朱 海 宋 香 周 云 楊曉平 田澤永

(1 遵義師范學院教師教育學院，遵義 563006) (2 貴州師范大學心理學院，貴陽 550025)

1 引言

教師是教育發(fā)展的第一資源，是國家富強、民族振興、人民幸福的重要基石。與東部相比，我國教育發(fā)展的短板在西部，而促進西部教育發(fā)展的關(guān)鍵在教師（郝文武, 2021; 謝倩 等, 2020）。教師作為西部山區(qū)教育質(zhì)量的核心，其主觀幸福感不僅影響自身的心理健康，還影響著學生的健康成長，甚至關(guān)系到能否順利實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。因此，探究西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感的影響因素并厘清這些因素與西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感之間的關(guān)系就顯得尤為重要。

主觀幸福感（subjective well-being, SWB）是個體根據(jù)自定的標準對自身生活質(zhì)量的整體性評估（牛凱寧 等, 2021; 王鋼 等, 2017; 張西超 等, 2014;Diener et al., 2003）。在影響教師主觀幸福感的諸多因素中，職業(yè)壓力是研究者關(guān)注較多的因素之一（黃益遠, 2002; 周正, 寧寧, 2020）。研究表明，職業(yè)壓力是中小學教師主觀幸福感的核心風險性因素，職業(yè)壓力顯著負向預測中小學教師主觀幸福感（傅俏俏, 葉寶娟, 2016; 張國禮 等, 2012; Hung et al., 2016）。相較于東部地區(qū)教師，西部山區(qū)中小學教師在環(huán)境、待遇、生源等方面均處于不利地位（王振宇, 2019）。據(jù)此，提出研究假設1：職業(yè)壓力顯著負向預測西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感。

雖然前人的研究發(fā)現(xiàn)職業(yè)壓力顯著負向預測中小學教師主觀幸福感，但關(guān)于職業(yè)壓力這個風險性因素對中小學教師主觀幸福感的影響機制和影響過程探究較少。文獻分析發(fā)現(xiàn)，職業(yè)倦怠可能是職業(yè)壓力與西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感之間的中介變量（伍新春 等, 2019; Maslach &Jackson, 1981）。從職業(yè)倦怠的癥狀和成因上看工作壓力是教師職業(yè)倦怠產(chǎn)生的關(guān)鍵因素（劉毅 等,2009; 馬富萍 等, 2020; Wang et al., 2020）。研究表明，職業(yè)壓力能顯著正向預測中小學教師職業(yè)倦?。ㄍ跽裼? 2019; Brouwer et al., 2011）。隨著城鎮(zhèn)化進程的推進，教師可能遇到身份與心理方面的困境和挑戰(zhàn)，也面臨著來自學生、家長、職業(yè)發(fā)展等方面的巨大壓力，從而也可能出現(xiàn)職業(yè)倦怠，進而體驗到較低的幸福感。據(jù)此，提出研究假設2：職業(yè)倦怠中介了職業(yè)壓力對西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感的影響。

職業(yè)壓力可能會通過職業(yè)倦怠中介作用于中小學教師主觀幸福感，但這一中介作用可能會受到其他因素的調(diào)節(jié)，即對于具有不同個體資源的教師，職業(yè)倦怠在職業(yè)壓力和主觀幸福感之間的中介作用可能存在差異。文獻分析發(fā)現(xiàn)，職業(yè)認同可能調(diào)節(jié)了職業(yè)倦怠的中介作用，教師職業(yè)認同是教師個體的一種與職業(yè)有關(guān)的積極態(tài)度，也是教師所具有的重要個體資源（魏淑華, 2008）。具有較高職業(yè)認同的教師不僅會表現(xiàn)出對教師職業(yè)的認可和接納，還會據(jù)此產(chǎn)生相應的積極行為、積極情感體驗。工作需求-工作資源模型（job demands and resources model, 簡稱JD-R模型）認為，每種職業(yè)都有其特定的影響倦怠的因素，可分為工作需求和工作資源兩類（Demerouti et al.,2001）。工作需求是環(huán)境壓力源，如工作負荷、工作-家庭沖突、人際要求等；而工作資源涉及工作的心理、社會和組織方面，如社會支持、反饋獎賞等外部資源（周密 等, 2016; Bakker & Demerouti,2007）。在高工作要求下，擁有較少個體資源的人群更容易引起“疲勞過程”，而具有豐富個體資源的人群在此時更容易激發(fā)他們的工作投入，引發(fā)“激勵過程”。相關(guān)研究表明，心理資本、勝任力、教學效能感等教師個體內(nèi)部資源也能有效緩解職業(yè)倦?。▌⒁?等, 2009; 趙簡, 張西超,2010）。教師職業(yè)認同作為影響西部山區(qū)教師身心健康、工作滿意度等變量的重要個體因素，除了可能會調(diào)節(jié)職業(yè)壓力對西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感的影響外，還可能會調(diào)節(jié)職業(yè)壓力對職業(yè)倦怠的影響，并能通過職業(yè)倦怠進一步作用于西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感。據(jù)此，提出研究假設3：職業(yè)認同調(diào)節(jié)了職業(yè)壓力→職業(yè)倦怠→西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感這一中介過程的直接路徑和前半段。

綜上所述，本研究將通過一個有調(diào)節(jié)的中介模型（圖1）對職業(yè)壓力與西部山區(qū)教師主觀幸福感之間的關(guān)系進行深入的探究，主要假設有3個：（1）探討職業(yè)壓力能否負向預測西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感；（2）探究職業(yè)倦怠能否中介職業(yè)壓力對西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感的影響；（3）檢驗職業(yè)認同是否調(diào)節(jié)了職業(yè)壓力→職業(yè)倦怠→西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感這一中介過程的直接路徑和前半段。通過對以上假設的檢驗可以進一步探究職業(yè)壓力與西部山區(qū)教師主觀幸福感之間的關(guān)系，為提升西部山區(qū)教師主觀幸福感提供可參考的依據(jù)。

圖1 研究理論框架圖

2 研究方法

2.1 被試

調(diào)查對象來源于貴州省貴陽市、遵義市、畢節(jié)市3個地級市的5個縣，選取來自34所學校共2568名中小學教師。為保證調(diào)查對象的多樣性，選取學校的所在地包括農(nóng)村、鄉(xiāng)鎮(zhèn)、縣城。貴陽市共抽取11所學校，其中農(nóng)村學校4所，鄉(xiāng)鎮(zhèn)學校4所，縣城學校3所；遵義市共抽取13所學校，其中農(nóng)村學校4所，鄉(xiāng)鎮(zhèn)學校5所，縣城學校4所；畢節(jié)市共抽取10所學校，其中農(nóng)村學校3所，鄉(xiāng)鎮(zhèn)學校5所，縣城學校2所；涵蓋小學、初中、高中三個學段。實測回收有效問卷2019份，回收率78.62%。其中男教師839人，女教師1180人；小學教師774人，初中教師872人，高中教師373人；農(nóng)村學校教師343人，鄉(xiāng)鎮(zhèn)學校教師889人，縣城學校教師787人；教齡1～5年的教師493人，6～10年的235人，11～15年的275人，16～20年的334人，20年以上的682人；三級教師111人，二級教師563人，一級教師1029人，高級教師314人，正高級教師2人；月工資收入為1000～3000元的教師88人，3001～5000元的1307人，5001～8000元的613人，8000元以上的11人。

2.2 研究工具

2.2.1 中小學教師職業(yè)壓力問卷

采用朱從書等（2002）編制的中小學教師職業(yè)壓力問卷，該問卷包括考試壓力、學生因素、自我發(fā)展、家庭人際、工作負荷和職業(yè)期望6個維度，共46個項目。問卷采用Likert 5點計分方式，教師根據(jù)自己的真實情況在“沒有壓力”到“壓力很大”的5點量表上進行選擇。得分越高表示教師感受到的職業(yè)壓力強度越大。在本研究中，該問卷的 Cronbach’s α 系數(shù)為 0.96。

2.2.2 中小學教師職業(yè)認同量表

采用魏淑華等（2013）編制的中小學教師職業(yè)認同量表，該量表包括角色價值觀、職業(yè)行為傾向、職業(yè)價值觀和職業(yè)歸屬感4個維度，共18個項目。量表采用Likert 5點計分方式，教師根據(jù)自己的真實情況在“完全不符合”到“完全符合”的5點量表上進行選擇。得分越高表示教師的職業(yè)認同程度越高。在本研究中，該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為 0.91。

2.2.3 教師職業(yè)倦怠量表

采用Maslach等（2001）編制，李超平和汪海梅（2009）修訂的簡版教師職業(yè)倦怠量表，該量表包括情緒衰竭、去個性化和個人成就感低3個維度，共15個項目。量表采用Likert 7點計分方式，調(diào)查對象根據(jù)自己的真實情況在“從不發(fā)生”到“每天發(fā)生”的7點量表上進行選擇。得分越高表示教師的職業(yè)倦怠程度越高。在本研究中，該量表的 Cronbach’s α 系數(shù)為 0.87。

2.2.4 主觀幸福感量表

采用Campbell（1976）編制，姚春生等（1995）修訂的幸福感指數(shù)量表，該量表包括總體情感指數(shù)和生活滿意度指數(shù)2個維度，共9個項目。其中總體情感指數(shù)包含8個項目，生活滿意度指數(shù)包含1個項目。量表采用Likert 7點計分方式，調(diào)查對象根據(jù)自己的生活感受在7點量表上進行選擇。計算主觀幸福感時，按總體情感指數(shù)得分權(quán)重為1、生活滿意度指數(shù)得分權(quán)重為1.1的原則進行相加；所得之和范圍在2.1～14.7之間，分值越高說明主觀幸福感越強。本研究中，該量表的 Cronbach’s α 系數(shù)為 0.92。

2.3 研究過程與數(shù)據(jù)處理

利用每個學校業(yè)務學習后的時間進行問卷調(diào)查。每個學校的問卷調(diào)查均由10名經(jīng)過培訓的大學生調(diào)查員進行，每名調(diào)查員負責對8～15名教師進行問卷調(diào)查。問卷調(diào)查前強調(diào)本次調(diào)查的匿名性、保密性及數(shù)據(jù)僅用于科學研究之用。要求教師根據(jù)自己真實的想法進行回答，回答完畢后立即回收問卷。采用SPSS21.0和Mplus7.0軟件對數(shù)據(jù)進行分析處理。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差控制與檢驗

采用Harman單因子檢驗法對可能存在的共同方法偏差進行檢驗（周浩, 龍立榮, 2004），結(jié)果表明特征值大于1的因子共14個，第一因子的變異解釋率為25.89%，小于40%的臨界標準，說明本研究的共同方法偏差問題在允許范圍內(nèi)。

3.2 各變量描述統(tǒng)計結(jié)果及相關(guān)分析

從表1可知，中小學教師主觀幸福感與職業(yè)壓力（r=-0.45,p＜0.01）、職業(yè)倦怠顯著負相關(guān)（r=-0.58,p＜0.01），與職業(yè)認同顯著正相關(guān)（r=0.46,p＜0.01）；中小學教師職業(yè)倦怠與職業(yè)壓力顯著正相關(guān)（r=0.46,p＜0.01），與職業(yè)認同顯著負相關(guān)（r=-0.49,p＜0.01）；中小學教師職業(yè)壓力與職業(yè)認同顯著負相關(guān)（r=-0.13,p＜0.01）。

表1 各變量描述統(tǒng)計及相關(guān)結(jié)果

3.3 西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感差異檢驗結(jié)果

對西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感進行差異檢驗，結(jié)果表明：女性教師的主觀幸福感顯著高于男性教師 [t(2017)=-2.80,p＜0.01, Cohen’sd=0.129]；未擔任班主任的教師主觀幸福感顯著高于擔任班主任的教師[t(2017)=-2.17,p＜0.05, Cohen’sd=0.125]。不同學段（小學、初中、高中）教師的主觀幸福感存在顯著性差異[F(2, 2016)=6.96,p＜0.01,=0.07]；事后檢驗表明小學教師顯著高于初中教師（p＜0.001），高中教師顯著高于初中教師（p＜0.05），小學教師與高中教師無顯著性差異（p＞0.05）。不同月工資收入教師的主觀幸福感存在顯著性差異 [F(3, 2015)=23.10,p＜0.001,=0.32]；且4對平均數(shù)均存在顯著性的差異（ps＜0.001），中小學教師的主觀幸福感隨著月工資收入的增加而顯著提高。不同教齡教師的主觀幸福感存在顯著性差異 [F(4, 2014)=3.19,p＜0.05,=0.06]；且教齡1～5年教師的主觀幸福感顯著高于教齡為6～10年教師（p＜0.05）及 16～20年教師（p＜0.01），教齡為20年以上教師的主觀幸福感顯著高于16～20年的教師（p＜0.01），其他教齡教師之間無顯著性差異。不同學校所在地（農(nóng)村、鄉(xiāng)鎮(zhèn)、縣城）、不同職稱教師主觀幸福感無顯著性差異。

3.4 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

根據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）提出的有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗程序進行檢驗。將所有變量標準化為Z分數(shù)，然后將職業(yè)壓力與職業(yè)認同的Z分數(shù)相乘，形成交互項。首先檢驗職業(yè)壓力對中小學教師主觀幸福感的影響，運用Mplus7.0，通過結(jié)構(gòu)方程建立職業(yè)壓力與中小學教師主觀幸福感的關(guān)系模型，如圖2所示。模型的各項指標為：χ2/df=5.68，CFI=0.97，NNFI=0.96，RMSEA=0.03，SRMR=0.04。各項指標表明，數(shù)據(jù)對模型的擬合良好。在該模型中，職業(yè)壓力顯著負向預測西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感（γ=-0.38,t=-13.28,p＜0.001），研究假設1得到支持。

圖2 職業(yè)壓力對西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感的影響模型

接下來對有調(diào)節(jié)的中介模型進行檢驗，采用Mplus7.0，通過結(jié)構(gòu)方程建立職業(yè)壓力、職業(yè)認同、交互項（職業(yè)壓力×職業(yè)認同）和職業(yè)倦怠與主觀幸福感的關(guān)系模型，具體如圖3所示。模型的各項指標為：χ2/df=6.78，CFI=0.92，NNFI=0.90，RMSEA=0.05，SRMR=0.06。職業(yè)壓力顯著正向預測中小學教師職業(yè)倦?。╝1=0.73,t=28.16,p＜0.001），職業(yè)倦怠對中小學教師主觀幸福感的效應顯著（b1=-0.65,t=-15.74,p＜0.001）。采用偏差校正Bootstrap方法抽樣1500次計算職業(yè)倦怠在職業(yè)壓力與幸福感之間的中介效應，95%置信區(qū)間為[-0.443,-0.293]，不包括0。因此，職業(yè)倦怠中介了職業(yè)壓力對西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感的影響，假設2得到支持。由于職業(yè)壓力對中小學教師主觀幸福感的影響依然顯著（c’1=0.09,t=3.00,p＜0.01），因此，職業(yè)倦怠在職業(yè)壓力與西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感之間起部分中介的作用。同時，職業(yè)壓力與職業(yè)認同交互項對中小學教師主觀幸福感的效應不顯著（c’3=-0.02,t=-1.01,p＞0.05），職業(yè)壓力與職業(yè)認同交互項對中小學教師職業(yè)倦怠的效應顯著（a3=-0.08,t=-2.91,p＜0.01），采用偏差校正Bootstrap方法抽樣1500次計算職業(yè)認同對中介路徑前半段的調(diào)節(jié)效應，95%置信區(qū)間為[0.017, 0.075]。因此，職業(yè)認同調(diào)節(jié)了職業(yè)壓力→職業(yè)倦怠→西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感這一中介過程的前半段。假設3得到部分支持。

圖3 有調(diào)節(jié)的中介模型

為揭示職業(yè)認同如何調(diào)節(jié)職業(yè)壓力與西部山區(qū)中小學教師職業(yè)倦怠之間的關(guān)系，繪制了職業(yè)壓力與職業(yè)認同的交互作用圖（見圖4）。使用簡單斜率檢驗來進行簡單效應分析，結(jié)果表明：對于職業(yè)認同較低的教師（Z=-1），職業(yè)壓力極為顯著地影響了西部山區(qū)中小學教師職業(yè)倦?。é?0.53,t=23.09,p＜0.001）；職業(yè)壓力每增加一個標準差，中小學教師職業(yè)倦怠就會上升0.53個標準差。對于職業(yè)認同較高的教師（Z=1），雖然職業(yè)壓力也顯著影響中小學教師職業(yè)倦怠（γ=0.29,t=11.65,p＜0.001）；但職業(yè)壓力每增加一個標準差，職業(yè)倦怠僅升高0.29個標準差。這說明職業(yè)認同顯著緩解了職業(yè)壓力對西部山區(qū)中小學教師職業(yè)倦怠的消極影響。

圖4 教師職業(yè)認同對職業(yè)壓力與職業(yè)倦怠之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

4 討論

4.1 西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感特點

對不同人口學變量的西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感進行檢驗發(fā)現(xiàn)：在性別人口學變量上，女性教師的主觀幸福感顯著高于男性教師，與前人的研究結(jié)果相一致（傅俏俏, 葉寶娟, 2016），這可能是女性較為認可教師職業(yè)的穩(wěn)定性以及社會對女性教師具有較高的認同度。在是否擔任班主任這一人口學變量上，未擔任班主任的西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感顯著高于擔任班主任教師；對于西部山區(qū)的教師而言，擔任班主任除了完成常規(guī)的教學任務外，他們需要更多地關(guān)注留守兒童及其與父母進行溝通的心理需求，需要面對更多的工作責任和壓力，因此也更容易產(chǎn)生較低的主觀幸福感。在學段人口學變量上，小學教師和高中教師的主觀幸福感顯著高于初中教師，初中教師既要面對升學壓力又要面對正處于青春期的初中生，易產(chǎn)生消極情感體驗從而降低主觀幸福感。在月收入人口學變量上，西部山區(qū)中小學教師的主觀幸福感隨著月工資收入的增加而顯著提高，較高的收入使得西部山區(qū)中小學教師在社會比較的過程中產(chǎn)生向下比較從而具有較高的主觀幸福感（邢占軍, 2011）。在教齡人口學變量上，教齡為1～5年和20年以上的西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感較高。教齡1～5年的中小學教師入職時間相對較短，工作本身更能給其帶來新鮮感，易獲得更多的積極情緒體驗，主觀幸福感更高（李森, 崔友興, 2015; 李亞真 等, 2010）。而教齡在20年以上的西部山區(qū)中小學教師，隨著教學經(jīng)驗的累積、教學能力、職業(yè)聲望的提高，他們在工作中獲得的成就感更強，容易從工作中獲得更多、更強烈的幸福感。

4.2 職業(yè)壓力與西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感的關(guān)系

調(diào)查結(jié)果表明，職業(yè)壓力顯著負向預測西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感，這與前人將職業(yè)壓力作為教師幸福感風險性因素的研究相一致（王鋼 等, 2017; van Horn et al., 2004）。雖然近些年來國家不斷加大對西部山區(qū)教育的投入，教師的教學環(huán)境、報酬待遇、生活環(huán)境等都有了顯著的改善，但西部山區(qū)教師依然面臨著教師結(jié)構(gòu)性缺編，課外任務較多的挑戰(zhàn)。

本研究發(fā)現(xiàn)職業(yè)倦怠中介了職業(yè)壓力和西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感之間的關(guān)系。這與強調(diào)職業(yè)倦怠在風險性因素與教師幸福感之間的中介作用的相關(guān)研究相一致（楊玲 等, 2015）。JD-R模型認為工作需求能引發(fā)相對獨立的壓力過程，持續(xù)的工作需求耗竭工作者的身心資源，帶來職業(yè)倦怠等問題，從而導致低幸福感等不良結(jié)果（Bakker & Demerouti, 2007）。隨著社會的發(fā)展，教師承擔的角色日趨多樣化與復雜化。西部山區(qū)中小學教師除了擔任教師的職責之外，他們還可能需要扮演家長的角色，滿足留守兒童的心理需求。在此長期壓力過度的情況下，容易產(chǎn)生職業(yè)倦怠，從而體驗較低的主觀幸福感。

本研究還發(fā)現(xiàn)職業(yè)壓力→職業(yè)倦怠→西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感這一中介過程的前半段受到了職業(yè)認同的調(diào)節(jié)。工作需求和工作資源除了能引發(fā)單獨的心理過程外，JD-R模型還認為工作需求和工作資源存在交互作用，會對職業(yè)倦怠和幸福感產(chǎn)生聯(lián)合效應，即工作資源可能緩解工作需求對職業(yè)倦怠和幸福感的消極影響（Bakker &Demerouti, 2007）。本研究結(jié)果也與生態(tài)系統(tǒng)理論的觀點契合。生態(tài)系統(tǒng)理論認為個體的身心發(fā)展是外在環(huán)境和內(nèi)在個體特質(zhì)共同作用的結(jié)果，在相同的環(huán)境下，不同個體會有不同表現(xiàn)（Greenglass &Fiksenbaum, 2009）。具體到本研究，在相同的職業(yè)壓力（外在環(huán)境）下具有不同職業(yè)認同（個體資源）的西部山區(qū)中小學教師產(chǎn)生不同的職業(yè)倦怠，進而體驗到不同的主觀幸福感。另外，職業(yè)認同對職業(yè)壓力→主觀幸福感的直接路徑調(diào)節(jié)不顯著，可能的原因在于教師對自身的職業(yè)認同是對工作或職業(yè)的一種積極的態(tài)度，而這種態(tài)度與職場、工作息息相關(guān)，則更易通過緩解職業(yè)壓力帶來的消極情緒或者疲勞感（職業(yè)倦?。┻@種間接途徑來促使其幸福感的提升（傅俏俏, 葉寶娟, 2016）。

本研究結(jié)果對于實踐中有效提高西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感具有一定的啟示作用。首先，本研究提示除職業(yè)壓力和職業(yè)倦怠等風險性因素外，職業(yè)認同等個體資源是西部山區(qū)中小學教師重要保護性因素；其次，本研究通過對西部山區(qū)教師個體內(nèi)部資源（職業(yè)認同）的探討，將JD-R模型中社會支持等外部工作資源與職業(yè)認同等有機結(jié)合。因此，相關(guān)職能部門在提高西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感的過程中，除了應該注意緩解職業(yè)壓力和職業(yè)倦怠外，更應當立足于教師本身所具有的個體資源，如提高其職業(yè)認同度。

本研究還存在一些不足之處。第一，采用橫斷研究探討職業(yè)壓力對西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感的影響不能反映一個動態(tài)過程，今后研究將結(jié)合縱向追蹤研究進行深入探討。第二，工作資源還包括組織支持、社會支持等外部因素，以后可探討這些因素如何影響西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感。

5 結(jié)論

本研究條件下可得出如下結(jié)論：（1）西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感在性別、是否擔任班主任、月收入、教齡等人口學變量上存在顯著性差異；（2）職業(yè)壓力顯著負向預測西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感；（3）職業(yè)倦怠中介了職業(yè)壓力對西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感的影響；（4）職業(yè)認同調(diào)節(jié)了職業(yè)壓力→職業(yè)倦怠→西部山區(qū)中小學教師主觀幸福感這一中介過程的前半段。