織和個人因素對于領(lǐng)導(dǎo)力發(fā)展都具有重要作用。根據(jù)社會交換理論，當(dāng)組織為成員提供理想的工作環(huán)境、提供情感性和工具性的支持時，成員會更愿意為組織奉獻聰明才智（劉小平, 2011; 楊苗苗, 王娟茹, 2020）。教學(xué)自主權(quán)是指教師決定教什么和怎么教的自由（Prichard &Moore, 2016），分為課程自主權(quán)和一般教學(xué)自主權(quán)，前者指向課程教學(xué)活動及材料和教學(xué)計劃及過程，后者指向常規(guī)的教學(xué)指導(dǎo)標準和教學(xué)工作決策（Pearson & Hall, 1993）。教學(xué)自主權(quán)反映了學(xué)校對教師工作較為理想的外部支持，代表學(xué)校對教師的信任程度，有利于促進教師主動發(fā)展領(lǐng)導(dǎo)力特質(zhì)。

擁有自主權(quán)的教師能夠更加自主地安排教學(xué)進度、決定教學(xué)方法、參與學(xué)校事務(wù)等（王曉麗等, 2018），而不受過多干預(yù)控制，這樣才能逐漸展示更高水平的專業(yè)能力并發(fā)展教師領(lǐng)導(dǎo)力（Ghamrawi, 2010），即教學(xué)者可以通過專業(yè)自主的空間進一步發(fā)揮領(lǐng)導(dǎo)作用（陳世聰, 2015）。學(xué)校賦權(quán)于教師，讓教師自主發(fā)展，才能進一步促進其領(lǐng)導(dǎo)專業(yè)發(fā)展（盧乃桂, 陳崢, 2007）。還有研究指出，教師專業(yè)自主權(quán)與其領(lǐng)導(dǎo)力存在互相影響，即自主權(quán)在受領(lǐng)導(dǎo)力正向影響的同時也會正向影響教師的領(lǐng)導(dǎo)力（Erss & Kalmus, 2018）。其中，教師的專業(yè)自主權(quán)是指在學(xué)校組織結(jié)構(gòu)及課程設(shè)置的背景下，教師作為課堂教學(xué)的專業(yè)人士所具有的行為范圍（Wermke & H?stf?lt, 2014）。由此提出研究假設(shè)H1：教學(xué)自主權(quán)顯著正向預(yù)測教師領(lǐng)導(dǎo)力。

除組織因素外，個人因素對提升教師領(lǐng)導(dǎo)力也具有重要作用。心理授權(quán)是指被授權(quán)個體內(nèi)在的心理體驗和認知的綜合體，包括意義感、勝任力、影響力和自我決定（Spreitzer, 1995; Thomas &Velthouse, 1990）。教師心理授權(quán)是教師認為自己具備一定專業(yè)知識和教學(xué)技能并能影響學(xué)校環(huán)境的一種信念，以及教師對自己可以控制工作生活某些方面和對自己在同事中地位的覺察（Short &Rinehart, 1992）。有研究指出，領(lǐng)導(dǎo)者自上而下的結(jié)構(gòu)授權(quán)行為是心理授權(quán)重要的前因變量（鞏振興, 張劍, 2015）。自我決定理論也指出，控制動機指向外部環(huán)境，自主動機強調(diào)個體意愿，兩者可以共同存在（Deci & Ryan, 2000），即外部自主權(quán)和心理授權(quán)可以同時存在。在教育研究領(lǐng)域中，心理授權(quán)作為重要的中介變量被多次驗證在外部組織因素（如變革型領(lǐng)導(dǎo)）與個人情感和行為（如職業(yè)滿意度、組織公民行為等）之間發(fā)揮“橋梁”作用。具體而言，一方面，外部授權(quán)可以有效預(yù)測心理授權(quán)（Singh & Sarkar, 2019）。另一方面，心理授權(quán)對領(lǐng)導(dǎo)力具有重要作用，被授權(quán)者往往更有創(chuàng)新精神，更善于引導(dǎo)和鼓勵他人（Spreitzer et al., 1999）。因此提出研究假設(shè)H2：教師心理授權(quán)在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力間發(fā)揮中介作用。

此外，根據(jù)自我決定理論，除滿足勝任力需求外，滿足自主性需求也是個體自主發(fā)展的重要因素（Deci & Ryan, 2000）。教師的教學(xué)自主可分為教學(xué)自主權(quán)和教學(xué)自主性兩方面，分別代表學(xué)校外部賦權(quán)和教師內(nèi)部意愿（姚計海, 2009）。相比于外部賦權(quán)，教學(xué)自主性是教師作為教學(xué)主體對內(nèi)在自我的自主，表現(xiàn)為教師在一定社會規(guī)范和教育目的下，受內(nèi)在動力推動，積極調(diào)節(jié)和控制自己教學(xué)活動的一種個性特征（姚計海, 2012）。有研究指出，教學(xué)自主權(quán)對教學(xué)自主性有顯著預(yù)測作用（朱進杰 等, 2018）。而且，提升教師自主性有利于其發(fā)揮領(lǐng)導(dǎo)和管理作用（李飛, 2011）。這間接指出教學(xué)自主性在自主權(quán)和領(lǐng)導(dǎo)力中可能發(fā)揮中介作用。教師在開展教育教學(xué)專業(yè)活動時，不僅需要外部賦權(quán)的鼓勵肯定，還需要將外部賦權(quán)轉(zhuǎn)換為內(nèi)部動機，進而促進其自主地發(fā)展領(lǐng)導(dǎo)力特質(zhì)。由此提出研究假設(shè)H3：教學(xué)自主性在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力的關(guān)系中發(fā)揮中介作用。

根據(jù)授權(quán)的認知模型，心理授權(quán)水平高的個體會在工作中獲得更強的意義感，并表現(xiàn)出更高水平的自主性（Thomas & Velthouse, 1990）。研究也指出，員工心理授權(quán)與工作自主性呈正相關(guān)，且心理授權(quán)各個維度對自主性都有顯著預(yù)測作用（高超, 2007）。此外，組織行為學(xué)的態(tài)度理論指出，認知-情感-行為意向-行為四者是一個遞進的作用機制（陳明淑, 申海鵬, 2015）。雖然有關(guān)四個變量關(guān)系的實證研究較少，但兩兩之間的關(guān)系得到研究支撐（高超, 2007; 李飛, 2011; Lee & Nie,2014）。由此提出研究假設(shè)H4：教師心理授權(quán)和教學(xué)自主性在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力之間發(fā)揮鏈式中介作用。

2 研究方法

2.1 被試

本研究選取陜西、江西、河南、湖南、湖北、吉林的16所中小學(xué)校，通過向教師集體發(fā)放網(wǎng)絡(luò)問卷的方式收集數(shù)據(jù)信息。問卷填寫由學(xué)校組織安排，主試向教師發(fā)放問卷填寫鏈接，教師使用手機填答并提交。最后得到有效問卷403份。其中，男教師55人，女教師348人；教齡在5年及以下59人，6～10年58人，11～15年56人，16～20年48人，21～25年90人，26年及以上91人，缺失1人；學(xué)校階段為小學(xué)238人，初中111人，高中46人，缺失8人。

2.2 研究工具

2.2.1 教學(xué)自主權(quán)

采用Pearson和Hall（1993）編制，姚計海和申繼亮（2007）修訂的教學(xué)自主權(quán)量表，分為課程自主權(quán)和一般教學(xué)自主權(quán)兩個維度，共20題。采用Likert 5點計分，從1“很不符合”到5“很符合”。擬合指數(shù)良好：χ2/df=3.09，CFI=0.93，TLI=0.90，RMSEA=0.07，SRMR=0.05。兩個維度和總量表的Cronbach’s α 系數(shù)分別為 0.76、0.74 和 0.83。

2.2.2 教師領(lǐng)導(dǎo)力

采用胡繼飛和古立新（2012）的有關(guān)教師領(lǐng)導(dǎo)力問題的調(diào)查問卷，并對部分語句表述進行了適當(dāng)修訂，量表包括駕馭教育教學(xué)、影響學(xué)校事務(wù)和影響同事三個維度，改編后共20題，采用Likert 5點計分。修正模型后擬合指數(shù)改善：χ2/df=3.59，CFI=0.94，TLI=0.93，RMSEA=0.07，SRMR=0.07。三個維度和總量表的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.94、0.81、0.82和0.87。

2.2.3 教師心理授權(quán)

采用Spreitzer（1995）編制，李超平等人（2006）修訂的心理授權(quán)問卷，包括意義感、勝任力、影響力和自我決定四個維度，共12題，采用Likert 5點計分。問卷擬合指數(shù)良好：χ2/df=2.33，CFI=0.95，TLI=0.94，RMSEA=0.08，SRMR=0.07。四個維度和總量表的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.91、0.90、0.87、0.88 和 0.90。

2.2.4 教學(xué)自主性

采用姚計海和申繼亮（2010）編制的教學(xué)自主性量表，包括目的性、自發(fā)性、責(zé)任性、獨立性、勝任性、自省性、自控性七個維度，共37題，采用Likert 5點計分。擬合指數(shù)良好：χ2/df=2.56，CFI=0.91，TLI=0.91，RMSEA=0.06，SRMR=0.05。七個維度和總量表的Cronbach’s α系數(shù)分別為 0.87、0.89、0.70、0.73、0.86、0.84、0.81和0.96。

2.3 數(shù)據(jù)分析

采取SPSS25.0和Mplus7.4對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。首先對量表進行內(nèi)部一致性信度分析和驗證性因素分析，其次對人口學(xué)變量和四個主要變量進行描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析，最后利用結(jié)構(gòu)方程模型進行中介效應(yīng)檢驗。

3 結(jié)果

3.1 區(qū)分效度和共同方法偏差檢驗

使用極大似然估計法，將缺失值賦值為“-99”進行缺失值編碼，并利用Mplus7.4確立測量模型。四變量組合信度（CR）分別為0.86、0.96、0.97和0.97，均大于Fornell和Larcker（1981）建議的0.60，測量模型的內(nèi)在適配度較好。構(gòu)建四變量相互獨立的測量模型，之后逐步合并因素。從表1可以發(fā)現(xiàn)，四因素模型擬合情況最好。結(jié)合表2四個潛變量的AVE平方根分別為0.67、0.76、0.86和0.76，均大于潛變量兩兩之間的相關(guān)系數(shù)，測量工具有較好的區(qū)分效度。

表1 測量工具的區(qū)分效度

基于Harmon的單因素檢驗方法，運用SPSS25.0對共同方法變異進行檢驗。結(jié)果顯示，第一個因子的累積方差解釋率為35.7%，不超過40%（Podsakoff et al., 2003）。結(jié)合單因素模型擬合情況最差，并且領(lǐng)導(dǎo)力三個前因變量的共線性診斷結(jié)果VIF分別為1.44、1.83和2.03，均小于10，說明不存在嚴重的共同方法偏差。

3.2 描述統(tǒng)計和相關(guān)分析

研究發(fā)現(xiàn)教齡與四個研究變量均存在顯著正相關(guān)；學(xué)校階段與心理授權(quán)和教學(xué)自主性兩個變量存在顯著正相關(guān)。此外，教學(xué)自主權(quán)與教師領(lǐng)導(dǎo)力、教師心理授權(quán)和教學(xué)自主性顯著正相關(guān)；教師領(lǐng)導(dǎo)力與教師心理授權(quán)和教學(xué)自主性顯著正相關(guān)；教師心理授權(quán)與教學(xué)自主性顯著正相關(guān)。詳見表2。

表2 描述統(tǒng)計和相關(guān)分析

3.3 中介效應(yīng)檢驗

以教齡為控制變量，教師教學(xué)自主權(quán)為自變量，教師領(lǐng)導(dǎo)力為因變量，構(gòu)建簡易模型。模型擬合良好，χ2/df=3.77，CFI=0.91，TLI=0.90，RMSEA=0.08，SRMR=0.07。教學(xué)自主權(quán)對教師領(lǐng)導(dǎo)力具有顯著正向預(yù)測作用（β=0.53,p＜0.001）。

以教齡和學(xué)校階段為控制變量，教學(xué)自主權(quán)為自變量，教師領(lǐng)導(dǎo)力為因變量，教師心理授權(quán)和教學(xué)自主性為中介變量，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，以檢驗教師心理授權(quán)和教學(xué)自主性在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力之間的中介作用。結(jié)果顯示模型擬合指數(shù)在可接受范圍之內(nèi)，χ2/df=3.77，CFI=0.93，TLI=0.91，RMSEA=0.08，SRMR=0.07。如圖1 顯示，加入心理授權(quán)和教學(xué)自主性后，教師自主權(quán)對教師領(lǐng)導(dǎo)力仍存在顯著正向預(yù)測作用（β=0.20,p＜0.01），但效應(yīng)值減小，表明心理授權(quán)和教學(xué)自主性存在部分中介作用。

圖1 鏈式中介模型路徑

采用重復(fù)抽取1000次的偏差校正百分位Bootstrap法對鏈式中介效應(yīng)的顯著性進行檢驗。表3顯示，心理授權(quán)在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力之間的單獨中介效應(yīng)顯著，間接效應(yīng)為0.11，95%置信區(qū)間為[0.00, 0.24]；教學(xué)自主性在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力之間的單獨中介效應(yīng)顯著，間接效應(yīng)為0.16，95%置信區(qū)間為[0.06, 0.28]；心理授權(quán)和教學(xué)自主性在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力間的鏈式中介效應(yīng)顯著，間接效應(yīng)為0.21，95%置信區(qū)間為[0.14, 0.33]。可見，兩條單獨中介效應(yīng)和一條鏈式中介效應(yīng)路徑均成立。

表3 中介效應(yīng)檢驗

4 討論

4.1 教師教學(xué)自主權(quán)與教師領(lǐng)導(dǎo)力的關(guān)系

教學(xué)自主權(quán)對教師領(lǐng)導(dǎo)力的直接效應(yīng)顯著。有研究指出教師自主權(quán)能夠影響教師管理和領(lǐng)導(dǎo)課堂的表現(xiàn)（Bl?meke & Klein, 2013），提升教師自主權(quán)有利于增加教師領(lǐng)導(dǎo)機會（金建生, 2007），與本研究結(jié)果較為一致。還有研究指出學(xué)校人事政策的自主權(quán)對有效的人事管理有重要意義，自主權(quán)增大后管理者能更有效調(diào)動領(lǐng)導(dǎo)效能（Dou et al.,2016）。隨著社會對基礎(chǔ)教育要求的日益提高，充分給予教師自主權(quán)、擴展教師領(lǐng)導(dǎo)力成為教師專業(yè)發(fā)展和學(xué)校組織變革的重要條件。相比于學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)者的領(lǐng)導(dǎo)力，教師群體擁有的專業(yè)知識和能力同樣能夠幫助自身、同事以及領(lǐng)導(dǎo)者推動專業(yè)發(fā)展、處理學(xué)校事務(wù)工作等，從而推動學(xué)校教育教學(xué)的發(fā)展。但我國學(xué)校采用科層管理體制，并沒有將課程決策和開發(fā)權(quán)等交到教師的手里（陳莉, 2019），中小學(xué)教師的專業(yè)發(fā)展受到行政部門的干預(yù)（盧乃桂, 陳崢, 2007）。此時，強調(diào)充足的教學(xué)自主權(quán)對教師領(lǐng)導(dǎo)特質(zhì)的發(fā)展和教育教學(xué)質(zhì)量的提升顯得格外重要。

4.2 教師心理授權(quán)和教學(xué)自主性的單獨中介作用

教師心理授權(quán)在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力間發(fā)揮中介作用。有研究指出結(jié)構(gòu)性授權(quán)與心理授權(quán)呈現(xiàn)顯著正相關(guān)（Stewart et al., 2010），同時結(jié)構(gòu)性授權(quán)可以預(yù)測心理授權(quán)和創(chuàng)新行為，且心理授權(quán)在兩者關(guān)系中發(fā)揮中介作用（Singh & Sarkar,2019）。教學(xué)自主權(quán)屬于結(jié)構(gòu)性授權(quán)，且創(chuàng)新行為與領(lǐng)導(dǎo)力有一定聯(lián)系，間接支持本研究結(jié)果。心理授權(quán)作為學(xué)校組織行為學(xué)的重要內(nèi)容，是教師工作投入的重要影響因素，對教師的心理和行為都具有重要影響（陸桂芝 等, 2012）。而且根據(jù)自我決定理論，心理授權(quán)作為個體內(nèi)部因素與作為組織外部因素的教學(xué)自主權(quán)共同滿足教師的勝任力需求，從而提升其發(fā)展領(lǐng)導(dǎo)力的內(nèi)部動機，為教師領(lǐng)導(dǎo)力的提升拓展內(nèi)部心理途徑。因此學(xué)校不僅需要認識外部賦權(quán)的重要性，更需要重視教師內(nèi)心感知授權(quán)的意義。

同時，教學(xué)自主性也在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力間發(fā)揮中介作用。以往有研究間接驗證了三者關(guān)系：一方面，教學(xué)自主性很大程度上受到其自主權(quán)大小的影響（姚計海, 2012）；另一方面，教師可以通過激發(fā)自主工作的積極性來展示領(lǐng)導(dǎo)效能（Bauman, 2015）。此外，還有研究指出專業(yè)自主性在領(lǐng)導(dǎo)力與教師專業(yè)發(fā)展的關(guān)系中發(fā)揮中介作用（張歡 等, 2020）。這些結(jié)果都與本研究結(jié)果較為一致。學(xué)校如果只看到了外部自主權(quán)的重要性，忽視了自發(fā)性的教學(xué)自主性，就錯失了發(fā)展教師領(lǐng)導(dǎo)力的重要途徑。因此，學(xué)校管理層除了可以通過提升教學(xué)自主權(quán)激勵教師發(fā)展，也可以通過提升教學(xué)自主性推動教師專業(yè)發(fā)展（姚計海, 2019）。

4.3 教師心理授權(quán)與教學(xué)自主性的鏈式中介作用

教師心理授權(quán)與教學(xué)自主性在教學(xué)自主權(quán)與教師領(lǐng)導(dǎo)力間發(fā)揮鏈式中介作用。該結(jié)果符合認知-情感-行為意向-行為的遞進機制（陳明淑, 申海鵬, 2015）。雖然沒有研究直接指出四個變量之間的關(guān)系，但是多項研究間接驗證了四者的關(guān)系。有研究指出，校長或直接上級的授權(quán)行為與教師心理授權(quán)正相關(guān)，教師對授權(quán)行為的感知對心理授權(quán)有正向預(yù)測作用（Lee & Nie, 2014）。員工心理授權(quán)與工作自主性呈正相關(guān)，且心理授權(quán)顯著預(yù)測自主性（高超, 2007），教學(xué)自主性又進一步促進教師發(fā)揮領(lǐng)導(dǎo)作用（李飛, 2011）。以往研究多集中于校長領(lǐng)導(dǎo)力，忽視了教師領(lǐng)導(dǎo)力，教師發(fā)展領(lǐng)導(dǎo)力特質(zhì)不論是對教師群體的專業(yè)提升還是學(xué)校目標的最終實現(xiàn)都具有重要作用，因此探究提升教師領(lǐng)導(dǎo)力的多條途徑具有重要意義。教學(xué)自主權(quán)屬于外部組織因素，心理授權(quán)和教學(xué)自主性屬于密切聯(lián)系的個體因素，三者同樣存在密切聯(lián)系，可以為領(lǐng)導(dǎo)力的發(fā)展共同提供外部和內(nèi)部促進因素。

4.4 研究啟示與局限

本研究驗證了提升教師領(lǐng)導(dǎo)力特質(zhì)的多條路徑。首先，學(xué)校及教育行政部門需要向教師適當(dāng)放權(quán)，重視教師領(lǐng)導(dǎo)力特質(zhì)，賦予其自主選擇教學(xué)內(nèi)容、安排教學(xué)計劃、調(diào)整教學(xué)進度等教學(xué)自主權(quán)。其次，學(xué)校管理者不能忽視對教師的心理關(guān)懷，教師在得到外部授權(quán)的同時也需要將其轉(zhuǎn)換為教師內(nèi)在的心理授權(quán)。最后，學(xué)校管理者還需要重視激發(fā)教師的自主內(nèi)部動機，培養(yǎng)其內(nèi)在的教學(xué)自主性，提升其內(nèi)部自主意愿。

本研究還存在一些局限。取樣存在不足，可能影響被試樣本和研究結(jié)果的普遍適用性。以后研究需要考慮增加取樣范圍，盡可能實現(xiàn)隨機抽樣，并盡量使用現(xiàn)場調(diào)查，清晰明確地指導(dǎo)被試進行填答。此外，研究問卷是教師自陳問卷，雖然有利于快速高效地收集數(shù)據(jù)，但是容易導(dǎo)致研究結(jié)果的主觀性，今后研究應(yīng)結(jié)合訪談法和三角互證原則以進一步提升研究結(jié)果的可靠性。

5 結(jié)論

（1）教學(xué)自主權(quán)對教師領(lǐng)導(dǎo)力具有顯著的直接效應(yīng)；（2）教師心理授權(quán)在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力的關(guān)系中發(fā)揮單獨中介作用；（3）教學(xué)自主性在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力的關(guān)系中發(fā)揮單獨中介作用；（4）教師心理授權(quán)和教學(xué)自主性在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力的關(guān)系中起到鏈式中介作用。