教师教学自主权与教师领导力的关系：心理授权和教学自主性的中介作用 *

姚计海 沈 玲 邹弘晖

(北京师范大学教育学部，北京 100875)

1 引言

改革开放以来，我国中小学教师队伍建设备受关注，但教师专业发展与学校组织结构之间的矛盾仍较为凸显（张丽文 等, 2020）。为了更好地实现学校组织变革，教师作为学校人力资源的核心力量应发挥重要作用。

教师领导力是教师通过自身言行影响校长、同事及其他组织成员，从而促进学生成长和学校发展的一个过程（吴颖民, 2008），也是教师在学校中参与决策、发展专业的一种影响力（Bascia,1997）。不同于教师的实际行政权力，教师领导力是指由教师的专业权力与其具备的非权力性要素（如教师本身的知识、情感、能力等）共同形成的在学校群体活动中的影响力（李款, 2009），可以体现于正式的领导角色，也可以体现于非正式的领导角色（Muijs & Harris, 2006; Smylie, 1995）。从核心目标上来看，提升教师领导力旨在教育变革，通过教与学的变革来实现核心目标（叶菊艳,朱旭东, 2018）。通过发展教师领导力，教师不仅能在课堂内发挥领导作用，提升教学效率，也能在课堂外发挥领导力，促进教育实践（Katzenmeyer &Moller, 2009）。

以往研究发现组织和个人因素对于领导力发展都具有重要作用。根据社会交换理论，当组织为成员提供理想的工作环境、提供情感性和工具性的支持时，成员会更愿意为组织奉献聪明才智（刘小平, 2011; 杨苗苗, 王娟茹, 2020）。教学自主权是指教师决定教什么和怎么教的自由（Prichard &Moore, 2016），分为课程自主权和一般教学自主权，前者指向课程教学活动及材料和教学计划及过程，后者指向常规的教学指导标准和教学工作决策（Pearson & Hall, 1993）。教学自主权反映了学校对教师工作较为理想的外部支持，代表学校对教师的信任程度，有利于促进教师主动发展领导力特质。

拥有自主权的教师能够更加自主地安排教学进度、决定教学方法、参与学校事务等（王晓丽等, 2018），而不受过多干预控制，这样才能逐渐展示更高水平的专业能力并发展教师领导力（Ghamrawi, 2010），即教学者可以通过专业自主的空间进一步发挥领导作用（陈世聪, 2015）。学校赋权于教师，让教师自主发展，才能进一步促进其领导专业发展（卢乃桂, 陈峥, 2007）。还有研究指出，教师专业自主权与其领导力存在互相影响，即自主权在受领导力正向影响的同时也会正向影响教师的领导力（Erss & Kalmus, 2018）。其中，教师的专业自主权是指在学校组织结构及课程设置的背景下，教师作为课堂教学的专业人士所具有的行为范围（Wermke & Höstfält, 2014）。由此提出研究假设H1：教学自主权显著正向预测教师领导力。

除组织因素外，个人因素对提升教师领导力也具有重要作用。心理授权是指被授权个体内在的心理体验和认知的综合体，包括意义感、胜任力、影响力和自我决定（Spreitzer, 1995; Thomas &Velthouse, 1990）。教师心理授权是教师认为自己具备一定专业知识和教学技能并能影响学校环境的一种信念，以及教师对自己可以控制工作生活某些方面和对自己在同事中地位的觉察（Short &Rinehart, 1992）。有研究指出，领导者自上而下的结构授权行为是心理授权重要的前因变量（巩振兴, 张剑, 2015）。自我决定理论也指出，控制动机指向外部环境，自主动机强调个体意愿，两者可以共同存在（Deci & Ryan, 2000），即外部自主权和心理授权可以同时存在。在教育研究领域中，心理授权作为重要的中介变量被多次验证在外部组织因素（如变革型领导）与个人情感和行为（如职业满意度、组织公民行为等）之间发挥“桥梁”作用。具体而言，一方面，外部授权可以有效预测心理授权（Singh & Sarkar, 2019）。另一方面，心理授权对领导力具有重要作用，被授权者往往更有创新精神，更善于引导和鼓励他人（Spreitzer et al., 1999）。因此提出研究假设H2：教师心理授权在教学自主权和教师领导力间发挥中介作用。

此外，根据自我决定理论，除满足胜任力需求外，满足自主性需求也是个体自主发展的重要因素（Deci & Ryan, 2000）。教师的教学自主可分为教学自主权和教学自主性两方面，分别代表学校外部赋权和教师内部意愿（姚计海, 2009）。相比于外部赋权，教学自主性是教师作为教学主体对内在自我的自主，表现为教师在一定社会规范和教育目的下，受内在动力推动，积极调节和控制自己教学活动的一种个性特征（姚计海, 2012）。有研究指出，教学自主权对教学自主性有显著预测作用（朱进杰 等, 2018）。而且，提升教师自主性有利于其发挥领导和管理作用（李飞, 2011）。这间接指出教学自主性在自主权和领导力中可能发挥中介作用。教师在开展教育教学专业活动时，不仅需要外部赋权的鼓励肯定，还需要将外部赋权转换为内部动机，进而促进其自主地发展领导力特质。由此提出研究假设H3：教学自主性在教学自主权和教师领导力的关系中发挥中介作用。

根据授权的认知模型，心理授权水平高的个体会在工作中获得更强的意义感，并表现出更高水平的自主性（Thomas & Velthouse, 1990）。研究也指出，员工心理授权与工作自主性呈正相关，且心理授权各个维度对自主性都有显著预测作用（高超, 2007）。此外，组织行为学的态度理论指出，认知-情感-行为意向-行为四者是一个递进的作用机制（陈明淑, 申海鹏, 2015）。虽然有关四个变量关系的实证研究较少，但两两之间的关系得到研究支撑（高超, 2007; 李飞, 2011; Lee & Nie,2014）。由此提出研究假设H4：教师心理授权和教学自主性在教学自主权和教师领导力之间发挥链式中介作用。

2 研究方法

2.1 被试

本研究选取陕西、江西、河南、湖南、湖北、吉林的16所中小学校，通过向教师集体发放网络问卷的方式收集数据信息。问卷填写由学校组织安排，主试向教师发放问卷填写链接，教师使用手机填答并提交。最后得到有效问卷403份。其中，男教师55人，女教师348人；教龄在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；学校阶段为小学238人，初中111人，高中46人，缺失8人。

2.2 研究工具

2.2.1 教学自主权

采用Pearson和Hall（1993）编制，姚计海和申继亮（2007）修订的教学自主权量表，分为课程自主权和一般教学自主权两个维度，共20题。采用Likert 5点计分，从1“很不符合”到5“很符合”。拟合指数良好：χ2/df=3.09，CFI=0.93，TLI=0.90，RMSEA=0.07，SRMR=0.05。两个维度和总量表的Cronbach’s α 系数分别为 0.76、0.74 和 0.83。

2.2.2 教师领导力

采用胡继飞和古立新（2012）的有关教师领导力问题的调查问卷，并对部分语句表述进行了适当修订，量表包括驾驭教育教学、影响学校事务和影响同事三个维度，改编后共20题，采用Likert 5点计分。修正模型后拟合指数改善：χ2/df=3.59，CFI=0.94，TLI=0.93，RMSEA=0.07，SRMR=0.07。三个维度和总量表的Cronbach’s α系数分别为0.94、0.81、0.82和0.87。

2.2.3 教师心理授权

采用Spreitzer（1995）编制，李超平等人（2006）修订的心理授权问卷，包括意义感、胜任力、影响力和自我决定四个维度，共12题，采用Likert 5点计分。问卷拟合指数良好：χ2/df=2.33，CFI=0.95，TLI=0.94，RMSEA=0.08，SRMR=0.07。四个维度和总量表的Cronbach’s α系数分别为0.91、0.90、0.87、0.88 和 0.90。

2.2.4 教学自主性

采用姚计海和申继亮（2010）编制的教学自主性量表，包括目的性、自发性、责任性、独立性、胜任性、自省性、自控性七个维度，共37题，采用Likert 5点计分。拟合指数良好：χ2/df=2.56，CFI=0.91，TLI=0.91，RMSEA=0.06，SRMR=0.05。七个维度和总量表的Cronbach’s α系数分别为 0.87、0.89、0.70、0.73、0.86、0.84、0.81和0.96。

2.3 数据分析

采取SPSS25.0和Mplus7.4对数据进行统计分析。首先对量表进行内部一致性信度分析和验证性因素分析，其次对人口学变量和四个主要变量进行描述性统计和相关分析，最后利用结构方程模型进行中介效应检验。

3 结果

3.1 区分效度和共同方法偏差检验

使用极大似然估计法，将缺失值赋值为“-99”进行缺失值编码，并利用Mplus7.4确立测量模型。四变量组合信度（CR）分别为0.86、0.96、0.97和0.97，均大于Fornell和Larcker（1981）建议的0.60，测量模型的内在适配度较好。构建四变量相互独立的测量模型，之后逐步合并因素。从表1可以发现，四因素模型拟合情况最好。结合表2四个潜变量的AVE平方根分别为0.67、0.76、0.86和0.76，均大于潜变量两两之间的相关系数，测量工具有较好的区分效度。

表1 测量工具的区分效度

基于Harmon的单因素检验方法，运用SPSS25.0对共同方法变异进行检验。结果显示，第一个因子的累积方差解释率为35.7%，不超过40%（Podsakoff et al., 2003）。结合单因素模型拟合情况最差，并且领导力三个前因变量的共线性诊断结果VIF分别为1.44、1.83和2.03，均小于10，说明不存在严重的共同方法偏差。

3.2 描述统计和相关分析

研究发现教龄与四个研究变量均存在显著正相关；学校阶段与心理授权和教学自主性两个变量存在显著正相关。此外，教学自主权与教师领导力、教师心理授权和教学自主性显著正相关；教师领导力与教师心理授权和教学自主性显著正相关；教师心理授权与教学自主性显著正相关。详见表2。

表2 描述统计和相关分析

3.3 中介效应检验

以教龄为控制变量，教师教学自主权为自变量，教师领导力为因变量，构建简易模型。模型拟合良好，χ2/df=3.77，CFI=0.91，TLI=0.90，RMSEA=0.08，SRMR=0.07。教学自主权对教师领导力具有显著正向预测作用（β=0.53,p＜0.001）。

以教龄和学校阶段为控制变量，教学自主权为自变量，教师领导力为因变量，教师心理授权和教学自主性为中介变量，构建结构方程模型，以检验教师心理授权和教学自主性在教学自主权和教师领导力之间的中介作用。结果显示模型拟合指数在可接受范围之内，χ2/df=3.77，CFI=0.93，TLI=0.91，RMSEA=0.08，SRMR=0.07。如图1 显示，加入心理授权和教学自主性后，教师自主权对教师领导力仍存在显著正向预测作用（β=0.20,p＜0.01），但效应值减小，表明心理授权和教学自主性存在部分中介作用。

图1 链式中介模型路径

采用重复抽取1000次的偏差校正百分位Bootstrap法对链式中介效应的显著性进行检验。表3显示，心理授权在教学自主权和教师领导力之间的单独中介效应显著，间接效应为0.11，95%置信区间为[0.00, 0.24]；教学自主性在教学自主权和教师领导力之间的单独中介效应显著，间接效应为0.16，95%置信区间为[0.06, 0.28]；心理授权和教学自主性在教学自主权和教师领导力间的链式中介效应显著，间接效应为0.21，95%置信区间为[0.14, 0.33]。可见，两条单独中介效应和一条链式中介效应路径均成立。

表3 中介效应检验

4 讨论

4.1 教师教学自主权与教师领导力的关系

教学自主权对教师领导力的直接效应显著。有研究指出教师自主权能够影响教师管理和领导课堂的表现（Blömeke & Klein, 2013），提升教师自主权有利于增加教师领导机会（金建生, 2007），与本研究结果较为一致。还有研究指出学校人事政策的自主权对有效的人事管理有重要意义，自主权增大后管理者能更有效调动领导效能（Dou et al.,2016）。随着社会对基础教育要求的日益提高，充分给予教师自主权、扩展教师领导力成为教师专业发展和学校组织变革的重要条件。相比于学校领导者的领导力，教师群体拥有的专业知识和能力同样能够帮助自身、同事以及领导者推动专业发展、处理学校事务工作等，从而推动学校教育教学的发展。但我国学校采用科层管理体制，并没有将课程决策和开发权等交到教师的手里（陈莉, 2019），中小学教师的专业发展受到行政部门的干预（卢乃桂, 陈峥, 2007）。此时，强调充足的教学自主权对教师领导特质的发展和教育教学质量的提升显得格外重要。

4.2 教师心理授权和教学自主性的单独中介作用

教师心理授权在教学自主权和教师领导力间发挥中介作用。有研究指出结构性授权与心理授权呈现显著正相关（Stewart et al., 2010），同时结构性授权可以预测心理授权和创新行为，且心理授权在两者关系中发挥中介作用（Singh & Sarkar,2019）。教学自主权属于结构性授权，且创新行为与领导力有一定联系，间接支持本研究结果。心理授权作为学校组织行为学的重要内容，是教师工作投入的重要影响因素，对教师的心理和行为都具有重要影响（陆桂芝 等, 2012）。而且根据自我决定理论，心理授权作为个体内部因素与作为组织外部因素的教学自主权共同满足教师的胜任力需求，从而提升其发展领导力的内部动机，为教师领导力的提升拓展内部心理途径。因此学校不仅需要认识外部赋权的重要性，更需要重视教师内心感知授权的意义。

同时，教学自主性也在教学自主权和教师领导力间发挥中介作用。以往有研究间接验证了三者关系：一方面，教学自主性很大程度上受到其自主权大小的影响（姚计海, 2012）；另一方面，教师可以通过激发自主工作的积极性来展示领导效能（Bauman, 2015）。此外，还有研究指出专业自主性在领导力与教师专业发展的关系中发挥中介作用（张欢 等, 2020）。这些结果都与本研究结果较为一致。学校如果只看到了外部自主权的重要性，忽视了自发性的教学自主性，就错失了发展教师领导力的重要途径。因此，学校管理层除了可以通过提升教学自主权激励教师发展，也可以通过提升教学自主性推动教师专业发展（姚计海, 2019）。

4.3 教师心理授权与教学自主性的链式中介作用

教师心理授权与教学自主性在教学自主权与教师领导力间发挥链式中介作用。该结果符合认知-情感-行为意向-行为的递进机制（陈明淑, 申海鹏, 2015）。虽然没有研究直接指出四个变量之间的关系，但是多项研究间接验证了四者的关系。有研究指出，校长或直接上级的授权行为与教师心理授权正相关，教师对授权行为的感知对心理授权有正向预测作用（Lee & Nie, 2014）。员工心理授权与工作自主性呈正相关，且心理授权显著预测自主性（高超, 2007），教学自主性又进一步促进教师发挥领导作用（李飞, 2011）。以往研究多集中于校长领导力，忽视了教师领导力，教师发展领导力特质不论是对教师群体的专业提升还是学校目标的最终实现都具有重要作用，因此探究提升教师领导力的多条途径具有重要意义。教学自主权属于外部组织因素，心理授权和教学自主性属于密切联系的个体因素，三者同样存在密切联系，可以为领导力的发展共同提供外部和内部促进因素。

4.4 研究启示与局限

本研究验证了提升教师领导力特质的多条路径。首先，学校及教育行政部门需要向教师适当放权，重视教师领导力特质，赋予其自主选择教学内容、安排教学计划、调整教学进度等教学自主权。其次，学校管理者不能忽视对教师的心理关怀，教师在得到外部授权的同时也需要将其转换为教师内在的心理授权。最后，学校管理者还需要重视激发教师的自主内部动机，培养其内在的教学自主性，提升其内部自主意愿。

本研究还存在一些局限。取样存在不足，可能影响被试样本和研究结果的普遍适用性。以后研究需要考虑增加取样范围，尽可能实现随机抽样，并尽量使用现场调查，清晰明确地指导被试进行填答。此外，研究问卷是教师自陈问卷，虽然有利于快速高效地收集数据，但是容易导致研究结果的主观性，今后研究应结合访谈法和三角互证原则以进一步提升研究结果的可靠性。

5 结论

（1）教学自主权对教师领导力具有显著的直接效应；（2）教师心理授权在教学自主权和教师领导力的关系中发挥单独中介作用；（3）教学自主性在教学自主权和教师领导力的关系中发挥单独中介作用；（4）教师心理授权和教学自主性在教学自主权和教师领导力的关系中起到链式中介作用。