校长教学领导力对教师幸福感的影响以教师集体效能感和自我效能感为链式中介.docx

校长教学领导力对教师幸福感的影响以教师集体效能感和自我效能感为链式中介.docx

《校长教学领导力对教师幸福感的影响以教师集体效能感和自我效能感为链式中介.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《校长教学领导力对教师幸福感的影响以教师集体效能感和自我效能感为链式中介.docx（7页珍藏版）》请在冰豆网上搜索。

校长教学领导力对教师幸福感的影响以教师集体效能感和自我效能感为链式中介

01问题与假设提出

近些年来，教师的幸福感日益引发人们的关注。

幸福感是人们心理功能和心理体验的一种理想状态［1］，组织领域的研究表明，高幸福感的员工通常会创造更高的工作绩效，而且更加具有稳定性和生机活力［2］。

具体到教育领域，教师的幸福感水平能够或直接或间接地影响学生的社会情感适应和学业表现［3］，也是教师留任或离职的重要预测变量［4］。

因此，探讨教师幸福感的影响因素及其作用机制，对于提升教师的幸福感水平，进而提高教师队伍的质量和稳定性具有重要意义。

校长的教学领导（instructionalleadership）是一种聚焦于教师教学和学生学习的教育领导行为，通常通过确定学校的愿景与使命、管理教学项目和营造学校文化来实现［5］，它对于促进教师专业发展，进而增进教师的满意度有非常关键的作用［6］。

虽然目前缺乏校长教学领导力与教师幸福感之间关系的实证研究，但是有一些关于不同领导风格与幸福感之间关系的研究：

有研究显示，变革型领导（transformationalleadership）能够正向预测员工的幸福感［7］；真实型领导（authenticleadership）对员工幸福感有促进作用［8］；道德型领导（ethicalleadership）有助于提升员工幸福感［9］。

那么，校长的教学领导力是否会对教师幸福感产生积极影响呢？

对此，我们提出如下假设：

H1：

校长教学领导力有助于提升教师幸福感。

在关于教师幸福感影响因素的研究中，教师效能感也是学术界重点探讨的变量之一。

教师效能感是教师对其个体或集体促进学生学习的能力所持有的信心。

［10］根据其所指对象，效能感分为自我效能感和集体效能感两种。

其中，自我效能感指的是个人对于他们自己是否有能力成功完成一项特定行动方案的信念。

［11］已有研究表明，教师的自我效能感对于增进其幸福感具有重要作用：

刘颖丽、任俊采用交叉时序滞后设计的实验方法对235名教师进行了半年的追踪调查，研究结果显示教师自我效能感是教师职业幸福感的前因变量［12］；泽（Zee）和库门（Koomen）对近40年来教师自我效能感相关研究文献的综述结果表明，教师自我效能感与其幸福感之间存在正向关联［13］。

除自我效能感之外，班杜拉（A．Bandura）还提出了集体效能感的概念，并将其界定为团体中的成员对他们组织或执行一定的行动方案，以达到特定目标的共同能力所持有的信念。

［14］而教师集体效能感则是指一个学校的教师对于他们作为一个整体，通过共同努力所能对学生产生的积极影响的认知。

［15］集体效能感也与幸福感密切相关，鲁斯（Roos）等学者在对南非西北部居民的研究中发现了集体效能感对幸福感的正向预测作用［16］。

在针对教师的研究中，克拉森（Klassen）等对加拿大、韩国和美国500位教师样本的数据分析结果表明，无论处于哪个文化环境中的教师，他们的集体效能感都对其工作满意度（许多研究将工作满意度作为幸福感的替代指标）存在显著的正向作用。

［17］

不仅如此，在校长教学领导力与教师效能感之间也存在密切关联。

波利波斯（Bellibas）和刘（Liu）使用经济合作与发展组织（OECD）的调查数据分析校长感知的教学领导力与教师自我效能感的关系，结果发现校长教学领导力对课堂管理效能感、教学策略效能感和学生参与效能感这三个教师自我效能感的子维度均存在显著的正向作用。

［18］卡利克（Calik）等学者对328位土耳其安卡拉市公立小学教师抽样调查数据的分析结果显示，校长教学领导力对教师的集体效能感和自我效能感均存在显著的正向预测力，且对教师集体效能感的预测力高于自我效能感。

［19］既然教师效能感与教师幸福感之间、校长教学领导力与教师效能感之间的关系都得到了有关实证研究的支持，那么教师效能感是否在校长教学领导力与教师幸福感之间起到显著的中介作用呢？

于是，我们提出如下两个假设：

H2：

教师集体效能感在校长教学领导力与教师幸福感之间起到显著的中介作用；

H3：

教师自我效能感在校长教学领导力与教师幸福感之间起到显著的中介作用。

诸多研究表明，教师的集体效能感和自我效能感也存在一定关系。

一项针对挪威中小学教师的一项研究发现，教师集体效能感的增强有助于其自我效能感的提升。

［20］对我国济南市中小学教师的研究也发现了集体效能感和自我效能感的强正相关关系。

［21］戈达德（Goddard）等学者在综合以往研究的基础上做出推断：

学校教师的集体效能感可能会强烈影响到个体的自我效能感。

［22］那么，教师的集体效能感和自我效能感这两个中介变量是否可以结合在一起成为一组链式中介呢？

基于这方面的考虑，我们提出第四个假设：

H4：

教师的“集体效能感→自我效能感”这对组合在校长教学领导力与教师幸福感之间起到显著的链式中介作用。

根据以上各个假设形成的模型如图1所示。

图1 校长教学领导力与教师幸福感之间关系的模型示意图

02研究方法

（一）研究对象

本研究通过分层抽样在华南某地抽取1200名中小学教师，最后回收有效问卷843份，有效回收率为70.3%。

在教师的性别分布方面，男教师253人（30.0%），女教师590人（70.0%）；在学段分布方面，小学教师333人（39.5%），中学教师510人（60.5%）；在教龄分布方面，125位（14.9%）教师的教龄为0—3年，173位（20.6%）教师的教龄为4—8年，239位（28.4%）教师的教龄为9—15年，228位（27.1%）教师的教龄为16—25年，76位（9.0%）教师的教龄在26年及以上，另有2位教师未报告教龄，数据缺失。

（二）研究工具

1.校长教学领导力量表

校长教学领导力量表改编自阿里格-—米尔卡雷克（Alig-Mielcarek）和霍伊（Hoy）编制的教学领导力量表［23］，该量表由教师对校长进行评价，分为“对教师专业发展的支持”“同教师合作研讨教学”和“对教师教学的反馈”三个维度，共12个题目，计分方式为“1—6”计分。

三个维度的内部一致性Cronbach'sα系数分别为0.888、0.908、0.861，验证性因子分析得到的模型拟合指数为：

CFI=0.959，TLI=0.946，RMSEA=0.065，SRMR=0.034。

这表明该量表具有良好的信度和结构效度。

2.教师集体效能感量表

教师集体效能感量表由谢克特（Schecheter）和沙嫩莫兰（Tschannen-Moran）编制的教师集体效能感量表改编［24］，分为“教学策略集体效能感”和“学生纪律集体效能感”两个维度，共7个题目，计分方式为“1—6”计分。

这两个维度的内部一致性Cronbach's α系数分别为0.806、0.843，验证性因子分析得到的模型拟合指数为：

CFI=0.964，TLI=0.943，RMSEA=0.081，SRMR=0.032。

因而该量表具有良好的信度，结构效度亦可接受。

3.教师自我效能感量表

教师自我效能感量表由沙嫩莫兰和霍伊编制的俄亥俄教师效能感量表简版改编［25］，分为“教学策略效能感”“班级管理效能感”和“学生参与效能感”三个维度，共12个题目，计分方式为“1—6”计分。

这三个维度的内部一致性Cronbach'sα系数分别为0.827、0.918、0.835，验证性因子分析得到的模型拟合指数为：

CFI=0.986，TLI=0.981，RMSEA=0.039，SRMR=0.027。

这表明该量表具有良好的信度和结构效度。

4.教师幸福感量表

教师幸福感量表改编自迪内（Diener）等编制的心盛（Flourish）量表［26］，只包含一个维度，共8个题目，计分方式为“1—7”计分。

量表的内部一致性Cronbach'sα系数为0.924，即该教师幸福感量表具有良好的信度。

（三）统计分析方法

本研究主要通过建立结构方程模型来验证校长教学领导力、教师幸福感、教师集体效能感和自我效能感之间的关系，并通过Bootstrap自助抽样法对教师集体效能感和教师自我效能感在其中的中介效应进行检验。

统计分析所用软件为SPSS24.0和Mplus7.4。

03研究结果

（一）各变量的描述性统计与相关分析

校长教学领导力、教师集体效能感、教师自我效能感与教师幸福感的描述性统计与相关分析结果如表1所示。

由该数据可知，教师幸福感与另外三个变量之间均存在显著的正相关关系（r=0.438~0.670，p<0.001），且与教师自我效能感之间的相关达到中等程度；校长教学领导力与教师集体效能感（r=0.668，p<0.001）和教师自我效能感（r=0.351，p<0.001）之间也存在显著的正相关关系，且与教师集体效能感之间的相关程度达到了中等水平；教师集体效能感和教师自我效能感之间存在显著的正相关关系（r=0.473，p<0.001）。

表1 各变量间的描述性统计与相关分析

注：

***表示p<0.001

相关分析的结果初步揭示了这四个变量之间的关系，为进一步探讨它们之间具体的关系路径，下一步将使用这几个变量建立结构方程模型进行分析。

（二）结构方程模型及其路径系数估计

首先，对校长教学领导力、教师集体效能感、教师自我效能感和教师幸福感四个测量模型的收敛效度和区别效度进行估计，结果如表2所示。

测量模型的收敛效度可由各变量二级指标的因子载荷、组合信度（CR）、平均方差萃取量（AVE）进行衡量［27］，由表2中结果可知，模型的因子载荷、组合信度和平均方差萃取量均大于对应的建议值，这表明四个测量模型均具有较好的收敛效度。

测量模型间的区别效度可通过比较平均方差萃取量（AVE）与变量间相关系数的平方进行判断［28］，表2结果显示，四个变量各自的平均方差萃取量均大于其与其他变量间相关系数的平方，说明这四个测量模型之间具有较好的区别效度。

表2 测量模型的收敛效度和区别效度

图2 校长教学领导力对教师幸福感影响的路径图

进而，用最大似然法（MaximumLikelihood，ML）对以校长教学领导力为解释变量，以教师幸福感为被解释变量，以教师集体效能感和自我效能感为中介变量形成的结构方程模型进行估计，得到该模型整体的拟合度和四个变量间的路径系数。

该模型各项主要的拟合指数分别为：

χ2=573.995，df=98；CFI=0.941；TLI=0.928；RMSEA=0.076；SRMR=0.038。

由该数据可知，该模型主要的拟合指标数值均在建议值范围内（CFI>0.9，TLI>0.9，RMSEA<0.08，SRMR<0.05），这说明该结构方程模型具有良好的拟合度。

四个变量间的标准化路径系数见图2。

图2中数据结果显示，校长教学领导力对教师的集体效能感（路径系数=0.668，p<0.001）和幸福感（路径系数=0.172，p<0.01）存在显著的直接效应，教师集体效能感对其自我效能感存在显著的直接效应（路径系数=0.431，p<0.001），教师自我效能感对其幸福感存在显著的直接效应（路径系数=0.560，p<0.001），而校长教学领导力对教师自我效能感（路径系数=0.063，p>0.05）、教师集体效能感对教师幸福感（路径系数=0.104，p>0.05）的路径系数则均未达到统计上的显著性。

（三）教师集体效能感和自我效能感的中介效应检验

在上述结果基础上，进一步对教师集体效能感和自我效能感在校长教学领导力与教师幸福感之间的中介效应进行检验。

传统上中介效应的检验往往是通过Sobel检验等方法对相应路径系数乘积的显著性进行检验，但这种检验方法建立在所检验变量服从正态分布的前提下，而麦金农（Mackinon）指出，由于路径系数的乘积通常不服从正态分布，所以Sobel检验的结果不够准确，使用Bootstrap自助抽样的方法则可以估计出更为准确的中介效应值及其置信区间［29］。

所以，我们在这里通过Bootstrap自