學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境對教師建言的影響
——一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型

張 穎，蘇君陽

（北京師范大學(xué)教育管理學(xué)院，北京 100875）

一、研究背景

提高教師參與學(xué)校管理水平，積極促進(jìn)中小學(xué)校管理民主化已成為當(dāng)今學(xué)校管理變革的重要趨勢。充分發(fā)揮教師建言這一教師參與學(xué)校管理重要渠道的作用，能夠有效促進(jìn)教師為學(xué)校發(fā)展建言獻(xiàn)策，提高學(xué)校管理決策的科學(xué)性、民主性與合理性，進(jìn)而促進(jìn)學(xué)校辦學(xué)水平與能力的提升。但目前，我國很多中小學(xué)教師在學(xué)校管理實(shí)踐中長期處于“失聲”狀態(tài)，即便是在與其自身利益或?qū)I(yè)特長緊密相關(guān)的議題上，大多數(shù)教師也往往選擇沉默。［1］在學(xué)校管理過程中，這不僅會造成教師這一重要人力資源的浪費(fèi)，而且不利于提升學(xué)校管理的民主化水平。

校長負(fù)責(zé)制賦予了校長在學(xué)校內(nèi)部更多的領(lǐng)導(dǎo)與管理權(quán)力。因而，在學(xué)校組織內(nèi)部，教師是否參與學(xué)校管理以及怎樣參與管理主要受到學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)的影響。目前，之于校長領(lǐng)導(dǎo)方式（如誠信領(lǐng)導(dǎo)［2］）對教師建言行為的影響已開展了較多研究。而領(lǐng)導(dǎo)反饋?zhàn)鳛榉从硨W(xué)校領(lǐng)導(dǎo)管理能力水平的重要方面，其對教師建言行為的影響還未得到應(yīng)有的關(guān)注。此外，已有關(guān)于建言的研究多強(qiáng)調(diào)了個(gè)體認(rèn)知理性對建言的影響，而忽視了個(gè)體情緒的重要作用。個(gè)體情緒對于教師建言具有怎樣的影響，其在學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境之于教師建言的影響中發(fā)揮什么樣的作用，是一個(gè)非常值得探究的問題。本研究基于情感事件理論，以教師個(gè)體為對象，探究領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境如何通過教師情緒來影響其建言行為，并進(jìn)一步探討教師權(quán)力距離是如何調(diào)節(jié)該過程的。

本研究將有助于豐富領(lǐng)導(dǎo)反饋研究，更加全面地認(rèn)識教師建言行為的發(fā)生機(jī)制，并為學(xué)校管理提供理論支撐和實(shí)踐啟示，從而通過提供支持性的領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境來促進(jìn)教師建言，最終提高學(xué)校管理與決策的科學(xué)性、正當(dāng)性與合理性。

二、概念界定與理論假設(shè)

（一）概念界定

教師建言是指教師針對學(xué)校工作中出現(xiàn)的問題，提出來的建議和擔(dān)憂，有促進(jìn)性建言和抑制性建言兩種形式。促進(jìn)性建言是指為了整體改進(jìn)提高組織效能而提出的創(chuàng)新性建議，抑制性建言則是指針對可能對組織發(fā)展產(chǎn)生不利影響的現(xiàn)象、事件或行為而提出擔(dān)憂和警告。［3］

領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境是一個(gè)超越單一維度的領(lǐng)導(dǎo)反饋概念，是指日常工作環(huán)境中領(lǐng)導(dǎo)與員工之間的反饋情境，而不是組織定期的、正式的績效反饋行為。具體包括反饋源的可信性、反饋質(zhì)量、反饋方式、積極反饋和消極反饋的準(zhǔn)確性、反饋源的可利用性以及對反饋尋求的支持。［4］

教師情緒則是指教師在一段時(shí)間內(nèi)體驗(yàn)到的情緒狀態(tài)，具體分為積極情緒和消極情緒。積極情緒反映了一個(gè)人感到激情、活躍及精力充沛的程度，伴隨著高能量、高集中力和高愉悅。而消極情緒則是主觀的壓力與不愉快的情感狀態(tài)，包括生氣、蔑視、惡心、負(fù)罪、緊張與恐懼等。［5］本研究不對情感和情緒加以嚴(yán)格區(qū)分。

權(quán)力距離是指一個(gè)社會對組織中權(quán)力分配不平等情況的接受程度，權(quán)力距離越大，下屬對上級有更強(qiáng)的依附性。相反，權(quán)力距離越小，下級參與決策的需求程度越高。［6］

（二）文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境對教師建言行為的影響

目前有關(guān)領(lǐng)導(dǎo)反饋的概念理解以單一維度為主，難以有效反映復(fù)雜的管理實(shí)踐。已有研究分別從不同方面對反饋?zhàn)鞒隽私忉尅姆答佇r(jià)來看，領(lǐng)導(dǎo)反饋被劃分為積極反饋和消極反饋。從反饋目的來看，領(lǐng)導(dǎo)反饋是基于員工績效表現(xiàn)考核的目的而提出的，具體可分為評估型和發(fā)展型兩種。從反饋方式來看，領(lǐng)導(dǎo)反饋基于信息的提供方式被具體劃分為信息型和控制型。目前已有研究多從單一維度對領(lǐng)導(dǎo)反饋概念以二分式劃分與理解，而單一維度的概念理解難以真實(shí)描述實(shí)踐情境中領(lǐng)導(dǎo)反饋多個(gè)方面混雜的復(fù)雜性，進(jìn)而導(dǎo)致了領(lǐng)導(dǎo)反饋的影響研究呈現(xiàn)不一致甚至相互矛盾的研究結(jié)論。有研究指出，領(lǐng)導(dǎo)反饋有助于員工改進(jìn)工作、增強(qiáng)員工創(chuàng)造性［7］、提高勞動(dòng)生產(chǎn)率［8］。另有研究指出，38%以上的反饋對績效提升產(chǎn)生負(fù)向影響。［9］

針對以上矛盾，組織研究開始關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境這一綜合性概念，它是領(lǐng)導(dǎo)反饋源的可信性、反饋質(zhì)量、反饋方式、積極反饋和消極反饋的準(zhǔn)確性、反饋信息價(jià)值以及對反饋尋求支持等各個(gè)方面的綜合反映。支持性的反饋環(huán)境意味著員工收到的領(lǐng)導(dǎo)反饋源更加可信，反饋內(nèi)容對下屬員工來說幫助更大，反饋方式更具得體性和關(guān)心性，積極反饋與消極反饋更加客觀真實(shí)，反饋更易獲得，領(lǐng)導(dǎo)對下屬反饋尋求行為亦更加鼓勵(lì)。［10］根據(jù)社會交換理論，領(lǐng)導(dǎo)為下屬提供支持性的反饋環(huán)境這一積極自愿行為將有助于領(lǐng)導(dǎo)和下屬之間形成高質(zhì)量的領(lǐng)導(dǎo)—下屬交換關(guān)系，下屬則會產(chǎn)生以同樣積極行為來予以回報(bào)的義務(wù)感。［11］支持性的領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境將對員工的工作改進(jìn)產(chǎn)生重要幫助，對員工來說更為有效，反饋方式也能讓員工感覺受到尊重，使其更加勇于實(shí)施反饋尋求行為。此類反饋環(huán)境有助于形成積極融洽的領(lǐng)導(dǎo)成員關(guān)系，促成建言行為的產(chǎn)生。除此之外，由于建言行為是一項(xiàng)損失與回報(bào)并存的風(fēng)險(xiǎn)性行為，支持性的反饋環(huán)境將有效提高個(gè)體心理安全，而不會擔(dān)心潛在可能的損失和成本，但支持性反饋環(huán)境能有效提高個(gè)體心理安全感，從而提升個(gè)體建言水平。［12］據(jù)此，本研究提出以下研究假設(shè)。

H1a：領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境對促進(jìn)性建言行為具有正向預(yù)測作用；

H1b：領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境對抑制性建言行為具有正向預(yù)測作用。

2.教師情緒的中介作用

已有研究的理論視角多以認(rèn)知理性視角為主，導(dǎo)致具有非理性特征的情緒視角長久以來在建言行為研究中被忽視。目前建言行為研究視角集中在社會交換理論、資源保存理論等視角之中［13］，認(rèn)為建言是一項(xiàng)充滿風(fēng)險(xiǎn)的個(gè)體行為，個(gè)體會在仔細(xì)考慮潛在得與失后再?zèng)Q定建言與否，這是一個(gè)理性發(fā)揮作用的認(rèn)知評價(jià)計(jì)算過程。［14］但實(shí)際上個(gè)體絕非完全的理性存在，長久以來將認(rèn)知與情感二分的做法顯得過于簡單且極具誤導(dǎo)。［15］新近大量研究已表明情緒在各類前因變量與組織行為之間的重要解釋機(jī)制，如伊利斯和佳吉（Ilies，Judge）的研究表明情感在領(lǐng)導(dǎo)反饋與員工的目標(biāo)管理之間發(fā)揮了中介效果。［16］格洛波（Glomb）等人發(fā)現(xiàn)良好的情緒體驗(yàn)會促使員工做一些組織公民行為，積極的情緒對員工組織公民行為具有顯著的預(yù)測作用。［17］

對此，本研究基于情感事件理論來探討教師建言行為的發(fā)生機(jī)制。情感事件理論指出：工作事件會引發(fā)員工不同的個(gè)體情感反應(yīng)，進(jìn)而將對員工個(gè)體的態(tài)度行為產(chǎn)生影響。情感反應(yīng)一方面將直接對員工行為產(chǎn)生影響，即情感驅(qū)動(dòng)行為；另一方面將先通過影響員工態(tài)度（如組織承諾、工作滿意度）間接影響其行為，即態(tài)度驅(qū)動(dòng)行為。［18］支持性的領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境將有助于員工產(chǎn)生快樂、滿意、高成就感等積極情感，相反將產(chǎn)生恐懼、煩躁等負(fù)面情緒，而體驗(yàn)到的不同情感亦將進(jìn)一步影響個(gè)體是選擇積極應(yīng)對還是消極逃避。［19］據(jù)此，本研究提出教師情緒在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境與教師建言行為之間發(fā)揮中介作用的研究假設(shè)。

H2a：領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境對教師積極情緒具有正向預(yù)測作用；

H2b：領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境對教師消極情緒具有負(fù)向預(yù)測作用；

H2c：教師積極情緒在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境和促進(jìn)性建言行為之間發(fā)揮中介作用；

H2d：教師積極情緒在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境和抑制性建言行為之間發(fā)揮中介作用；

H2e：教師消極情緒在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境和促進(jìn)性建言行為之間發(fā)揮中介作用；

H2f：教師消極情緒在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境和抑制性建言行為之間發(fā)揮中介作用。

3.權(quán)力距離的調(diào)節(jié)作用

有研究指出，雖然針對建言行為的中介機(jī)制已有了較為全面的討論，但對其中的調(diào)節(jié)機(jī)制還未深入研究。［18］權(quán)力距離具體反應(yīng)了個(gè)體對組織權(quán)力關(guān)系的看法或價(jià)值觀，高權(quán)力距離個(gè)體習(xí)慣于遵從領(lǐng)導(dǎo)，而不會輕易表達(dá)異議，以完成上級任務(wù)為目標(biāo)，不愿過多參與組織事物，表現(xiàn)出較少的組織公民行為。［20］而低權(quán)力距離下屬則認(rèn)為不應(yīng)讓渡自己的權(quán)利以服從領(lǐng)導(dǎo)安排，領(lǐng)導(dǎo)與下屬并無區(qū)別。根據(jù)個(gè)體——情境交互作用理論，個(gè)體行為是其人格與情境相互作用的結(jié)果，個(gè)體與情境是一個(gè)整合、復(fù)雜和動(dòng)態(tài)的整體，只有融合二者才能對個(gè)體行為作出有效解釋。［21］在同樣程度的支持性領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境中，低權(quán)力距離個(gè)體將此反饋環(huán)境看作理所應(yīng)當(dāng)，如果沒有滿足，會產(chǎn)生不滿等消極情緒。而對高權(quán)力距離個(gè)體來說，該反饋則會引發(fā)強(qiáng)烈的積極情緒，即使沒有滿足也不會產(chǎn)生消極情緒。因此，高權(quán)力距離個(gè)體在支持性的領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境中體驗(yàn)到更多積極情緒和更少消極情緒，從而表現(xiàn)出更多的建言行為。

據(jù)此，本研究提出教師權(quán)力距離調(diào)節(jié)了教師情緒在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境與建言行為之間的中介作用。

H3a：權(quán)力距離正向調(diào)節(jié)教師積極情緒在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境與促進(jìn)性建言之間的中介作用；

H3b：權(quán)力距離正向調(diào)節(jié)教師積極情緒在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境與抑制性建言之間的中介作用；

H3c：權(quán)力距離負(fù)向調(diào)節(jié)教師消極情緒在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境與促進(jìn)性建言之間的中介作用；

H3d：權(quán)力距離負(fù)向調(diào)節(jié)教師消極情緒在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境與抑制性建言之間的中介作用。

綜上所述，本研究研究假設(shè)框架如圖1所示。

圖1 研究假設(shè)框架圖

三、研究方法

（一）研究對象

本研究選取山西、湖北兩地27所中小學(xué)隨機(jī)發(fā)放600份問卷，在刪除不合格問卷后，收回491份有效問卷，問卷有效率為81.8%。其中，性別上，男教師164名，占比33.4%；年齡上，31～40和41～50兩個(gè)年齡段人數(shù)最多，各占比39.5%、39.9%；學(xué)歷上，本科學(xué)歷最多，占比88.8%；職稱上，二級及二級以上的教師占比96.5%；教齡上，92.9%的教師具有4年及以上教齡。

（二）研究工具

1.領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境測量工具

本研究采用斯蒂爾曼（Steelman）的領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境問卷，［22］共32個(gè)題項(xiàng)，典型題項(xiàng)如“我的領(lǐng)導(dǎo)通常熟知我在工作中的表現(xiàn)”“我很信任領(lǐng)導(dǎo)給我的反饋”。問卷采用七點(diǎn)量表進(jìn)行評價(jià)，“1”表示“非常不符合”，“7”表示“非常符合”，得分越高表示該行為越符合實(shí)際情況。本研究中，問卷Cronbach’s a系數(shù)為0.946，信度良好。

2.教師情緒測量工具

本研究采用沃森（Watson）等人編制的正性負(fù)性情緒量表（PANAS），［23］該問卷通過詢問1～2星期內(nèi)不同情感、情緒的符合狀態(tài)來測量正性情緒和負(fù)性情緒，共18個(gè)題項(xiàng)，其中正性情緒和負(fù)性情緒各9題，典型題項(xiàng)如“感興趣的”“心煩的”等。問卷采用五點(diǎn)量表進(jìn)行評價(jià)，“1”表示“幾乎沒有”，“5”表示“極其多”，得分越高表示該描述越符合其實(shí)際情況。本研究中，問卷Cronbach’s a系數(shù)為0.802，信度良好。

3.權(quán)力距離測量工具

本研究采用多曼（Dorman）等人的權(quán)力距離問卷，［24］共6個(gè)題項(xiàng)，典型題項(xiàng)如“對待下屬時(shí)，管理者常常有必要使用權(quán)威和權(quán)力”“領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)避免和員工發(fā)生工作以外的接觸”。問卷采用五點(diǎn)量表進(jìn)行評價(jià)，“1”表示“幾乎沒有”，“5”表示“極其多”，得分越高表示該描述越符合其實(shí)際情況。本研究中，問卷Cronbach’s a系數(shù)為0.758，屬于可接受范圍。［25］

4.教師建言測量工具

本研究采用梁建（Liang）的員工建言問卷，［26］共10個(gè)題項(xiàng)，其中促進(jìn)性建言和抑制性建言各5題，典型題項(xiàng)如“就學(xué)校中可能出現(xiàn)的問題，我會提出自己的建議”“我會及時(shí)勸阻同事影響工作效率的不良行為”。問卷采用五點(diǎn)量表進(jìn)行評價(jià)，“1”表示“幾乎沒有”，“5”表示“極其多”，得分越高表示該描述越符合其實(shí)際情況。本研究中，問卷Cronbach’s a系數(shù)為0.951，信度良好。

除此之外，為了控制人口變量以及學(xué)校環(huán)境因素對分析結(jié)果的影響，將可能對教師建言行為產(chǎn)生影響的人口學(xué)變量列為控制變量，在分析中進(jìn)入回歸加以控制。

（三）同源方法偏差檢驗(yàn)

本研究在問卷設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)收集中為降低同源方法偏差而采取了多種方法進(jìn)行事前控制，如匿名填寫和問卷反向題設(shè)計(jì)。此外，通過結(jié)構(gòu)方程模型對本研究同源方法偏差加以檢驗(yàn)，通過設(shè)定公因子數(shù)為1進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，從而對“單一因素解釋了所有的變異”這一假設(shè)作更為精確的檢驗(yàn)。［27］通過將領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境、正面情緒、負(fù)面情緒、促進(jìn)性建言、抑制性建言、權(quán)力距離固定為1個(gè)因子，檢查模型擬合情況：χ2/df＝13.95，CFI＝0.547，TLI＝0.511，RMSEA＝0.162，SRMR＝0.146。模型擬合不佳，表明本研究不存在嚴(yán)重的同源方法偏差。

四、結(jié)果分析

（一）區(qū)分效度檢驗(yàn)

為驗(yàn)證本研究中各個(gè)變量的區(qū)分效度，筆者首先通過Mplus7.0軟件對領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境、積極情緒、消極情緒、促進(jìn)性建言、抑制性建言和權(quán)力距離的六因子模型與其他存在嵌套關(guān)系的競爭模型進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析模型比較，結(jié)果如表1所示。結(jié)果表明：六因子基準(zhǔn)模型的模型擬合指標(biāo)最優(yōu)，且明顯優(yōu)于其他嵌套模型。因此，六因子基準(zhǔn)模型能夠更好代表本研究中的測量因子結(jié)構(gòu)，說明變量間具有良好的區(qū)分效度。

（二）領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境、教師情緒、權(quán)力距離和教師建言的之間的相關(guān)分析

表2列出了本研究各個(gè)變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)，其中各變量之間的相關(guān)均符合前期理論預(yù)期，但消極情緒與教師抑制性建言和促進(jìn)性建言相關(guān)不顯著。

表1 測量模型的比較

表2 各變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)（N＝491）

（三）領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境對教師建言的直接效應(yīng)

本研究采用層級回歸分析方法對研究假設(shè)逐步加以驗(yàn)證。其中，性別、年齡、學(xué)歷、職稱和教齡皆被列為控制變量進(jìn)入回歸，各模型中交互項(xiàng)均為標(biāo)準(zhǔn)化后的乘積項(xiàng)。表3為所有模型逐步回歸分析的所有過程和結(jié)果。

在模型五和模型十一中，分別以促進(jìn)性建言和抑制性建言為結(jié)果變量，表明領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境對教師促進(jìn)性建言（β＝0.43，p＜0.001）和抑制性建言（β＝0.38，p＜0.001）具有顯著的正向預(yù)測作用，假設(shè)H1a和H1b得到驗(yàn)證。

（四）教師情緒在領(lǐng)導(dǎo)反饋和教師建言之間的中介效應(yīng)

為檢驗(yàn)教師情緒在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境與建言行為之間的中介作用，本研究依照溫忠麟等人［28］的中介效應(yīng)分析過程。第一步，檢驗(yàn)自變量對結(jié)果變量的影響系數(shù)c是否顯著。前文模型五和模型十一已表明c顯著。第二步，檢驗(yàn)自變量對中介變量影響系數(shù)a以及中介變量對結(jié)果變量的影響系數(shù)a是否顯著。模型一和模型三中，分別以教師積極情緒和消極情緒為結(jié)果變量，表明領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境對教師積極情緒（β＝0.44，p＜0.001）具有顯著的正向預(yù)測作用，對教師消極情緒（β＝-0.23，p＜0.001）具有顯著負(fù)向預(yù)測作用，影響系數(shù)a均顯著，假設(shè)H2a和H2b得到驗(yàn)證。模型六、七、十二、十三中，以教師促進(jìn)性建言和抑制性建言為結(jié)果變量，積極情緒對促進(jìn)性建言（β＝0.26，p＜0.001）和抑制性建言（β＝0.26，p＜0.001）具有顯著的正向預(yù)測作用，消極情緒對促進(jìn)性建言（β＝0.12，p＜0.01）和抑制性建言（β＝0.17，p＜0.01）具有顯著的正向預(yù)測作用，影響系數(shù)b均顯著。至此，教師積極情緒和消極情緒在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境和建言行為之間的中介作用得到驗(yàn)證，假設(shè)H2c、H2d、H2e、H2f得到驗(yàn)證。第三步，檢查c’系數(shù)是否顯著并比較ab與c’符號。在模型六、七、十二、十三中，加入中介變量后，自變量領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境對建言行為直接效應(yīng)c’依舊顯著。在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境通過積極情緒影響建言行為過程中，ab與c’同號，表明積極情緒在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境與促進(jìn)性建言行為和抑制性建言行為之間發(fā)揮中介作用，其效用值分別為26.46%、30.06%。在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境通過消極情緒影響建言行為過程中，ab與c’異號，表明消極情緒在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境與促進(jìn)性建言行為和抑制性建言行為之間產(chǎn)生遮掩效應(yīng)，效應(yīng)值分別為8.46%、6.68%。

（五）權(quán)力距離的調(diào)節(jié)效應(yīng)

本研究采取穆勒（Muller）等人［29］的混合模型檢驗(yàn)方法考查權(quán)力距離的調(diào)節(jié)作用，并具體闡述權(quán)力距離在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境通過積極情緒影響促進(jìn)性建言這一中介模型中的調(diào)節(jié)作用。第一步，以促進(jìn)性建言為結(jié)果變量，納入人口學(xué)基本變量、領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境、權(quán)力距離以及領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境和權(quán)力距離的交互項(xiàng)進(jìn)行回歸（模型十四），領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境（β＝0.40，p＜0.001）作用顯著，權(quán)力距離（p＞0.05）、交互項(xiàng)（p＞0.05）作用均不顯著。因此，權(quán)力距離并不直接調(diào)節(jié)領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境對促進(jìn)性建言行為的影響。由于中介的調(diào)節(jié)模型未能得到驗(yàn)證，接下來繼續(xù)考慮權(quán)力距離為有調(diào)節(jié)的中介模型。第二步，以教師積極情緒為結(jié)果變量，納入基本人口變量、領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境、權(quán)力距離以及領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境和權(quán)力距離的交互項(xiàng)進(jìn)行回歸（模型二），領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境（β＝0.45，p＜0.001）作用顯著，權(quán)力距離（p＞0.05）、交互項(xiàng)（p＞0.05）作用均不顯著。第三步，以促進(jìn)性建言行為結(jié)果變量，納入基本人口變量、領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境、權(quán)力距離、積極情緒、積極情緒和權(quán)力距離交互項(xiàng)、領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境與權(quán)力距離交互項(xiàng)進(jìn)行回歸（模型九），領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境（β＝0.30，p＜0.001）、權(quán)力距離（p＞0）、積極情緒（β＝0.27，p＜0.001）、積極情緒和權(quán)力距離交互項(xiàng)（β＝0.25，p＜0.05）、領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境與權(quán)力距離交互項(xiàng)（β＝-0.14，p＜0.05）。至此，權(quán)力距離在此模型中是一個(gè)有調(diào)節(jié)作用的中介模型，權(quán)力距離調(diào)節(jié)了積極情緒中介作用的后半路徑。

按照同樣的步驟分別檢驗(yàn)權(quán)力距離在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境通過積極情緒影響抑制性建言、領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境通過消極情緒影響促進(jìn)性建言、抑制性建言等三個(gè)中介模型中的調(diào)節(jié)作用。檢驗(yàn)結(jié)果表明權(quán)力距離同樣在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境通過積極情緒影響抑制性建言行為的后半路徑發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，權(quán)力距離在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境、消極情緒、促進(jìn)性建言和抑制性建言之間未發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。各模型回歸結(jié)果如表3所示。綜上所述，H3a、H3b假設(shè)得到驗(yàn)證，但H3c、H3d未能得到驗(yàn)證。

為進(jìn)一步展示教師權(quán)力距離調(diào)節(jié)作用，本研究分別以高于均值和低于均值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差為基準(zhǔn)來描繪不同權(quán)力距離教師的積極情緒與建言行為之間關(guān)系的差別，分別如圖2、圖3所示。圖2、圖3表明：對于高權(quán)力距離教師而言，積極情緒對促進(jìn)性建言和抑制性建言的正向影響更強(qiáng)。

圖2 權(quán)力距離對積極情緒與促進(jìn)性建言關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

圖3 權(quán)力距離對積極情緒與抑制性建言關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

五、討論與建議

推動(dòng)學(xué)校管理民主化是保障新時(shí)代我國基礎(chǔ)教育質(zhì)量提升的重要舉措，亦是實(shí)現(xiàn)學(xué)校治理體系與治理能力現(xiàn)代化的重要訴求。教師建言作為教師參與學(xué)校管理的主要渠道，其作用的有效發(fā)揮有利于學(xué)校組織自主發(fā)現(xiàn)問題、解決問題，以有效地保障學(xué)校實(shí)現(xiàn)內(nèi)涵發(fā)展、提升教育教學(xué)質(zhì)量與整體辦學(xué)水平。本研究從微觀情緒視角揭示了領(lǐng)導(dǎo)反饋對教師建言行為的影響機(jī)制，證實(shí)了教師權(quán)力距離這一個(gè)體特質(zhì)在建言行為中的調(diào)節(jié)作用。基于此，本研究提出以下建議。

表3 模型分步回歸結(jié)果

（一）提升學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)反饋水平，營造支持性的領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境

本研究表明領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境能對教師情緒及建言行為具有重要影響。具體表現(xiàn)如下：其一，能夠提高教師積極情緒并降低教師消極情緒，有利于教師保持健康的心理狀態(tài)；其二，能有力提升教師建言行為的發(fā)生，無論是“錦上添花”式的促進(jìn)性建議，還是“挑刺”式的抑制性建議。

學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)在管理實(shí)踐中，應(yīng)注重自身與教師之間的溝通方式，進(jìn)一步提升自身的反饋水平以為教師提供支持性的反饋環(huán)境。具體來說，學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)該努力提升其可信性，尊重、關(guān)心下屬，真誠反饋，保證反饋的高質(zhì)量、高價(jià)值，并應(yīng)實(shí)現(xiàn)其反饋對教師的幫助作用及有效性，注重積極反饋和消極反饋的準(zhǔn)確性以避免過多低效甚至無效的反饋，除此之外還應(yīng)努力為教師的反饋尋求行為提供保障與支持。

（二）關(guān)注教師情緒“雙刃劍”效應(yīng)，妥善應(yīng)對不同情緒反應(yīng)

教師積極情緒在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境和教師建言行為之間產(chǎn)生中介作用，但值得注意的是消極情緒在二者之間產(chǎn)生遮掩效應(yīng)。當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境更具支持性，教師將體驗(yàn)到更多的積極情緒，而此積極情緒亦將有效促進(jìn)兩種建言行為的發(fā)生。與之相對的是，支持性的領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境能夠有效降低消極情緒，而消極情緒則正向預(yù)測了建言行為。從早期赫奇曼提出的EVL理論可知，建言行為是當(dāng)個(gè)體對組織產(chǎn)生不滿時(shí)將會采取的行為。［3］當(dāng)個(gè)體對組織不滿并產(chǎn)生各類消極情緒，員工個(gè)體會通過更大程度的建言來對現(xiàn)狀表達(dá)不滿和提出抗議。

從積極情緒方面來看，學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)可以通過創(chuàng)設(shè)支持性的反饋環(huán)境來營造輕松愉悅的學(xué)校工作環(huán)境，幫助教師形成積極、正面的情緒狀態(tài)，有利于教師更積極踴躍地建言。從消極情緒來看，學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)則需更加審慎評估消極情緒的形成原因及其可能產(chǎn)生的影響后果。領(lǐng)導(dǎo)需要清楚何種反饋導(dǎo)致教師消極情緒的產(chǎn)生，以及該消極情緒是否將導(dǎo)致教師破壞性的隨意建言或更多不可逆的負(fù)面影響。如果消極情緒建言并非屬于破壞性隨意建言，那么由消極情緒導(dǎo)致的建言中亦會存在著一些具有較強(qiáng)真實(shí)性和緊迫性的信息與議題，其同樣能為領(lǐng)導(dǎo)管理決策提供真實(shí)可靠的信息基礎(chǔ)。因此，如何妥善應(yīng)對不同情緒下的建言行為還需要領(lǐng)導(dǎo)對其加以有效評估并做好事前的籌備和安排。

（三）扭轉(zhuǎn)高權(quán)力距離教師“沉默”刻板印象，廣開言路

權(quán)力距離調(diào)節(jié)了積極情緒在領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境與教師建言之間的中介效應(yīng)。相較于低權(quán)力距離教師而言，高權(quán)力距離教師的積極情緒對建言行為的影響更強(qiáng)，進(jìn)而會表現(xiàn)出更多的建言行為。該研究結(jié)論與以往大多研究呈現(xiàn)了不一致性，以往研究多認(rèn)為高權(quán)力距離個(gè)體更多選擇服從，而不會輕易表達(dá)觀點(diǎn)和看法。［30］但其實(shí)在適當(dāng)情境下，高權(quán)力距離員工相較于低權(quán)力距離員工更能表現(xiàn)出高創(chuàng)新行為。［31］對于低權(quán)力距離教師來說，領(lǐng)導(dǎo)支持性反饋環(huán)境是一項(xiàng)保健性供給，滿足被視為理所應(yīng)當(dāng)。而對于高權(quán)力距離教師來說，支持性反饋環(huán)境則是一項(xiàng)激勵(lì)性供給，一旦滿足，高權(quán)力距離教師將會認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)給予了自己足夠的重視和信任，基于社會交換視角，高權(quán)力距離教師將會表現(xiàn)出更多的回報(bào)性行為，如建言行為。

對此，學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)首先要以提供支持性的領(lǐng)導(dǎo)反饋環(huán)境為基礎(chǔ)，這是實(shí)現(xiàn)廣開言路的必備條件。在面對不同權(quán)力距離的教師個(gè)體時(shí)，既要給予低權(quán)力距離教師充分的自由表達(dá)空間，聆聽其建議與看法，也要克服領(lǐng)導(dǎo)心中高權(quán)力距離教師不會表達(dá)只會按章辦事的“沉默”刻板印象，給予其足夠的關(guān)注和尊重。