纪春梅 冯 帮 赵 慧

一、问题提出

在过去十年，教师工作满意度是学界研究的一个主要问题[1][2][3]，这一趋势在中国也比较明显。在当今世界，学校要达成一定的教育质量目标，教师是不可忽视的关键因素。教师在工作中需要快乐、幸福与被欣赏，满足这些期望才能让教师对学校感到满意，并以积极的方式为学校做出贡献。教师工作满意度受到许多内外部因素的影响，已引起我国学者的广泛关注[4][5][6]。研究发现，教师对工作满意还会产生许多积极的结果，如影响教师工作热情[7]、提高工作绩效[8]、降低离职动机[9]，等等。因此，我们需要更深入地了解教师工作满意度的形成机制，以便为教师队伍建设提供启示。

在国内，尽管一些领导特征作为工作满意度的影响因素已经得到认可[10][11][12]，但只有少数研究探讨了校长变革型领导对教师工作满意度的作用[13][14]。以往的研究做出了一些有价值的贡献，然而，关注校长变革型领导有效性的研究还比较少，校长变革型领导对中小学教师工作满意度产生影响的中介与调节机制在很大程度上仍未得到充分探索，厘清其中的作用机制对于提高教师工作满意度、稳定教师队伍至关重要。因此，本研究试图以情感和个体特征为视角，探讨校长变革型领导对中小学教师工作满意度的影响机制和边界条件。

二、文献回顾与研究假设

(一)变革型领导与中小学教师工作满意度

工作满意度是一种愉快的情绪状态，源于对个人工作价值实现的肯定评价。[15]影响工作满意度的因素有很多，变革型领导是其中之一。“变革型领导”一词由道顿(Downton)1973年提出，伯恩斯(Burns)使“变革型领导”得到了更广泛的应用。伯恩斯区分了交易型领导和变革型领导，提出变革型领导理论，认为变革型领导不仅能够实现重要的事情，还能提升追随者的道德水平。[16]巴斯(Bass)进一步扩展了变革型领导和交易型领导的重要区别，提出了一个更为精确的变革型领导理论，认为变革型领导尝试并成功使追随者意识到任务结果的重要性和价值，激活他们的高阶需要，并能使他们将组织利益置于自身利益之上。在此基础上，巴斯编制了包含德行垂范、愿景激励、领导魅力和个性化关怀4个维度的变革型领导测量模型。[17]波得萨阔夫(Podsakoff)等则开发出了核心变革行为、高绩效期望、个性化关怀和智力刺激4维度变革型领导测量模型[18][19]。巴斯指出，变革型领导理论是基于社会交换关系的。[20]根据社会交换理论，人们在建立社会关系时会对不确定性和风险进行评估,[21]这是社会交换的起点，最终会影响人们对社会交换的态度和行为。[22]在教育领域中，社会交换过程注重双方的心理感受。校长变革型领导通过个人的人格魅力、价值观、态度和行为感染和影响教师，通过个性化关怀、关心教师需求获得教师的认同，希望教师形成更加积极的工作态度和行为，而教师感知到校长的关心、尊重和信任，就会以积极的工作态度和行为进行回报，因而，变革型领导可能最终导致更高水平的满意度和承诺水平。实证研究表明，变革型领导行为对教师工作满意度具有积极影响，例如，一些横截面研究发现校长变革型领导通过认可教师的工作，增加教师的期望并通过个性化关怀以及智力刺激等来提高教师的工作满意度。[23][24]多项元分析结果发现变革型领导与工作满意度显著正相关。[25][26][27]因此，本研究提出研究假设H1：校长变革型领导对中小教师工作满意度有显著正向预测作用。

(二)情感承诺的中介作用

情感承诺是指员工对组织的情感依恋、情感认同和情感参与。[28]与更为离散的积极情绪如快乐相比，情感承诺代表了一种强烈的亲组织心态，促使员工帮助组织实现组织目标。[29]变革型领导强调个性化关怀与智力刺激以及追随者的高层次内在动机和需要，是一种有附加价值的情感型领导。[30]变革型领导通过考虑每个追随者的需求，鼓励追随者寻求新的方法来应对挑战，并更多地参与他们的工作，这些领导行为导致了追随者的更高承诺，特别是对组织的情感依恋。[31]一项实证研究结果显示，校长变革型领导实践显著地积极影响着教师情感承诺[32]；托马斯(Thomas)等还发现，校长变革型领导能够增强入职一年新教师的情感承诺[33]。李玲等的研究结果显示，变革型领导的4个维度均对教师情感承诺影响显著。[34]

情感承诺和工作满意度是两个不同的概念，情感承诺强调对组织的依恋，而工作满意度强调的是员工履行职责所处的特定任务环境。[35]工作满意度是一种不太稳定的态度，可能反映了当时的工作状况，而情感承诺则被视为对组织的一种更稳定的情感依恋，这种依恋可能还会随时间的推移不断发展。[36]早期的两项纵向研究发现，组织情感承诺可以预测工作满意度[37][38]；近期多项横截面数据也证实了情感承诺对员工工作满意度有显著积极影响[39][40]。在教育领域，刘天娥等也发现，幼儿教师职业承诺显著预测其工作满意度。[41]因此，本研究提出研究假设H2：情感承诺在校长变革型领导与中小学教师工作满意度之间起部分中介作用。

(三)情绪智力的调节作用

斯托格迪尔(Stogdill)认为，领导力是一种存在于社会情景中的人与人之间的关系。[42]变革型领导是基于西方文化情境提出的领导理论，是一种情境性变量，其作用机制可能受到员工个体差异变量的影响。[43][44]一项元分析指出，在不同情境下变革型领导的有效性会发生相当大的变化。[45]因此，探索变革型领导发挥作用的边界条件有助于明晰变革型领导影响机制的适用性，[46]由于情绪智力可以增强或减弱变量之间关系的强度，教师的情绪智力有可能是校长变革型领导作用机制中的潜在调节因子。

情绪智力指个人评估、表达、调节和使用自己及他人情绪的能力，包括情绪调节能力、他人情绪评估能力、情绪使用能力以及自我情绪评估能力4个维度。[47]情绪智力高的个体，由于其能够准确辨别与自己的目标、行为与成就相关的情感，能够调节与激发出合适的情感，因此，常表现出较高的心理幸福感、较高的情感承诺水平和较高的工作投入水平等积极态度与行为。[48][49]领导替代理论则认为，个体特征会削弱领导力的影响，[50]低情绪智力的个体，常常伴随消极情绪，不善于调控自己的情绪，对外界的情感支持的需求增加，而变革型领导能够通过个性化关怀、智力刺激等激发起下属的积极情感，从而增强他们的情感承诺；而高情绪智力的个体，由于能够适时地调节与管理自己的情绪，变革型领导的个性关怀和智力刺激等对下属情感承诺的积极作用被削弱。已有研究发现，情绪智力负向调节着变革型领导与正性情感的关系。[51]根据上述分析，我们提出本研究的第三个研究假设H3a：情绪智力负向调节校长变革型领导与中小学教师情感承诺之间的关系，即教师的情绪智力越低，校长变革型领导与中小学教师情感承诺的关系越强，反之越弱。

如果假设情绪智力负向调节校长变革型领导与教师情感承诺的关系，那么，情绪智力可能会有条件地削弱变革领导与教师工作满意度之间的间接关系强度。因而在校长变革型领导与教师工作满意度之间可能存在着一种有调节的中介模型。为此，我们提出本研究的第四个研究假设H3b：情绪智力负向调节情感承诺在校长变革型领导和工作满意度之间的中介作用，即当中小学教师的情绪智力越低时，情感承诺在校长变革型领导与工作满意度的中介效应越强，反之越弱。

根据上述理论阐述与假设，本研究建构的有调节的中介效应概念模型如图1所示：

图1 概念模型

三、研究方法

(一)数据收集与研究对象

本研究采用问卷星进行在线调查，在西部某省向中小学教师发放问卷，共回收348份问卷，筛选出有效问卷336份，有效率约96.6%。其中，男女教师分别156人和180人；中小学教师分别为187人和149人；汉族和少数民族分别为115人和221人。

(二)研究工具

本研究中变革型领导、情感承诺、工作满意度和情绪智力四个量表均采用成熟量表，并进行了教育场景下的语境转换。采用Likert-7点计分，分值由低到高代表同意/满意程度由弱逐渐变强，得分越高，表示越同意/满意。

变革型领导量表的题项主要来源于王桢等翻译的麦肯齐(MacKenzie)的变革型领导量表[52]，测量题目根据教育语境进行了修改，由核心变革领导行为(如“校长是我们学习的好榜样”)、高绩效期望(如“校长每次都力求做到最好”)、个性化关怀(如“校长做事时会考虑我们的感受”)和智力刺激(如“校长激励我们重新思考做事的方法”)4个维度组成，共11个测量题目。该量表的克隆巴赫系数为0.959，KMO值为0.938，说明量表信度较好。Bartlett球形检验p<0.001，累积方差解释率为71.98%，各题项因子载荷在0.603到0.952之间，说明该量表具有较好的效度。

情感承诺量表题项主要参考梅耶(Meyer)等编制的情感承诺量表[53]，共4个测量题目(如“我向我的朋友称赞我的学校”)。该量表的克隆巴赫系数为0.882，KMO值为0.820，说明量表信度较好。Bartlett球形检验p<0.001，累积方差解释率为74.36%，各因子载荷在0.628到0.921之间，说明该量表具有较好的效度。

工作满意度量表来源于徐志勇等的教师工作满意度问卷[54]，由内在满意度(如“我从工作中获得很大的快乐”)和外在满意度(如“我对学校提供的办公条件感到满意”)2个维度组成，共9个测量题目。该量表的克隆巴赫系数为0.906，KMO值为0.909，说明量表信度较好。Bartlett球形检验p<0.001，累积方差解释率为69.95%，各题项因子载荷在0.681到0.884之间，说明该量表具有较好的效度。

情绪智力量表来源于刘咏梅等的情绪智力量表[55]，由情绪调节能力(如“我对自己的情绪有很强的控制能力”)、他人情绪评估能力(如“我观察别人情绪的能力很强”)、情绪使用能力(如“我是一个能鼓励自己的人”)和自我情绪评估能力(如“我很了解自己的情绪”)4个维度组成，共15个测量题目。该量表的克隆巴赫系数为0.933，KMO值为0.911，说明量表信度较好。Bartlett球形检验p<0.001，累积方差解释率为79.75%，各题项因子载荷在0.676到0.940之间，说明该量表具有较好的效度。

(三)数据分析方法

本研究采用SPSS 24.0及其宏Process 3.3进行描述性统计分析及调节作用分析，采用AMOS 23.0进行验证性因子分析及结构模型分析。

四、研究结果

(一)描述性统计

本研究4个主要变量的描述性统计和相关分析如表1所示。变革型领导、情感承诺、工作满意度和情绪智力的均值(标准差)分别为5.074(1.263)、5.517(1.160)、5.131(1.151)和5.442(0.847)，由此可见，变革型领导和工作满意度处于中等水平，情感承诺和情绪智力则处于较高水平，结构模型的3个潜变量的标准差均大于1，说明它们的离散程度较大，个体间的差异比较大，相对而言，调节变量情绪智力的离散程度较小。相关分析发现，变革型领导与工作满意度(r=0.721，p<0.01)、情感承诺(r=0.597，p<0.01)和情绪智力(r=0.348，p<0.01)均呈显著正相关，情感承诺与工作满意度(r=0.572，p<0.01)和情绪智力(r=0.509，p<0.01)呈显著正相关，工作满意度和情绪智力显著正相关(r=0.430，p<0.01)，显著相关性符合理论预期，可以进行进一步分析。

表1 描述性统计与相关系数矩阵

(二)共同方法偏差及区别效度检验

采用AMOS 23.0进行验证性因子分析，利用哈门氏单因子方法对共同方法偏差进行检测，当存在共同方法偏差时，单一因子模型解释了所有变异，模型拟合度应该高于4因子模型拟合度。[56]结果如表2所示，单因子模型各拟合指标很差(χ2/df=12.881，GFI=0.612，CFI=0.705，RMSEA=0.188)，而4因子模型拟合结果较好(χ2/df=2.255，GFI=0.936，CFI=0.971，RMSEA=0.061)，且4因子模型与单因子模型的卡方值差达到显著性差异(Δχ2=831.752，Δdf=6，p<0.001)，表明本研究共同方法偏差问题不严重。

将本研究的4个变量进行组合，组成1个4因子、1个单因子、4个2因子和2个3因子模型，4因子模型各项拟合指标均达到可接受水平，且与其他因子模型比较，Δχ2均达到了显著性水平(见表2)，说明本研究变革型领导、情感承诺、工作满意度和情绪智力4个潜变量之间具有良好的区分度，模型区别效度较好。

表2 共同方法偏差与区别效度

(三)结构模型分析

1.结构模型拟合

为了简化模型，把变革型领导、工作满意度进行项目打包，用均值代替。运用AMOS 23.0将所有题项导入结构模型中，模型拟合指数为：χ2/df=2.021，RMSEA=0.055，CFI=0.987，TLI=0.982，GFI=0.964，AGFI=0.938。由此可见，结构模型拟合较好，是一个可接受模型。

2.假设检验

本研究采用AMOS 23.0检验直接效应研究假设H1，运用Bootstrapping检验中介效应研究假设H2。结果如图2所示，变革型领导对中小学教师工作满意度的积极影响显著(B=0.585，t=10.573，p<0.001)，研究假设H1通过验证；变革型领导对中小学教师情感承诺的正向影响显著(B=0.494，t=9.871，p<0.001)，情感承诺对中小学教师工作满意度有正向预测作用(B=0.234，t=3.363，p<0.001)，表明变革型领导可能通过情感承诺间接影响教师工作满意度。进一步采用Bootstrapping重复抽样5 000次进行中介效应检验，情感承诺在校长变革型领导与中小学教师工作满意度之间的间接效应值为0.115，Bias-corrected percentile 95 CI为[0.030，0.221]，未包含0(见表3)，表明情感承诺在校长变革型领导与中小学教师工作满意度之间的的中介效应显著，研究假设H2通过验证。

注：标准化系数(Std.)/非标准化系数(Unstd.)/标准误(SE)，*** p<0.001

表3 总效应、直接效应、间接效应分析

3.模型的稳健性分析

根据钦(Chin)的观点，R2小、中及大的临界值分别为0.19、0.33和0.67。[57]在本研究中，工作满意度的R2为0.74，情感承诺的R2为0.45(见图2)，可见，本研究构建的模型各变量之间的关系比较稳定，模型具有较好的稳健性与解释力。

(四)情绪智力的调节作用检验

本研究采用SPSS 24.0宏Process 3.3中的模型7，以工作满意度为因变量，校长变革型领导为自变量，情感承诺为中介变量，情绪智力为调节变量，并以性别、民族和教龄为控制变量，对有调节的中介模型的前半段进行检验。结果如表4所示，在控制性别、民族和教龄之后，情绪智力对教师情感承诺有显著积极影响(B=0.428，t=7.081，p<0.001)，校长变革型领导与教师情绪智力的乘积项对中小学教师情感承诺的预测作用显著(B=-0.079，t=-2.334，p<0.05)，说明情绪智力能够在校长变革型领导与教师情感承诺的关系中起负向调节作用。

表4 调节效应检验

进一步的斜率表明，情绪智力水平较低的教师(M-1SD)感知的校长变革型领导行为对其情感承诺水平有显著预测作用，simple slope=0.517，t= 10.516，p<0.001；而对于情绪智力水平较高的教师(M+1SD)，校长变革型领导也对其情感承诺水平有显著预测作用，但其预测作用相对较小，simple slope=0.381，t=7.672，p<0.001，说明随着中小学教师个体情绪智力水平的升高，校长变革型领导对中小学教师情感承诺的影响逐渐减弱。因此，假设H3a通过验证。

图3 情绪智力对变革型领导与情感承诺之系的调节

由于情绪智力负向调节了校长变革型领导与中小学教师情感承诺的关系，那么情绪智力有可能进一步调节了变革型领导通过情感承诺影响工作满意度的间接关系。为检验不同情绪智力水平的中小学教师的情感承诺在校长变革型领导与工作满意度之间的间接效应，运用SPSS 24.0插件Process 3.3模型7，在±1SD及Bootstrapping 5 000次条件下的结果发现，当教师的情绪智力水平较低时(M-1SD)，校长变革型领导与教师工作满意度的间接效应值为 0.118，Bias-corrected percentile 95% CI为[0.051，0.190]，未包含0，表明这一水平上的间接效应存在；当教师情绪智力处于均值水平时(M)，校长变革型领导与教师工作满意度的间接效应值为0.103，Bias-corrected percentile 95% CI为[0.045，0.164]，未包含0，表明在这一水平上的间接效应值存在；当教师的情绪智力水平较高时(M+1SD)，校长变革型领导与教师工作满意度的间接效应值为0.087，Bias-corrected percentile 95% CI为[0.039，0.146]，未包含0(见表5)，表明这一水平上的间接效应也存在。这一结果还表明，情感承诺在变革型领导与工作满意度之间的间接效应随着教师的情绪智力水平的升高而降低，因此，研究假设H3b通过验证。

表5 情感承诺在情绪智力不同水平上的中介效应

五、讨论

(一)校长变革型领导对中小学教师工作满意度产生显著积极影响

本研究结果发现，变革型领导对中小学教师工作满意度的标准化路径系为0.709，说明变革型领导是中小学教师工作满意度的重要影响因素，结论与已有文献结果一致。变革型领导是新领导范式的一部分，它关注领导的魅力因素和情感因素，这为我们研究中小学教师工作满意度提供了理论视角。与其他研究变革型领导与工作满意度关系的相关研究结果进行比较后发现，在教育情景之下变革型领导的有效性较高，原因可能是校长充分展现了其领导关怀及智力刺激的激励作用。这一结论回应了变革型领导是一个情境变量且在不同情境下的领导效力不同的观点，也在一定程度上回应了近年学者提出的未来研究要基于特定行业、特定地区和工作性质等来考察特定领导方式有效性的倡议。[58]

(二)情感承诺在校长变革型领导与教师工作满意之间发挥中介作用

本研究结果显示，情感承诺在变革型领导对中小学教师工作满意度的影响中起部分中介作用，表明校长变革型领导不仅直接影响中小学教师工作满意度，还部分通过实施积极的变革领导行为增强中小学教师对学校的情感依恋，促进教师对学校及其目标的认同，进而提升教师工作满意度。贾婧雯将变革型领导和工作满意度整合在一个研究模型中探讨心理资本在其中的中介作用[59]，但没有涉及情感因素，其他学科领域关于变革型领导与工作满意度的研究也鲜少关注情感因素在其间的作用。校长变革型领导通过共同愿景、智力激发、个性关怀等方式树立愿景和创设支持性环境鼓励教师专业发展，关心其生活，增强了教师对校长的信任、钦佩、忠诚和尊重，进而提升工作满意度。本研究的这一发现增进了校长变革型领导对教师工作满意度产生作用的内在机制理解，也支持了变革型领导对情感因素的强调，增强了教育学界对情感承诺在变革型领导与教师工作满意度之间关系的认识，为提高教师工作满意度时加强情感建设提供了实证证据，也丰富了变革型领导作用机制研究，支持了社会交换理论。

(三)情绪智力的调节作用分析

本研究发现情绪智力负向调节校长变革型领导与中小学教师情感承诺的关系。马吉德(Majid)等把变革型领导、领导者情绪智力和组织承诺整合到一个研究框架中，发现领导者情绪智力调节了变革型领导与下属组织承诺的关系，但并没有涉及下属情绪智力的影响。[60]国内学者研究了情绪智力调节了变革型领导与员工学习的关系[61]，但没有涉及教育领域。本研究选择了教师个体的情绪智力作为调节变量，把其整合到变革型领导、情感承诺、工作满意度中介模型分析框架内，探讨了情绪智力在中介模型前半段的调节作用，发现中小学教师在不同情绪智力水平上，变革型领导对情感承诺的影响强度不一样。这主要是因为个体感知存在差异所造成的，当教师具有较高的情绪智力时，其能够很好地调控自己的情绪，不会把工作困难带来的挫折感归咎于领导(组织)，相反，他们能专注于解决问题，将自己置于积极的情感状态，并且能够体验不会产生破坏性结果的消极情感状态。[62]这也可能说明，高情绪智力的教师不依赖于外部环境也能形成积极的工作态度，对组织产生归属感。因此，变革型领导对高情绪智力的教师形成积极情感的作用减弱。而情绪智力较低的教师调控情绪的能力较差，变革型领导则通过识别教师情绪，与他们共情，能够更好地理解教师的需求并进行相应的互动，在情感层面吸引教师，通过情感传染过程赢得他们的信任并使他们产生更多的积极情绪，增强教师对学校的情感承诺。因此，校长变革型领导成为低情绪智力教师情感承诺发展强有力的保护性因素，从而使得变革型领导对教师情感承诺的影响增强。这一发现支持了领导替代理论，并为其提供了来自教育领域的实证支持。

六、建议

首先，加强校长变革型领导风格的培养，发挥校长变革型领导的积极作用。校长变革型领导不仅可以直接提高教师工作满意度，还通过情感承诺间接影响教师工作满意度，这提示上级部门要重视与加强校长变革型领导的培养，通过培训及个人理论学习与实践反思塑造变革型领导风格。同时，在学校管理实践中充分展现变革型领导行为，如校长要在全面把握本校教育发展特点的基础上制定学校长远战略与发展规划，通过共同愿景形成对教师的高绩效期望，重视他们的价值，尊重与关心他们的感受和需求，鼓励教师结合中小学学生特点思考他们的教育教学工作，不断畅通与教职工的沟通渠道，创造家庭式的学校人文环境。

其次，关注教师的情感需求，适度授权与个性化并行。由于中小学教师情绪智力对变革型领导与教师情感承诺的关系强度有促进作用且情感承诺对教师工作满意度有显著积极影响，这一发现需要引起教育管理者的重视与关注。相对于其他社会环境，学校是一个特殊环境。学校教育教学工作任务明确、有相对完善的管理制度、教师是知识型员工等特征使得不同水平的情绪智力对变革型领导与情感承诺的关系所起的作用不同。因此，校长要关注教师的情感需求，在物质层面、情感层面和心理层面为教师提供相应的资源与支持。同时，学校领导还需要对情绪智力较高的教师适当授权，而对情绪智力水平相对较低的教师，则要重视了解教师情绪状态、关心与关怀的作用。

再次，树立共同愿景，激发教师课程改革积极性。校长变革型领导行为是激励中小学教师修订课程或创生新课程的关键要素，而教师则是推动课程改革的行动主体。中小学校长应在全面了解教师需求的基础上，以共同愿景为指引确立学校培养目标，以培养目标为基准向教师提供重新开发旧课程、修订现有课程以及创建新课程的机会，并尽可能供给新的教学和学习资源。对课程方案及其实施进程给予配套制度保障，为教师参与课程改革赋权，为课程开发提供空间，并通过构建民主、合作、支持分享的学校环境，给予教师更多的人文关怀提升教师学校文化的适应性，促进教师个人能力的独立发展，进而使他们主动适应课程变革要求。

七、局限与展望

本研究与其他横截面研究一样存在着一些常规局限，如抽样对象范围比较狭窄，使用横截面数据等。此外，由于本研究主要聚焦领导理论中的校长变革型领导对中小学教师工作满意度的作用机制，然而，如果要对校长领导力对教师工作满意度的影响进行全面研究，就需要对不同的领导方式，如魅力型领导、领导—成员交换关系、服务型领导等进行整合研究，以确定哪种领导方式更有效力，这也是未来研究的方向之一。另外，根据领导替代理论，可以削弱或抵消领导行为的潜在因素有很多，未来还可以进一步从个体特征的其他特质、任务特征及组织特征层面，研究这些因素对领导行为的调节作用。而且，本研究从教师个体的视角来评价校长的变革型领导行为，今后的研究可采用多层线性模型开展跨层次研究，同时从教师和校长两个主体来考察校长变革型领导行为对教师工作满意度的影响。

八、结论

本研究基于某省336份中小学教师样本，运用结构方程模型和SPSS及其宏Process进行分析，得出以下结论：(1)变革型领导对中小学教师工作满意度有显著积极影响。(2)情感承诺在校长变革型领导与中小学教师工作满意度之间起部分中介作用。(3)教师情绪智力调节了情感承诺在变革型领导与中小学教师之间关系中的中介作用。