張 佳 顧建民

一、問題的提出

促進義務教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展是近年來我國義務教育改革和發(fā)展的主要任務。在統(tǒng)籌義務教育師資均衡配置的諸多策略(如名校集團化、教育共同體、委托管理等)中，校長教師交流輪崗作為國家層面政策與行動，是當前教育改革的重中之重。2014年8月，我國教育部、財政部、人力資源和社會保障部聯(lián)合出臺了《關于縣(區(qū))域內(nèi)義務教育學校校長教師交流輪崗的意見》，明確要求各地“用3至5年時間實現(xiàn)縣(區(qū))域內(nèi)校長教師交流輪崗的制度化、常態(tài)化”[1]。2018年1月，《中共中央國務院關于全面深化新時代教師隊伍建設改革的意見》指出，要“深入推進縣域內(nèi)義務教育學校教師、校長交流輪崗”，進一步凸顯校長教師交流輪崗工作的重要性。校長交流輪崗政策甫一出臺，就被寄予厚望，被普遍認為是提升農(nóng)村學校、薄弱學校的校長配備水平，逐步縮小城鄉(xiāng)和校際之間的教育質(zhì)量差距，促進義務教育均衡發(fā)展的重要舉措。

當前，國內(nèi)文獻主要對校長輪崗政策及其實施現(xiàn)狀進行分析。一方面，研究從不同視角對如何提升輪崗效果進行了分析，包括讓校長對新學校形成文化認同[2]，加強輪崗校長身上能量的流動[3]，加強激勵保障機制，增強校長輪崗的內(nèi)動力[4]等。另一方面，研究探討了校長輪崗政策及其實施過程中存在的問題，包括主體認同不統(tǒng)一，制度設計不完善，經(jīng)費配套落后[5][6]，人本關懷和可操作性規(guī)定不足[7]，對校長的內(nèi)外支持不足[8]，校長評價不當[9]等。至于現(xiàn)實中的校長輪崗究竟對學校發(fā)展產(chǎn)生了怎樣的影響，則幾無涉獵。

倒是西方學者對校長輪崗的效果做過諸多實證探討。研究普遍認為輪崗能夠規(guī)避校長職業(yè)倦怠，讓其重新煥發(fā)職業(yè)熱情，促進其專業(yè)能力的提升[10][11]，但關于輪崗對學校發(fā)展的影響，已有研究產(chǎn)生了不一致的結論。一些研究認為校長輪崗是學校重建的關鍵力量，通過換掉不稱職的校長，并將杰出的校長空降到薄弱學校，可以促進學校的變革與發(fā)展。[12][13]另一些研究則發(fā)現(xiàn)，由政府部門主導的校長輪崗只會滋生員工的憤世嫉俗，并阻礙學校長期的可持續(xù)發(fā)展。[14][15]特別是經(jīng)常性的校長輪換會使教師懷疑校長所忠誠的不是流入的學校，而是自己的職業(yè)發(fā)展，并建立彈性文化使自己免受校長輪換的影響，從而不利于學校改革的開展。[16]梅耶(Meyer)和麥克米蘭(Macmillan)的進一步研究則發(fā)現(xiàn)，校長輪崗既可能促進，也可能阻礙教師的效能、士氣、對校長的信任度和忠誠度等。[17]可見，校長輪崗受制于復雜因素，其效果難以一概而論，我國校長輪崗效果則需要在我國具體的教育情境下進行實證研究。

有鑒于此，本研究立足于我國校長輪崗的現(xiàn)實情境，將關注點從輪崗現(xiàn)狀轉換到輪崗效果，基于實證調(diào)查從校長自身和學校發(fā)展兩個角度來探討校長輪崗效果及改進建議，這不僅有助于打開校長輪崗與學校發(fā)展之間關系的“黑箱”，也有助于精準改善校長輪崗政策的實施效果。

二、研究設計

(一)理論框架

學校效能(school effectiveness)理論自20世紀60年代出現(xiàn)以來，一直致力于探討有效學校的內(nèi)涵、特征與影響因素等問題，為學校發(fā)展與改革提供了重要的理論支撐。研究發(fā)現(xiàn)學校效能不僅體現(xiàn)在學生考試成績這一工具性(instrumental)指標，還體現(xiàn)在一系列表現(xiàn)型(expressive)指標上，包括管理職能、領導行為、教師合作或?qū)I(yè)學習共同體、教師士氣、信任水平、教師效能、教師承諾、教師忠誠度和教師滿意度等。[18][19]其中，學校領導者身上所展現(xiàn)出的管理和領導行為不僅直接影響教師士氣、教師對校長的信任度以及教師效能、承諾、忠誠度和滿意度等，也能夠通過專業(yè)學習共同體來間接影響這些變量。[20]也即，校長的領導管理水平既能直接反映學校效能的水平，也能通過影響專業(yè)學習共同體、教師士氣、教師對校長的信任度、效能、承諾和滿意度等，進一步預測學校效能處于何種水平。

本研究的目的是考察校長輪崗對于學校發(fā)展產(chǎn)生的影響，結合校長輪崗的具體情境，研究選取了校長領導力和教師集體效能、工作滿意度、對校長的信任度、專業(yè)學習共同體5個維度來衡量校長輪崗對學校發(fā)展的效果。一方面，上述幾個變量曾被西方學者用于校長輪崗對學校發(fā)展的影響的研究中[21]，另一方面，這幾個維度是筆者根據(jù)先導訪談的研究發(fā)現(xiàn)而選取的。其中校長領導力能夠反映經(jīng)歷過輪崗的校長是否展現(xiàn)出了更高的領導水平。教師集體效能能夠反映在輪崗校長的領導下，教師整體上的教育教學效能是否得到了提升。教師工作滿意度變量能夠反映輪崗校長的到來是否增強了教師對于工作的滿意程度。選取教師對校長的信任度變量，是因為訪談中發(fā)現(xiàn)不同教師對于輪崗校長能夠帶領學校向前發(fā)展的認可程度是不同的，有的教師相信新校長能夠為學校發(fā)展帶來新的動力，從而愿意配合新校長的工作，而有的教師認為新校長打亂了學校原有的發(fā)展規(guī)劃，從而對新校長表現(xiàn)出了不信任與不配合，因此這一變量能夠衡量教師對于輪崗校長的認可與配合程度處于何種水平。選取教師專業(yè)學習共同體變量，是因為先導訪談時發(fā)現(xiàn)校長，特別是輪崗校長在管理實踐中尤為重視教師團隊或教師學習共同體的作用，很多教育教學理念和改革措施都通過教師學習共同體加以落實，進而對教師施加影響，因此增加此變量更能夠反映輪崗校長工作的實際情況。

結合以上對于學校效能理論的分析和先導訪談的發(fā)現(xiàn)，本研究的理論框架可以用圖1表示。其中校長領導力作為衡量學校發(fā)展水平的變量之一，輪崗校長的領導力水平可以反映輪崗在這一維度上對學校發(fā)展產(chǎn)生的影響。同時，校長輪崗在教師專業(yè)學習共同體、集體效能、工作滿意度、對校長的信任度四個維度上對學校發(fā)展產(chǎn)生的影響，可以通過輪崗校長的領導力對這幾個變量的影響程度的大小來進行衡量。也即，校長輪崗對學校發(fā)展的效果可以從以下幾方面進行考察：(1)與未輪崗的校長相比，輪崗校長是否具有更高的領導力水平？(2)與未輪崗校長相比，輪崗校長領導力是否對教師專業(yè)學習共同體的發(fā)展產(chǎn)生了更大的促進作用？(3)與未輪崗校長相比，輪崗校長領導力是否對教師集體效能的發(fā)展產(chǎn)生了更大的直接促進作用？是否通過教師專業(yè)學習共同體對教師集體效能的發(fā)展產(chǎn)生了更大的間接促進作用？對教師集體效能的總體促進作用是否更大？(4)與未輪崗校長相比，輪崗校長領導力是否對教師工作滿意度水平產(chǎn)生了更大的直接促進作用？是否通過教師專業(yè)學習共同體對教師工作滿意度水平產(chǎn)生了更大的間接促進作用？對教師工作滿意度的總體促進作用是否更大？(5)與未輪崗校長相比，輪崗校長領導力是否對教師對校長的信任度水平產(chǎn)生了更大的直接促進作用？是否通過教師專業(yè)學習共同體對教師對校長的信任度水平產(chǎn)生了更大的間接促進作用？對教師對校長的信任度的總體促進作用是否更大？

圖1 校長輪崗對學校發(fā)展的影響的理論框架

(二)研究對象

本研究以我國義務教育學校校長為樣本，具體選擇了浙江、江蘇、廣東、河北、山東、湖北等省份790所學校的790名校長為研究對象。問卷于2019年4—6月發(fā)放，共發(fā)放問卷1000份，回收有效問卷790份，回收率為 79.0%。在所有樣本中，57.3%的校長有輪崗經(jīng)歷，42.7%的校長沒有輪崗經(jīng)歷。在輪崗校長中，74.1%的校長在地理位置上屬于同級流動(如城市到城市，鄉(xiāng)村到鄉(xiāng)村)，13.4%屬于向下流動(如城市到鄉(xiāng)村)，12.5%屬于向上流動(如鄉(xiāng)村到城市)。也即，當前校長輪崗以同級交流為主，上下級交流比例相對較低，且向上流動和向下流動比例差別不大。樣本學校和校長的基本信息如表1所示。

表1 樣本學校和校長的基本情況

(三)測量工具

本研究以校長輪崗調(diào)查問卷為主要的測量工具。問卷第一部分為校長及其所在學校的基本信息。第二部分為校長領導力量表，本研究將岱(Day)等人的領導實踐量表(Leadership Practices Scale)[22]翻譯成中文，并進行了語境語義上的本土化修訂。量表包含確定學校發(fā)展目標、培養(yǎng)教師、優(yōu)化組織架構、教學發(fā)展四個子維度，共有21個指標。第三部分由教師專業(yè)學習共同體、教師集體效能、教師對校長的信任度、教師工作滿意度四組量表組成。教師專業(yè)學習共同體量表對利斯伍德(Leithwood)的量表[23]進行了本土化修訂，包含共享目標、合作活動、共同關注學生學習、去個體化實踐和反思對話五個子維度，共有17個指標。教師集體效能量表改編自謝克特(Schechter)和斯查南-莫蘭(Tschannen-Moran)的量表[24]，包含教學策略和學生紀律兩個子維度共10個指標。教師對校長的信任度量表改編自路易斯(Louis)等人的量表[25]，包含5個題目。教師工作滿意度量表改編自奧斯特洛夫(Ostroff)的量表[26]，包含6個題目。量表均采用五級李克特量表的形式，校長根據(jù)實際情況從“非常不同意”“不太同意”“一般”“比較同意”“非常同意”中進行選擇。

(四)數(shù)據(jù)分析

問卷回收后，運用SPSS 21.0和Amos 22.0軟件對數(shù)據(jù)進行分析。驗證性因素分析結果表明，包含四個維度的校長領導力量表顯示出良好的結構效度，模型擬合度較好(χ2=893.92，df=185，p<0.01；RMSEA=0.070；CFI=0.92；TLI=0.90)，說明校長領導力四維度有較好的結構區(qū)分度，在中國情境下具有良好的適配性。四個維度的克隆巴赫(Cronbach)α系數(shù)值在0.86到0.92之間，說明各維度信度良好。教師專業(yè)學習共同體量表(χ2=303.24，df=109，p<0.01；RMSEA=0.047；CFI=0.98；TLI=0.97)、教師集體效能量表(χ2=203.10，df=34，p<0.01；RMSEA=0.079；CFI=0.97；TLI=0.95)、教師對校長的信任度量表(χ2=26.65，df=5，p<0.01；RMSEA=0.074；CFI=0.98；TLI=0.96)、教師工作滿意度量表(χ2=39.53，df=9，p<0.01；RMSEA=0.066；CFI=0.98；TLI=0.97)均顯示出良好的結構效度，且各維度α系數(shù)值在0.86到0.94之間，具有良好的信度。對問卷信效度進行驗證之后，依次對數(shù)據(jù)進行差異顯著性檢驗和多群組結構方程模型分析，以考察與非輪崗校長相比，輪崗校長在領導力水平和促進學校教師專業(yè)學習共同體、教師集體效能、教師對校長的信任度、教師工作滿意度上的表現(xiàn)。

三、校長輪崗對學校發(fā)展產(chǎn)生的影響

從輪崗校長與非輪崗校長對比以及不同輪崗次數(shù)校長對比的角度，依次探討輪崗校長的領導力及其對教師專業(yè)學習共同體、集體效能、對校長的信任度、工作滿意度的促進程度，以考察校長輪崗對于學校發(fā)展產(chǎn)生的影響。

(一)輪崗校長的領導力水平

表2顯示出輪崗校長和非輪崗校長的領導力差異情況。如表所示，輪崗校長在領導力四維度上的平均分均高于非輪崗校長。T檢驗結果顯示，輪崗校長在確定學校發(fā)展目標上的得分在0.05水平上顯著高于非輪崗校長，在培養(yǎng)教師、優(yōu)化組織架構和教學發(fā)展上的得分在0.1水平上顯著高于非輪崗校長。也即，輪崗校長在四維度上的領導力水平顯著高于非輪崗校長。

表2還顯示出經(jīng)歷不同輪崗次數(shù)的校長在領導力上的差異分析結果?？梢钥闯觯S著輪崗次數(shù)增多，校長在領導力四維度上的得分均有所增加，但不存在顯著性差異。這說明，與非輪崗校長相比，輪崗校長顯示出更強的領導力水平，但輪崗次數(shù)未對校長的領導力產(chǎn)生顯著影響。

表2 輪崗校長和非輪崗校長的領導力差異情況

(二)輪崗校長對教師專業(yè)學習共同體發(fā)展的促進程度

如圖2為校長領導力對教師專業(yè)學習共同體發(fā)展的影響模型，據(jù)此依次對輪崗校長和非輪崗校長，以及經(jīng)歷不同輪崗次數(shù)校長之間進行多群組結構方程模型分析，以了解與非輪崗校長相比，輪崗校長是否對專業(yè)學習共同體的發(fā)展產(chǎn)生了更強的促進作用，經(jīng)歷幾次輪崗的校長對專業(yè)學習共同體發(fā)展的促進作用最大。數(shù)據(jù)分析結果顯示，模型的擬合優(yōu)度指標為：χ2=2470.559，df=649，p<0.01；RMSEA=0.060；CFI=0.94；TLI=0.93，說明模型擬合很好。

圖2 校長領導力對教師專業(yè)學習共同體影響的結構方程模型

不同輪崗經(jīng)歷的校長領導力促進教師專業(yè)學習共同體發(fā)展的多群組結構方程模型分析結果如表3所示，可以看出，非輪崗校長和輪崗校長領導力均對教師專業(yè)學習共同體發(fā)展產(chǎn)生了極其顯著的促進作用，影響大小即路徑系數(shù)均為0.76，即兩組校長的領導力對于教師專業(yè)學習共同體的促進作用大小之間不存在顯著性差異(p=0.614)。這說明，校長領導力影響教師專業(yè)學習共同體的過程未受到校長輪崗與否的調(diào)節(jié)作用。

表3 不同輪崗經(jīng)歷的校長領導力促進教師專業(yè)學習共同體發(fā)展的多群組結構方程模型分析結果(1)在進行多群組結構方程模型分析時，首先將校長分為非輪崗校長和輪崗校長兩組，分別對兩組校長的領導力對教師專業(yè)學習共同體的影響進行結構方程模型分析，再對兩個模型進行差異檢驗，即檢驗兩個模型中校長領導力對教師專業(yè)學習共同體影響的路徑系數(shù)大小是否存在顯著性差異。其次，將輪崗校長分為輪崗1次、輪崗2次和輪崗3次及以上三組，進行上述多群組結構方程模型分析。表4到表6的多群組結構方程模型分析均按照上述步驟進行。

表3進一步顯示出輪崗1次校長、輪崗2次校長和輪崗3次及以上校長的領導力對教師專業(yè)學習共同體影響的多群組結構方程模型分析結果?？梢钥闯觯M校長的領導力均對教師專業(yè)學習共同體發(fā)展產(chǎn)生了極其顯著的促進作用，影響大小即路徑系數(shù)分別為0.82、0.70和0.60。多群組比較結果進一步表明，三組校長的領導力對教師專業(yè)學習共同體的影響大小之間存在顯著性差異(p=0.036)。這說明，輪崗校長影響教師專業(yè)學習共同體的過程受到了校長輪崗次數(shù)的調(diào)節(jié)作用。當校長經(jīng)歷1次輪崗時，其領導力對教師專業(yè)學習共同體的促進作用最大，顯著高于輪崗2次的校長(p=0.044)和輪崗3次及以上的校長(p=0.043)，而輪崗2次和輪崗3次及以上的校長之間不存在顯著性差異(p=0.651)。

當對非輪崗校長與輪崗1次校長進行比較時，發(fā)現(xiàn)兩組校長的領導力對教師專業(yè)學習共同體的影響大小之間不存在顯著性差異(p=0.481)。這說明總體上看，輪崗校長和非輪崗校長之間在促進教師專業(yè)學習共同體的作用大小上不存在顯著性差異，但當校長輪崗達2次及以上時，校長領導力對于教師專業(yè)學習共同體的促進作用會顯著降低。

(三)輪崗校長對教師集體效能的促進程度

如圖3為校長領導力對教師集體效能的影響模型。據(jù)此對輪崗校長和非輪崗校長，以及經(jīng)歷不同輪崗次數(shù)校長之間進行多群組結構方程模型分析，以了解在考慮教師專業(yè)學習共同體的中介作用時，與非輪崗校長相比，輪崗校長是否對教師集體效能產(chǎn)生了更強的促進作用，經(jīng)歷幾次輪崗的校長對教師集體效能的促進作用最大。數(shù)據(jù)分析結果顯示，模型的擬合優(yōu)度指標為：χ2=3162.993，df=1054，p<0.01；RMSEA=0.050；CFI=0.94；TLI=0.94，說明模型擬合很好。

圖3 校長領導力對教師集體效能直接和間接影響的結構方程模型

如表4所示，非輪崗校長和輪崗校長領導力均對教師集體效能產(chǎn)生了極其顯著的促進作用，兩組校長的總影響大小即路徑系數(shù)分別為0.78和0.80，多群組比較結果顯示,兩組校長的領導力對于教師集體效能的影響大小之間不存在顯著性差異(p=0.881)。將總影響分解為直接影響和間接影響兩個角度加以考察，發(fā)現(xiàn)非輪崗校長和輪崗校長領導力對教師集體效能的直接作用大小分別為0.42和0.43，間接作用大小分別為0.36和0.37。多群組比較結果進一步表明，兩組校長的領導力對教師集體效能的直接和間接影響大小之間均不存在顯著性差異(p=0.582)。這說明，校長領導力影響教師集體效能的過程未受到校長輪崗與否的調(diào)節(jié)作用。

表4 不同輪崗經(jīng)歷的校長領導力促進教師集體效能的多群組結構方程模型分析結果

表4進一步顯示出輪崗1次校長、輪崗2次校長和輪崗3次及以上校長的領導力對教師集體效能影響的多群組結構方程模型分析結果?？梢钥闯?，三組校長的領導力均對教師集體效能產(chǎn)生了極其顯著的促進作用，三組校長的作用大小分別為0.79、0.78和0.65。對三個群組進行比較，發(fā)現(xiàn)p=0.075，大于0.05，即三組校長的領導力對于教師集體效能影響的大小之間不存在顯著性差異。當對輪崗2次校長和輪崗3次及以上校長進行比較時，發(fā)現(xiàn)兩組校長的領導力對教師集體效能的影響大小之間存在顯著性差異(p=0.031)，輪崗3次及以上的校長領導力對教師集體效能的促進作用顯著小于輪崗2次的校長，而輪崗1次的校長和輪崗2次的校長之間不存在顯著性差異(p=0.074)。這說明，當校長輪崗次數(shù)達到3次及以上時，其領導力對于教師集體效能的促進作用會顯著下降。

將總影響分解為直接影響和間接影響兩個角度來看，發(fā)現(xiàn)三組校長的領導力對教師集體效能的直接作用大小分別為0.51、0.51和0.43，間接作用大小分別為0.28、0.27和0.22。對三個群組進行比較，發(fā)現(xiàn)p=0.078，大于0.05，即三組校長的領導力對于教師集體效能影響的大小之間不存在顯著性差異。當對輪崗2次校長和輪崗3次及以上校長進行比較時，發(fā)現(xiàn)兩組校長的領導力對教師集體效能的影響大小之間存在顯著性差異(p=0.032)，輪崗3次及以上校長領導力對于教師集體效能的促進作用顯著小于輪崗2次校長，而輪崗1次校長和輪崗2次校長之間不存在顯著性差異(p=0.088)。這說明，當校長輪崗次數(shù)達到3次及以上時，其領導力對于教師集體效能的促進作用會顯著下降。

總體上看，輪崗校長和非輪崗校長領導力對于教師集體效能的影響大小之間不存在顯著性差異，但當校長輪崗次數(shù)達到3次及以上時，對于教師集體效能的直接促進作用和間接促進作用均會顯著下降。

(四)輪崗校長對于教師對校長信任度的促進程度

如圖4為校長領導力對于教師對校長信任度的影響模型。據(jù)此對輪崗校長和非輪崗校長，以及經(jīng)歷不同輪崗次數(shù)校長之間進行多群組結構方程模型分析，以了解在考慮教師專業(yè)學習共同體的中介作用時，與非輪崗校長相比，輪崗校長是否對于教師對校長信任度產(chǎn)生了更強的促進作用，經(jīng)歷幾次輪崗的校長對教師對校長信任度的促進作用最大。數(shù)據(jù)分析結果顯示，模型的擬合優(yōu)度指標為：χ2=2766.323，df=835，p<0.01；RMSEA=0.054；CFI=0.94；TLI=0.94，說明模型擬合很好。

圖4 校長領導力對教師對校長的信任度直接和間接影響的結構方程模型

如表5所示，非輪崗校長和輪崗校長領導力均對于教師對校長的信任度產(chǎn)生了極其顯著的促進作用，兩組校長的總影響大小即路徑系數(shù)分別為0.88和0.90，多群組比較結果顯示，兩組校長的領導力對于教師集體效能的影響大小之間不存在顯著性差異(p=0.716)。將總影響分解為直接影響和間接影響兩個角度來看，發(fā)現(xiàn)非輪崗校長和輪崗校長領導力對于教師對校長的信任度的直接作用大小分別為0.57和0.49，間接作用大小分別為0.31和0.41。多群組比較結果進一步表明，兩組校長的領導力對于教師對校長信任度的影響大小之間存在顯著性差異(p=0.000)。這說明，校長領導力對于教師對校長信任度的總影響未受到其輪崗與否的調(diào)節(jié)作用，但直接影響和間接影響受到了其輪崗與否的調(diào)節(jié)作用，非輪崗校長領導力對于教師對校長的信任度的直接促進作用顯著大于輪崗校長，輪崗校長領導力通過專業(yè)學習共同體對于教師對校長信任度的間接促進作用顯著大于非輪崗校長。

表5 不同輪崗經(jīng)歷的校長領導力促進教師對校長的信任度的多群組結構方程模型擬合結果

表5進一步顯示出輪崗1次校長、輪崗2次校長和輪崗3次及以上校長的領導力對教師對校長信任度影響的多群組結構方程模型分析結果。可以看出，三組校長的領導力均對于教師對校長的信任度產(chǎn)生了極其顯著的促進作用，三組校長的作用大小分別為0.94、0.89和0.82。對三個群組進行比較，發(fā)現(xiàn)p=0.273，大于0.05，即三組校長的領導力對于教師對校長的信任度影響的大小之間不存在顯著性差異。當對輪崗2次校長和輪崗3次及以上校長進行比較時，發(fā)現(xiàn)兩組校長的領導力對于教師對校長的信任度的影響大小之間同樣不存在顯著性差異(p=0.642，p>0.05)。這說明輪崗校長領導力影響教師對校長的信任度的過程未受到校長輪崗次數(shù)的調(diào)節(jié)作用。

將總影響分解為直接影響和間接影響兩個角度加以考察，發(fā)現(xiàn)三組校長的直接作用大小即路徑系數(shù)分別為0.59、0.59和0.55，間接作用大小分別為0.35、0.30和0.27。對三個群組進行比較，發(fā)現(xiàn)p=0.137，大于0.05，即三組校長的領導力對于教師對校長的信任度影響的大小之間不存在顯著性差異。這說明，輪崗校長領導力直接影響及通過教師專業(yè)學習共同體間接影響教師對校長的信任度的過程未受到輪崗次數(shù)的調(diào)節(jié)作用。

綜上，輪崗校長和非輪崗校長的領導力對于教師對校長信任度的總影響大小之間不存在顯著性差異，而非輪崗校長領導力對于教師對校長的信任度的直接促進作用顯著大于輪崗校長，輪崗校長領導力對于教師對校長的信任度的間接促進作用顯著大于非輪崗校長。

(五)輪崗校長對教師工作滿意度的促進程度

如圖5為校長領導力對于教師工作滿意度的影響模型。據(jù)此對輪崗校長和非輪崗校長，以及經(jīng)歷不同輪崗次數(shù)校長之間進行多群組結構方程模型分析，以了解在考慮教師專業(yè)學習共同體的中介作用時，與非輪崗校長相比，輪崗校長是否對于教師工作滿意度產(chǎn)生了更強的促進作用，經(jīng)歷幾次輪崗的校長對教師工作滿意度的促進作用最大。數(shù)據(jù)分析結果顯示，模型的擬合優(yōu)度指標為：χ2=2722.293，df=881，p<0.01；RMSEA=0.051；CFI=0.94；TLI=0.94，說明模型擬合很好。

圖5 校長領導力對教師工作滿意度直接和間接影響的結構方程模型

如表6所示，非輪崗校長和輪崗校長領導力均對教師工作滿意度產(chǎn)生了極其顯著的促進作用，兩組校長的總影響大小即路徑系數(shù)分別為0.65和0.59，多群組比較結果顯示兩組校長的領導力對于教師集體效能的影響大小之間不存在顯著性差異(p=0.278)。將總影響分解為直接影響和間接影響兩個角度來看，發(fā)現(xiàn)非輪崗校長和輪崗校長的領導力對于教師工作滿意度的直接作用大小分別為0.42和0.32，間接作用大小分別為0.23和0.27。多群組比較結果進一步表明，兩組校長的領導力對教師工作滿意度影響大小之間存在極其顯著性差異(p=0.000)。這說明，校長領導力對于教師工作滿意度的總影響未受到其輪崗與否的調(diào)節(jié)作用，但直接影響和間接影響受到了其輪崗與否的調(diào)節(jié)作用，非輪崗校長領導力對于教師工作滿意度的直接促進作用顯著大于輪崗校長，輪崗校長領導力通過專業(yè)學習共同體對于教師工作滿意度的間接促進作用顯著大于非輪崗校長。

表6進一步顯示出輪崗1次校長、輪崗2次校長和輪崗3次及以上校長的領導力通過教師專業(yè)學習共同體對教師工作滿意度影響的結構方程模型分析結果。可以看出，三組校長的領導力均對教師工作滿意度產(chǎn)生了極其顯著的促進作用，三組校長的作用大小分別為0.66、0.69和0.47。對三個群組進行比較，發(fā)現(xiàn)p=0.617，大于0.05，即三組校長的領導力對于教師工作滿意度影響的大小之間不存在顯著性差異。當對輪崗2次校長和輪崗3次及以上校長進行比較時，發(fā)現(xiàn)兩組校長的領導力對于教師工作滿意度的影響大小之間同樣不存在顯著性差異(p=0.904)。這說明，輪崗校長領導力影響教師工作滿意度的過程未受到校長輪崗次數(shù)的調(diào)節(jié)作用。

將總影響分解為直接影響和間接影響兩個角度來看，發(fā)現(xiàn)三組校長的直接作用大小即路徑系數(shù)分別為0.43、0.45和0.31，間接作用大小分別為0.23、0.24和0.16。對三個群組進行比較，發(fā)現(xiàn)p=0.867，大于0.05，即三組校長的領導力對教師工作滿意度影響的大小之間不存在顯著性差異。當對輪崗2次校長和輪崗3次及以上校長進行比較時，發(fā)現(xiàn)兩組校長的領導力對教師工作滿意度的影響大小之間同樣不存在顯著性差異(p=0.696)。這說明，輪崗校長領導力直接影響及通過教師專業(yè)學習共同體間接影響教師工作滿意度的過程未受到校長輪崗次數(shù)的調(diào)節(jié)作用。

綜上，輪崗校長和非輪崗校長領導力對于教師工作滿意度的總影響大小之間不存在顯著性差異，而非輪崗校長領導力對于教師工作滿意度的直接促進作用顯著大于輪崗校長，輪崗校長領導力對于教師工作滿意度的間接促進作用顯著大于非輪崗校長。

四、結論與討論

本研究通過問卷調(diào)查探究校長輪崗對學校發(fā)展產(chǎn)生的影響，發(fā)現(xiàn)從校長的角度看，輪崗經(jīng)歷增強了其在確定學校發(fā)展目標、培養(yǎng)教師、優(yōu)化組織架構和教學發(fā)展上的領導力。但從學校發(fā)展的角度看，輪崗校長對教師專業(yè)學習共同體、教師集體效能的促進作用與非輪崗校長之間不存在顯著差異。盡管輪崗校長通過教師專業(yè)學習共同體對教師對校長的信任度和教師工作滿意度產(chǎn)生的間接促進作用大于非輪崗校長，但直接促進作用顯著小于非輪崗校長，總體促進作用與非輪崗校長之間不存在顯著差異。這說明，總體上看，校長輪崗對學校發(fā)展的效果尚未達到政策的預期目標。

首先，輪崗有助于校長個人領導力的提升，能促進校長的專業(yè)發(fā)展。本研究發(fā)現(xiàn)，輪崗校長的領導力水平顯著高于非輪崗校長。這說明，在不同學校的任職經(jīng)歷能夠為校長專業(yè)發(fā)展提供重要的資源，這不僅呼應了國內(nèi)研究者認為繼任是校長個人成長與發(fā)展的重要推動力的觀點[27]，而且與西方研究發(fā)現(xiàn)輪崗能促進校長職業(yè)發(fā)展的結論一致[28]。有學者指出，校長在一所學校高效工作5—7年后會達到觸頂效率，到新學校任職會讓其重新煥發(fā)職業(yè)熱情[29]。也即，崗位輪換能夠讓校長在新環(huán)境中接受新的挑戰(zhàn)，從而使其豐富辦學理念，激活管理潛能，提升領導水平[30]。本研究為此觀點提供了基于實證研究的證據(jù)支持，揭示出輪崗對于校長個人領導力發(fā)展這一學校效能關鍵維度的重要作用。

其次，校長在輪崗過程中需進一步將自身的領導力轉化為推動教師效能提升的強大動力。本研究發(fā)現(xiàn)，盡管輪崗校長對于教師專業(yè)學習共同體、教師集體效能都產(chǎn)生了顯著的促進作用，但促進作用的大小與非輪崗校長之間沒有顯著性差異。這說明，盡管校長通過輪崗提升了自身的領導力，但是領導力的提升并沒有轉化為對新學校教師學習共同體和教師專業(yè)發(fā)展的更大促進上，也即具有更強領導力的輪崗校長并未發(fā)揮出更大的對學校發(fā)展的促進作用。這一方面可能由于當前部分校長出于行政命令“被輪崗”，在流入校的工作積極性不高，因此對學校發(fā)展的促進作用與非輪崗校長并無差異。如一些研究[31][32]發(fā)現(xiàn)，上級政府“一紙文書”，校長就得“走馬上任”，因此校長可能對輪崗工作產(chǎn)生排斥心理，在工作上得過且過。另一方面，輪崗校長對于新學校缺乏了解和認識，使得其領導力發(fā)揮缺乏在地化的土壤[33]。特別是校長缺乏關于新學校的知識和關于情境的知識[34]，影響其領導力的充分發(fā)揮。此外，還有研究者[35]從博弈學的角度指出，校長輪崗制度下可能會出現(xiàn)流入校教師公然抱團危機和中層干部回避與退縮現(xiàn)象，進而導致校長管理低效無力。這說明，如何為校長進入新學校后的工作開展提供必要的專業(yè)支持與行政保障，成為輪崗校長領導力有效發(fā)揮的關鍵。

再次，輪崗校長在工作實踐中注重發(fā)揮教師專業(yè)學習共同體的作用，力求通過共同體來獲取教師的信任與滿意。本研究發(fā)現(xiàn)，輪崗校長對教師對校長的信任度和教師工作滿意度的促進作用大小與非輪崗校長無顯著差異，但具體來看，輪崗校長對于教師對校長的信任度和教師工作滿意度的直接促進作用小于非輪崗校長，而通過教師專業(yè)學習共同體對教師對校長的信任度和教師工作滿意度產(chǎn)生的間接促進作用大于非輪崗校長。這說明，輪崗校長在領導實踐中更為注重發(fā)揮學習共同體的作用，由此來爭取教師的認可與信任。由于輪崗校長作為“外來人員”，不如在學?！巴辽灵L”的校長那樣全面了解學校，與教師關系密切，因此他們對于教師對其信任度和工作滿意度的直接促進作用不及非輪崗校長。在這樣的背景下，校長在新學校最關注、最迫切的工作即是獲取教師的支持與信任[36]。如有研究指出，由于對流入校不熟悉，輪崗校長將主要精力投入在建立和諧人際關系上。[37]還有研究認為，輪崗校長與教師加強溝通，形成共同愿景，達成文化認同，有助于輪崗效果的發(fā)揮。[38]本研究則進一步顯示，輪崗校長通過學習共同體建設，如與教師一起研討交流、建立共同愿景和價值觀、共同決策等來獲取“群眾基礎”，從而間接促進教師對其信任度和工作滿意度。

第四，輪崗頻率過高，不利于校長領導工作的開展，對學校發(fā)展產(chǎn)生負面影響。本研究發(fā)現(xiàn)，當輪崗達到2次及以上時，校長對教師專業(yè)學習共同體的促進作用會顯著降低；輪崗達到3次及以上時，校長對教師集體效能的促進作用會顯著降低。這說明，在當前的情況下，校長輪崗不宜過于頻繁。國外研究反復揭示出頻繁輪崗對于學校發(fā)展的負面影響，如芬克(Fink)和布萊恩(Brayman)的研究發(fā)現(xiàn)，校長需要足夠的時間在學校社群內(nèi)彰顯自己的身份，快速輪崗會限制其創(chuàng)造和留下持久遺產(chǎn)的能力，也會滋生教師的憤世嫉俗，從而阻礙學校長期的可持續(xù)發(fā)展[39]。麥克米蘭(Macmillan)的研究表明，當校長輪換的期限較短時，教師會認為校長輪崗的目的并非改進流入校，而是促進自己的職業(yè)發(fā)展，從而建立起有彈性的文化使自身免受校長輪換的影響。[40]國內(nèi)研究者也主張，校長輪崗次數(shù)不應過頻[41]，即要適當延長校長任期時間[42]，本研究進一步為此提供了證據(jù)。

綜上，從促進優(yōu)質(zhì)教育資源共享和義務教育均衡發(fā)展的角度看，校長輪崗制度總體上具有合理性。但從當前政策實施的效果來看，校長輪崗制度設計還存在進一步優(yōu)化的空間。在校長輪崗的現(xiàn)實情境中，存在教育的行政化和功利化傾向加劇、學校特色和文化的發(fā)展受到不利影響、校長的優(yōu)秀辦學經(jīng)驗未實現(xiàn)有效遷移等現(xiàn)象[43][44]。因此，需要進一步完善校長輪崗的制度設計，比如輪崗不宜頻繁，注重人崗適配，激發(fā)校長輪崗的內(nèi)生動力，完善輪崗校長的考核管理等，以更好地發(fā)揮其推動義務教育優(yōu)質(zhì)均衡的價值。