中小学教师教学效能感与职业幸福感：基于组织的自尊和组织支持感的作用

潘晨晨,方 平,姜 媛

(1.北京理工大学人文与社会科学学院,北京 100048;2.首都师范大学心理学院,北京 100048;3.北京体育大学心理系,北京 100084)

1 问题提出

党的十八大以来,以习近平同志为核心的党中央将教师队伍建设摆在突出位置,并强调要努力提高教师政治地位、社会地位、职业地位,让广大教师享有应有的社会声望(崔荣,郭孝杰,刘亚,2018)。其中,教师职业幸福感的培养至关重要。职业幸福感通常是根据自身标准对其工作相关各个方面的主观体验,是对与职业相关的认知、动机、情感和身心幸福等方面的积极评价(Diener et al.,2003;Joan et al.,2004;刘颖丽,任俊,2010)。《中共中央国务院关于全面深化新时代教师队伍建设改革的意见》(2018)特别指出,要提升广大教师在岗位上的幸福感。而最新研究发现,我国中小学教师职业幸福感状态存在 “隐忧”,教师健康幸福感等子维度处在较低水平,影响着教师自我发展的内动力(李广,盖阔,2022)。教师职业幸福感是权衡中小学老师的身心状态的指南针(李清 等,2021),关系到教师的工作满意度及职业承诺(Herscovitch &Meyer,2002;王钢,2013),也影响着教师心理健康水平,较低的幸福感水平易产生抑郁倾向等心理健康问题(李燕,余菊芬,2014)。由此可见,教师职业幸福感关系到中小学教师身心、职业及教育事业的长久发展。因此,探究影响中小学教师职业幸福感的因素尤为重要。

教师职业幸福感的影响因素,尤其体现在工作中的效能感上,具有较高效能感的教师更满意他们的工作和人际关系(Bandura,1977;Clegg &Spencer,2010;Tsigilis et al.,2010),更容易在职业中产生幸福的体验(Klassen et al.,2011)。然而,目前对于中小学教师职业幸福感的影响因素的研究主要体现在人格、个人动机和客观环境等因素上(Diener &Lucas,2000;Panatik &Shah,2011),较少涉及以教学为中心的信念如教师教学效能感作为前因变量的研究,即大多是以个人一般效能感作为前因变量,而忽略教师效能感的职业特征;其次,以往研究没有考虑到外部支持、组织中的价值判断等因素在教学效能感与职业幸福感中的作用,教师在教学工作过程中需要获得自尊和价值的肯定,同时也需要获得实现其价值的物质及心理支持,以提升个体在组织中的自尊(张向葵 等,2004),缓解工作过程中的不良体验,提升职业幸福感(Maslach,2001)。因此,有必要聚焦探讨教师教学效能感对教师职业幸福感的影响,以及基于组织的自尊、组织支持感在其中的作用,进一步明确在学校和组织情境下,教师教学效能感“如何”以及“在何种情况下”影响教师职业幸福感,以为教师营造良好工作氛围,促进教育事业发展提供针对性的建议。

1.1 教学效能感和职业幸福感的关系

根据Bandura(1977)自我效能理论,个体的自我评估的结果将直接对个体行为体验及动机产生影响,较高职业幸福感意味着在工作中体验较多的积极情感(Diener,1984),于教师而言,这种积极情感会受到其在教学中的效能感的影响。教学效能感是教师对自己能否有效完成教学及实现教学目标的信念(俞国良 等,2000),具体指教师对自己能否掌握教师设计能力与方法、顺利激励学生、影响学生发展及能否有效促进课堂教学顺利进行的一种主观判断和信念。

一般而言,效能感越高,越易于感知到工作意义,且会以此重塑工作方式,有益于增强职业幸福感(Clegg &Spencer,2010;邹璐 等,2014),减少抑郁和焦虑情绪(Caprara &Steca,2005;Cohen &Cairns,2012)。Tsigilis等(2010)的研究表明,具有较高的效能感的教师更满意他们的工作和关系,更容易产生职业幸福的体验(Klassen et al.,2011)。国内大量的实证研究也表明,教师在职业和生活中的幸福感会随着教学效能感的提升而升高(陈美荣,曾晓青,2008;崔荣宝 等,2018;罗小兰,韩娟,2019)。

以上研究表明,教师教学效能感对职业幸福感的预测作用已有较为明确的理论和研究支撑,相应的假设为H1:教师教学效能感可以正向预测教师职业幸福感。

1.2 基于组织的自尊的中介作用

按照个体心理发展理论,效能感是个体在所在组织或者群体中的自尊得以发展的前提(张向葵 等,2004),同时,自尊的发展也是积极幸福感体验获得的前提(Cheng &Furnham,2003)。关于自尊、效能与幸福感关系的研究表明,自尊在一般自我效能感对幸福感的影响中起着部分中介作用(黄希庭 等,2014),这为探讨基于组织的自尊在教学效能感与职业幸福感之间的作用提供了理论支撑。基于组织的自尊,又称组织自尊,是“自尊”概念的情景化与具体化,即组织成员相信他们可以通过参与组织中的角色满足他们需要的程度,它反映个体在组织环境中对自我价值以及重要性的评估(Pierce et al.,1989)。从自我效能感理论看来(Bandura,1977,1986),教学效能感的提升,有助于提升教师自我价值评判,循此观点,教学效能感的增加可以提升个体的基于组织的自尊。同时,有关探讨自尊和自我效能感之间关系的研发现,自我效能感越高,自尊水平也就越高(袁文萍,马磊,2020;郑显亮,赵薇,2015),这也为教师教学效能感与基于组织的自尊的关系提供了研究和支撑。

资源保存理论(Hobfoll,1989)提出,资源充足的人更善于获取新能量,获得正向体验。因此,较高的基于组织的自尊能使教师更好地吸收心理能量、增益认知,个体倾向于选择一些积极的反应来强化这一认知,如在职业生涯中提升幸福体验(Pierce &Gardner,2004)。Cheng和Furnham(2003)也提出,自尊是幸福感的强大预测因子。循此逻辑,基于组织的自尊水平较高的教师对所从事工作带来的满足感等积极体验会更深刻,所感受到的幸福感会更高。实证研究也证实了基于组织的自尊较高的教师在工作中拥有较高的职业幸福感(彭坚 等,2021)。因此,根据以上理论和已有的相关实证研究,提出假设H2:中小学教师基于组织的自尊在教学效能感与职业幸福感之间起中介作用。

1.3 组织支持感在变量间的调节作用

组织支持感是指个体能够直觉到的组织或单位对其贡献及其核心利益重视程度的感知(Eisenberger et al.,1986),其是一种重要的社会支持资源。在资源保存理论看来(Hobfoll,1989,2001),资源丰富的个体,会积极谋求更多资源,社会支持不仅能提供物质支持,避免资源损失,还可以提升个体对生活目的及意义的感知(Taylor &Turner,2001),提高个体的正向自我评价(Wethington &Kessler,1986),进而提升在职业或生活中的幸福感。当教师感受较多组织支持时,其能从组织或学校中积累更多的能量,此时,员工(教师)对能量获取更为敏感(Halbesleben et al.,2011)。在这种情况下,教师能得到更多的心理能量(如幸福感体验,积极自我评价),这些能量能使教师更相信自身的价值与能力,进而获得更高的基于组织的自尊和职业幸福感。

同时,基于工作—要求资源模型,工作资源能够缓冲负面要素对员工的损耗,组织支持感作为重要工作资源,对于缓解工作过程中的职业倦怠、不良体验和个人评判有着重要的作用(Melchiorre et al.,2013),因此教师可以依靠较高组织支持感,缓解负面要素对基于组织的自尊和职业幸福感的消极作用。

以上理论很好地证明了组织支持感的缓解负面体验与评判、强化积极体验与评判的功能。大量的研究也表明,在高组织支持感下,即便个体出现了较多负面个人评判(如较低的自我效能感),个体自尊、价值感及个体与他人的交往中积极体验也能处在不错的水平(Taylor &Armor,1996),即高支持水平能缓冲负面心理问题给带来的消极体验(Cohen &Wills,1985),这有利于说明组织支持感在教学效能感与基于组织的自尊间的作用。然而,在低组织支持感下,个体较难从组织中获得支持资源(Beehr et al.,2000),此时,个体会对丢失资源更加敏感(Hobfoll,1989),从而引起较低的幸福感水平。

基于以上理论和研究,提出假设H3:中小学教师组织支持感在教学效能感与基于组织的自尊、教学效能感与职业幸福感以及在基于组织的自尊与职业幸福感之间起调节作用。

图1 结构方程图

2 研究方法

2.1 被试

选取北京、浙江、广东、安徽、河南、山东、湖北、广西等城市不同年龄阶段教师共计1100名。删除漏填、重复填写、重复选项及未通过测谎题作答的问卷181份,剩余有效问卷为919份,问卷有效率为83.55%,被试平均年龄38.23±9.53岁,平均教龄15.40±10.69年。其中,男教师262人(平均年龄39.67±9.82岁,平均教龄17.42±10.35年),女教师657人(平均年龄37.73±9.36岁,平均教龄14.60±10.73年)。

2.2 工具

2.2.1 自编中小学教师教学效能感量表

采用自编中小学教师教学效能感量表,分为教学策略与设计效能、动机激发效能和课堂管理效能共3个维度,包含18个项目,量表采用Likert 5计分,1～5代表了“非常不同意“到“非常同意”五个水平。对401名来自全国随机抽取的中小学教师进行探索性因素分析,形成18个项目组成的量表,并采用该量表对820名中小学教师进行调查,回收数据并分析其信效度。最终量表的内部一致性信度为0.95,各维度Cronbach’sα系数在0.81-0.92之间,累计方差解释率为54.24%。验证性因素分析表明模型拟合良好,RMSEA=0.07,GFI=0.91,IFI=0.94,TLI=0.93,CFI=0.94。因此,中小学教师教学效能感量表具有良好的信度和效度。该量表在本研究中的内部一致性系数为0.96。

2.2.2 教师职业幸福感量表

采用刘颖丽(2010)制定的教师职业幸福感问卷。问卷分为认知疲乏、从业动机、人际关系、身体健康以及成就感五个维度,共计18个项目。量表采用Likert 5计分,1～5代表了“非常不符合“到“非常符合”五个水平。总分越高表明职业幸福感越高,反之亦然。其中项目1、3、4、7、8、10、13、15、17、18为反向计分。问卷Cronbach’sα系数和分半信度均为0.81,信度检验良好。该量表在本研究的内部一致性系数为0.83。

2.2.3 基于组织的自尊量表

采用Pierce等(1989)开发的基于组织的自尊(OBSE)的量表,量表基于教师、管理者、工人等多类群体开发和验证,包括10个项目,区别于一般自尊的测量。量表的Cronbach’sα系数为0.91,复本效度为0.87,各项指标良好。此量表在不同群体中有较高的相关性,有较好的聚合效度。该量表在本研究的内部一致性系数为0.86。

2.2.4 组织支持感量表

采用刘智强在Eisenberger等人编制的组织支持感短版量表的基础上修订的含有6条有效题项的量表。该量表采用Likert-5点量表进行测量,内部一致性系数为0.88,CR值为0.91。该量表在本研究的内部一致性系数为0.89。

2.3 施测程序

使用问卷星在线发放电子问卷进行调查,采用SPSS25.0和Process3.3对数据进行处理。

3 研究结果

3.1 共同方法偏差检验

研究数据均通过问卷调查法得来,存在共同方法偏差的可能。因此,首先采用了Harman单因子检验法来检验共同方法偏差,即将问卷所有的题目均纳入进行探索性因素分析,未旋转的分析结果显示,特征根大于1的因子有9个,第一个因子的解释率为13.67%,小于40%临界值。同时,采用潜在误差变量控制法进一步检验共同方法偏差,结果表明,将共同方法偏差作为潜变量加入模型后,RMSEA值由0.077提高至0.081,CFI、TLI及IFI的值由0.910以上,分别降低至0.887、0.905、0.897,即加入共同方法偏差潜变量后,模型的拟合指标并没有优化,说明未出现严重的共同方法偏差。

3.2 中小学教师教学效能感、职业幸福感、基于组织的自尊和组织支持感的相关分析

对中小学教师教学效能感、职业幸福感、基于组织的自尊和组织支持感进行相关分析,四个变量之间存在两两的显著性正相关。教师教学效能感与职业幸福感、基于组织的自尊和组织支持感均存在显著正相关(r=0.443**、r=0.194**、r=0.277**);职业幸福感与基于组织的自尊和组织支持感之间均存在显著正相关(r=0.296**、r=0.428**);基于组织的自尊和组织支持感存在显著正相关(r=0.384**)。相关分析的结果为进一步探究以上变量间的关系奠定了基础。具体数据见表1。

表1 中小学教师教学效能感、职业幸福感、基于组织的自尊和组织支持感的相关分析

3.3 中小学教师教学效能感对职业幸福感的影响:基于组织的自尊的中介作用

为了检验中小学教师基于组织的自尊在教学效能感和职业幸福感之间的中介效应,采用Hayes(2003)开发的PROCESS中的Model 4进行分析,其中教学效能感为自变量,教师职业幸福感为因变量,年龄和性别为控制变量,为避免共线性问题,变量均进行了标准化处理。具体分析数据见表2。

表2 中小学教师基于组织的自尊的中介效应检验

从表2分析结果可知,中小学教师教学效能感能显著的正向预测职业幸福感(β=0.51,t=15.27***),即教师教学效能感越高,职业幸福感越高;同样,教学效能感也能显著的正向预测基于组织的自尊(β=0.25,t=7.58***)。在加入中介变量基于组织的自尊之后,教师教学效能感仍可以显著的正向预测职业幸福感(β=0.39,t=13.21***);最后,基于组织的自尊能显著的正向预测职业幸福感(β=0.28,t=9.54***)。

表3 总效应、直接效应和间接效应分解表

从表3中可知,中小学教师教学效能感对职业幸福感的直接效应为0.46,Bootstrap 95%置信区间不包含0,基于组织的自尊在教学效能感与职业幸福感之间的间接效应为0.07,Bootstrap 95%置信区间不包含0。这表明,教学效能感不仅能直接预测职业幸福感,还能通过基于组织的自尊间接的影响职业幸福感,其中直接效应占总效应的84.78%,间接效应占总效应的15.12%。

3.4 中小学教师组织支持感的调节效应检验

为了检验基于组织的自尊的调节效应,采用了Hayes(2003)开发的PROCESS中的Model 59(模型前半段、后半段及直接路径受到调节)进行分析,其中,年龄和性别为控制变量,结果发现,组织支持感在模型前半段即后半段调节效应显著。具体分析数据见表4,结果表明教学效能感组织支持感的交互项能显著负向预测基于组织的自尊(β=-0.10,t=-3.47***),基于组织的自尊和组织支持感的交互项能显著的正向预测职业幸福感(β=0.12,t=4.16***)。

表4 有调节的中介效应检验表

为了更好的阐明组织支持感的调节作用,进行了简单斜率分析。图4表明,在低组织支持感下(M-1SD),中小学教师教学效能感对基于组织的自尊正向预测作用显著(β=0.19,t= 5.04***,p<0.001);在高组织支持感下(M+1SD),中小学教师教学效能感不能显著预测基于组织的自尊(β=0.01,t= 0.84,p>0.05)。

图2 组织支持感在教师教学效能感与基于组织的自尊间的调节作用

图5表明,在低组织支持感下(M-1SD),中小学教师基于组织的自尊对职业幸福感的正向预测作用显著(β=0.29,t=6.70***,p<0.001);在高组织支持感下(M+1SD),中小学教师基于组织的自尊也能显著预测职业幸福感(β=0.36,t= 9.64***,p<0.001),且作用程度更高。

图3 组织支持感在教师基于组织的自尊与教师职业幸福感间的调节作用

最后,对组织支持感在中小学教师教学效能感与教师职业幸福感间的调节作用进行探究可知,组织支持感不能在教师教学效能感与教师职业幸福感间起调节作用。

4 分析与讨论

4.1 中小学教师教学效能感与职业幸福感的关系:基于组织的自尊的中介作用

研究结果表明,中小学教师教学效能感对职业幸福感有显著正向预测作用,教师教学效能感的提升会提升职业幸福感,这一结果验证了假设H1的猜想。教学效能感高的个体通常在教学上信心十足,这种信心可提升积极情感的概率,从而增强幸福感(邹璐 等,2014)。教学效能感高的教师在遇到困难时的信心能有效控制不良情绪反应,从而可以更好地调节个人行为及体验。反之,教师则会质疑个人应对突发教学情况的能力,因而容易体验到强烈的负面情绪(刘晓明 等,2008;庞丽娟 等,2005),这些体验进一步强化教师受挫感、低自我认同等消极心理,从而导致职业幸福感下降。

在明确中小学教师教学效能感和职业幸福感的关系之后,进一步分析了基于组织的自尊在二者之间的作用,结果表明,基于组织的自尊在教学效能感与职业幸福感之间起到部分中介作用,即教学效能感可以通过基于组织的自尊来影响职业幸福感,这一结果与假设H2一致。其中,中介效应占总效应的15.12%。根据个体心理发展理论,自我效能感是组织或群体中的个体的自尊发展的基础(张向葵 等,2004);自我效能感理论可以很好地解释教学效能感和基于组织的自尊的关系(Bandura,1977,1986),效能感的提升有利于个体增加自我评价和自我控制感,于教师而言,利于提升个体的教学和课堂控制感,进而促使个体增强自我价值评价,提升个体在组织中的自尊(Betz &Klein,1996)。基于组织的自尊的中介作用可以用资源保存理论(Hobfoll,1989)来解释。当个体心理资源缺失时(如出现较低的教学效能感),高基于组织的自尊将帮助个体吸收更多心理能量,从而提升职业幸福感。基于组织的自尊水平较高时,员工相信自己在组织中具备价值和能力(黄泽群 等,2019),为了与这种认知匹配,个体倾向于做出一些积极反应来增强这种认知,如增强在职业幸福体验(Pierce &Gardner,2004)。

4.2 中小学教师组织支持感在不同路径的调节作用

4.2.1 中小学教师组织支持感在基于组织的自尊与职业幸福感间的调节作用

研究表明组织支持感在教师教学效能感和基于职业幸福感间起调节作用,验证了假设H3的部分猜想。具体而言,较于低组织支持感,在高组织支持感下,基于组织的自尊对职业幸福感的正向预测作用显著程度更高,组织支持感的调节方向为正向。基于依据资源保存理论(Hobfoll,1989),拥有高资源的教师对资源获取更为敏锐(Halbesleben et al.,2014)。在这种情况下,教师将利用获取资源的机会来获得一定积极的心理资源,这些资源能够让组织里的教师体验到更高的职业幸福感水平。因此,高水平组织支持感下,教师基于组织的自尊对职业幸福感正向作用更强。然而,在低程度的组织支持感下,员工较难获得支持性资源(Beehr et al.,2000),此时,基于资源保存动机,教师会对失去资源更加敏感,且会将低效能感作为一种任务干扰及对自身资源的潜在威胁或消耗(Hobfoll,1989),因此,在低水平组织支持感下,教师基于组织的自尊对职业幸福感的影响作用更弱。

4.2.2 中小学教师组织支持感在教学效能感与基于组织的自尊的调节作用

结果表明中小学教师组织支持感在教学效能感与基于组织的自尊间起调节作用,验证了假设H3的部分猜想。具体而言,在高组织支持感下,教学效能感高低对基于组织的自尊没有显著影响,但基于组织的自尊均处于较高水平,组织支持感的调节方向为负向。该结果产生的原因包括两个方面。一方面,高组织支持感作为个体重要的心理社会资源,能使得个体保持较高的意义感和目标感(Taylor &Turner,2001)即积极的自我评价(如基于组织的自尊)(Wethington &Kessler,1986)。值得注意的是,高组织支持感虽然存在保留积极心理资源的效果,但资源保存理论也强调个体会尽全力保存并维护有意义的资源,以避免资源损耗。因此,在低组织支持感下,教师对现有的教学效能感的资源保存更为敏感,并尽全力保存该资源;另一方面,组织支持感和基于组织的自尊均是基于组织的变量,两个概念均涉及到与个人价值及重要程度相关的要素,基于组织的自尊是在组织中的自我感知,组织支持感是对组织如何作用于自己的感知(Eisenberger et al.,1986;Pierce et al.,1989)。因此,具有较高组织支持感的教师,不论其教学效能感水平如何,都会有较高的自我价值及重要性感知水平,即较高的基于组织的自尊水平;相反,如果组织支持感较弱,教师基于组织的自尊会更多受到教学效能感强弱的影响。

4.2.3 中小学教师组织支持感在教学效能感与职业幸福感间的调节作用

研究结果表明,组织支持感在教师教学效能感与教师职业幸福感间的调节作用不显著,这一结果与假设H3不符。究其原因,虽然资源保存理论、工作-要求资源模型等为组织支持感在变量间的调节作用提供了较为有力的支撑,但以上理论模型多用于组织管理领域,研究以中小学教师群体为研究对象,效能感对教师职业幸福感的直接效应占总效应的84.78%,这意味着教师教学效能感对职业幸福感的影响作用占有较大的比重。此外,以往研究也表明,教师职业幸福感的影响因素,尤其体现在工作中的效能感上(Bandura,1977;Clegg &Spencer,2010;Tsigilis et al.,2010),综合而言,不论其组织支持感水平如何,教师职业幸福感都可能较多地受到教师教学效能感的影响。

5 研究意义与展望

5.1 理论价值与实践价值

首先,对中小学教师教学效能感与职业幸福感中间机制进行了探讨,有助于明确基于组织的自尊和组织支持感在教师教学效能感与职业幸福感之间的作用,增加了有关教学效能感结果变量的实证性研究,也拓展了教学效能感的研究范围。

其次,通过量表可以深入了解教师教学效能感的现状,为之后的研究奠定基础;通过教师教学效能感和基于组织的自尊对职业幸福感影响作用及组织支持感对基于组织的自尊影响作用的探究,可以从多方面入手提高教师自尊及职业幸福感,为培育良好和谐的教师心态方面提供有效帮助。

5.2 研究局限和未来展望

(1)研究层面的扩展。研究更侧重于变量的个体及教师职业层面,如关注教师在学校这一组织中的自尊、支持感与幸福感,这既是局限也是特色所在。未考虑教师一般心理层面问题,如教师教学效能感的不足会对教师一般性自尊和工作场所之外的幸福感产生何种影响,后续的研究可以更多的关注教师职业心理健康状况是否会泛化到一般生活状况中,是否会影响到个体情绪状态等等。此外,还需要进一步考虑一般心理问题的研究结论是否可以完全推论到教师心理层面。

(2)研究机制进一步深入。可以进一步探讨教师教学效能感、基于组织的自尊与职业幸福感之间的几条路径是否存在其他变量调节,例如个体在学校领导及成员社会关系比较倾向的差异。

(3)样本和架构的扩展。后续的研究可以扩大教师样本量以保证研究的代表性,同时可以丰富样本群体,针对幼儿教师、中小学教师及高校教师的不同特征进行探索。

(4)研究方法的进一步拓展。本研究模型搭建均采用自评型问卷调查的横断研究。此方法有一定的便捷性及大规模施测性,但是无法得到确切的因果关系,且不适用于发展的稳定性问题。未来可以采用实验法、他评法或情景测验以保证研究数据的代表性,同时,也可以考虑于纵向研究相结合,获得职业幸福感研究的发展性数据。

6 研究结论

(1)中小学教师教学效能感与职业幸福感、基于组织的自尊和组织支持感存在显著相关。其中,教师教学效能感与职业幸福感存在显著正相关,组织支持感和基于组织的自尊与职业幸福感存在显著正相关。

(2)中小学教师教学效能感可以显著正向预测职业幸福感,基于组织的自尊在教师教学效能感与职业幸福感之间起到部分中介作用,组织支持感在教师教学效能感和基于组织的自尊之间起负向调节作用、在基于组织的自尊与职业幸福感之间起到正向调节作用。