中小學教師的效能感結構及其與心理健康的關系

孟衛青

（廣州大學教育學院 廣東廣州 510006）

一、 引言

近年來，中小學教師隊伍建設問題引發了人們的廣泛關注。2018年1月，中共中央、國務院印發《關于全面深化新時代教師隊伍建設改革的意見》，這是中華人民共和國成立以來黨中央出臺的第一個專門面向教師隊伍建設的里程碑式的政策文件，將教育和教師工作提到了前所未有的政治高度，對于建設教育強國、決勝全面建成小康社會、奪取中國特色社會主義偉大勝利、實現中華民族偉大復興的中國夢，具有十分重要的意義。2018年2月，教育部等五部門關于印發《教師教育振興行動計劃（2018—2022年）》的通知，讓教師隊伍建設迎來了新的歷史機遇和發展契機。一批優質、穩定的教師隊伍一定是能感受到教育帶來的工作幸福的隊伍。已有研究發現，教師對工作需求滿足程度的自我感知水平是影響其工作滿意度的重要指標。[1]教師的工作滿意度越高，職業倦怠的水平就越低。在影響教師工作滿意度的因素中，教師效能是一個非常重要的因素，它是教師增進職業本領和提升教育效果的關鍵。效能感是指個體對自我能否成功完成某一特定行為的主觀判斷，包括能力期待和結果期待兩個方面。教師的效能感指的是教師對自己將開展的教學科研工作活動能否完美完成的判斷和預期，是對自我工作能力以及能否達到某個工作標準的主觀判斷。

教師效能感的概念源于羅特的控制點理論和班杜拉的社會認知理論。[2]羅特的控制點理論認為，控制點是指人們對影響自己生活與命運的力量的看法。它可以分為內控型和外控型。如果學生的學習動機和行為是教師教學行為的顯著強化物，那么可以說教師對學生的影響力超過環境對學生的影響力的教師具有這樣一種信念：教師努力的強化物在其控制之中，他們能夠控制或者至少能夠強烈影響學生的成就和動機（內控型）；反之，則認為教師努力的強化物在其控制之外，環境對學生的影響力大于教師對學生的影響力（外控型）。根據班杜拉的社會認知理論，教師效能感是教師對自己影響學生學習行為和學習成績的能力的主觀判斷，它是解釋教師動機的關鍵因素，會影響教師對教育工作的積極性，影響教師對教學工作的努力程度以及在遇到困難時的堅持態度。班杜拉在個人自我效能研究的基礎上提出了集體效能的概念。集體效能感是指一個群體對于他們能否完成某一任務、達到預期目標的共同信念和聯合能力的判斷。

也有學者認為教師效能感其實就是教師自我效能感，它是指一位教師在所從事的教學活動中對自己能否有效地完成教學工作、實現教學目標的能力的判斷。教師集體效能感則是教師自我效能感在集體水平上的擴展，是教師對其作為一個整體，能夠組織和實施影響學生行為過程的能力的知覺和信念。由此可見，教師集體效能感不是簡單的教師自我效能感的機械總和，而是整體大于部分之和的總體效能，是教師對所在學校全體教職員工組織和執行對學生產生積極影響的行動的能力的信念。[3]隨著社會認知理論的完善，集體效能的知覺已經擴展到家庭、工作團隊、組織或者社區等范圍更廣的社會系統。學者Goddard從測量的角度建構了教師集體效能量表，具體包含兩個方面的信念：一是團體教學勝任性，指的是對全體教師的專業知識、教學方法等能力的判斷；二是任務分析，指的是對學校的內在限制和外在機遇的知覺。[4]

作為教師的團體心理變量，集體效能感的研究有著重要現實意義。集體效能感能反映不同學校教師效能感的差異，可以說教師對工作關系、工作因素知覺的不同，導致了教師集體效能感的變化。集體效能的研究有助于擴展對學生所處的學習系統的認識，從傳統的學校過渡到一個相對開闊的系統，對構筑學生的新型學習網絡以及促進教師對資源的有效利用大有裨益。艾娟等人的研究指出，教師集體效能感能有效預測教師的工作壓力（β＝－0.241）。[5]教師效能感是教師職業發展的最好預言者，也是教師工作動力的基本源泉，是教師心理健康的一個重要衡量因素。正是基于這些考慮，本研究重新構建教師效能感的結構，并探討教師效能感和心理健康之間的關系，以期為優化教師教育提供實質性的建議。

二、 對象和方法

（一） 研究對象

隨機抽取廣州市中小學在職教師1086名，利用課余時間發放問卷，被試均被當面告知指導語，即時回收。最后篩選出有效問卷996份，有效率達91.7%。其中，女教師占72.4%；教齡0～5年的教師占28.3%，6～10年的占26.9%，11～15年的占20.4%，16～20年的占14.1%，20年以上的占10.3%。

（二） 研究工具

1. 教師效能感問卷

此部分問卷源于Gian等人開展教師效能感研究時所選用的問卷，包括自我效能感（Perceive self－efficacy）、集體效能感（Perceive collective efficacy）、校長（Principal）、同事（Colleagues）、人事管理（Staff）、家長（Parents）、學生（Students）、工作滿意度（Job satisfaction），共8個維度52道題目。[6]題目由筆者翻譯，再請外語系的兩名研究生進行修改，主要看翻譯是否有誤、是否易于理解，然后讓心理系一名教授就一些專業術語、本土習慣表述進行斟酌，提出修改意見，最后找40多名中小學在職教師閱讀題目，指出與其工作實際不相符的內容或理解含糊的內容，刪改后形成初始問卷。施測時問卷題目按隨機順序排列。

自我效能感測的是教師在不同的工作背景中突顯自身的專業角色、有效應對各種困難和挑戰的能力的信念；集體效能感測的是教師把所在的學校知覺成整體，以成功應對困難的信念；工作滿意度測的是教師對自身工作的看法。校長、同事、人事管理、家長、學生是教師工作所涉及的主要因素，教師意識到來自工作環境的有利因素越多，其工作投入程度越高，獲得的支持感越強，集體效能感和工作績效也越好。采用李克特五點式自評，打分從“1”非常不符合到“5”非常符合，得分越高說明該維度所代表的特質對應的程度越高。

2. 教師職業倦怠問卷

教師職業倦怠問卷由北京師范大學伍新春等人修訂，共22道題，分情緒衰竭、去個性化、個人成就感三個維度，得分越高說明倦怠程度越高，量表的α系數為0.80。[7]

3. 心理健康水平問卷

采用“癥狀自評量表SCL-90”評估教師的心理健康水平。SCL-90自評量表是當前使用最為廣泛的精神障礙和心理疾病門診檢查量表，該測驗具有較高的信度、效度，各因子之間的內部一致性較好，對有心理癥狀（即有可能處于心理障礙或心理障礙邊緣）的人有良好的區分能力。[8]本測驗內含9個因子共90個自我評定項目，采用的是“沒有”“很輕”“中等”“偏重”“嚴重”的五級自評量表，以1、2、3、4、5記分，得分越低心理健康水平越高。

（三） 數據處理

使用SPSS 22.0統計軟件包以及Amos 4.01結構建模軟件進行數據處理。

三、 數據結果和分析

（一） 探索性因素分析

使用隨機抽取的方法把有效被試等量分成兩部分（每部分498人）。一部分用于探索性因素分析，題目數與被試數的比例為52∶498，符合題目數與被試數1∶5的要求；另一部分用于驗證性因素分析。考慮到教師效能感和工作滿意度問卷的特殊性，各個維度不是簡單隸屬某一心理特質，如工作滿意度不能歸到效能感之中，而且原問卷的初衷是驗證效能感的作用機制模型，也就是各維度之間并不是簡單的兩兩相關，因此我們沒有對52道題目全部進行探索性因素分析，而是根據原來的維度逐個層面進行統計分析[9]，即每個維度下屬的題目獨立進行因素分析，每次所得的結果應該是單維的。

對于每個維度下屬題目的刪減，同時考慮共同度和負荷值兩個指標。李茜茜等人修訂焦慮敏感問卷時采用Kavsek & Seiffge－Krenke1996年提出的共同度標準應該大于0.16[10]，宋廣文等人編制青少年親子沖突處理策略問卷時采用的共同度標準大于0.3[11]。不同研究采用的標準各異，本研究以0.4為標準，刪除每個維度共同度小于0.4、負荷值小于0.5的題目，以提高所得問卷的效度，最終剩余39道題目，具體見表1。

表1 分層面探索性因素分析結果

結合預試教師閱讀題目時提出的意見，把原有的校長、同事、人事管理三個維度合并成一個維度，命名為“學校因素”，對原來三個維度下屬的題目因素進行分析，起初得出特征根大于1有兩個因素，兩個因素特征根大小的比例8.959∶1.325 ＞ 5∶1[12]，加上題目出現雙重負荷的情況居多，因此推斷此部分題目應該是單維的。然后改用限定因素抽取法（因子數量定義為1），結果顯示：各題目符合值均大于0.5，達到理想狀態；同時把“家長”“學生”兩個維度合并為“家長和學生”，因素分析的結果很好地證明了單維性的假設。

（二） 驗證性因素分析

為了驗證因素結構的跨樣本穩定性，我們分別對問卷各維度進行驗證性因素分析。

x2/df是檢驗樣本的協方差矩陣與已知模型的差距，其值越小說明樣本數據越支持已知模型，該值在2～5之間則認為模型可以接受；RMSEA是近似誤差指數，按照統計學者Steiger的標準，該值低于0.1說明達到好的擬合，低于0.05說明達到非常好的擬合。這兩個值都是越小越好。CFI、 TLI（塔克劉易斯指數，也稱NNFI）屬于相對擬合指數，而GFI是絕對擬合指數，三者都要求大于0.9。[13]表2結果顯示，問卷各維度達到了較好的擬合。

表2 問卷各維度的擬合指標

（三） 信度、效度和區分度

信度指標采用同質性信度和分半信度指標衡量。對于效度，根據Brotheridge資源保存理論，效能感可以視為個體內部的資源。[14]當面臨工作壓力、耗費大量資源時，效能感能一定程度上彌補資源的不足，從而減少倦怠的程度。具體到Maslach提出的三個過程，效能感越高，情緒衰竭和去個性化程度將會得到緩解，而個人成就感將隨之提高。[15]因此，選擇職業倦怠三個分量表得分作為效標。

表3結果顯示，情緒衰竭、去個性化兩項指標均與修訂問卷各維度呈顯著的負相關。也就是說，自我效能感和集體效能感高、知覺到校內外積極因素越多、工作滿意度越高的教師，越少出現情緒衰竭和去個性化的狀況。

表3 效標效度和信度指標

國外學者 Sadric（1993）、Stajkovic（1998）等人使用元分析的方法得出綜合性的結論：職業自我效能感與實際工作績效存在一定的相關，在他們的模擬實驗研究中，兩者的最高相關系數竟高達0.85。[16]如果把個人成就感看作教師工作績效的反映，那么高績效的教師對應的效能感也應該較高，表3顯示自我效能感和個人成就感間屬于強相關（r = 0.537），從另一個角度也可以說明本問卷的區分度較好。

（四） 不同性別、教齡的教師的自我效能感和工作滿意度分析

以性別、教齡分段為自變量，教師效能問卷的各維度均分為因變量進行方差分析（MANOVA）。

表4結果顯示，教齡的主效應極其顯著，性別與教齡的交互作用僅僅在自我效能感和工作滿意度兩項上體現出來。對不同教齡的教師對應各維度的得分進行事后比較（LSD法），總的來說，各維度得分隨著教齡的遞增而升高，具體可參閱表4最后一列。對性別與教齡的交互作用進行簡單效應檢驗，結果顯示：教齡處于16～20年的教師在自我效能感和工作滿意度上的得分都呈現男性顯著低于女性的趨勢；對于女性教師，自我效能感和工作滿意度隨著教齡的增加而升高；對于男性教師，情況基本一致，唯獨從業11～15年的教師在自我效能感和工作滿意度的得分反而顯著高于從業16～20年的教師。

表4 方差分析結果

（五） 教師效能感結構模型

根據Gian等人提出的教師效能感結構模型（見圖1），結合我們新修訂的結構維度，建構了我國中小學教師效能感結構模型（見圖2），對應的擬合指標見表5。

表5 中小學教師效能感結構模型的擬合指標（N＝498人）

圖1 Gian等人提出的教師效能感結構模型

圖2 中小學教師效能感結構模型

從擬合指標的大小看模型的優劣，根據前述標準，模型基本達到較好的擬合。雖然AGFI、GFI沒有達到0.9，但是兩者受樣本容量影響較大，通過增大驗證樣本的容量，可以提高這兩個指標的數值[17]。

比較圖1和圖2，不難發現兩個模型間的差異，基于國內中小學教師樣本的模型中，“自我效能感”指向“家長和學生”的路徑、“集體效能感”指向“工作滿意度”的路徑并沒有達到顯著。“家長和學生”與“集體效能感”呈顯著的負相關，也就是說來自學生和家長的積極信息無助于集體效能的提高。其余路徑系數都呈顯著的正相關。

（六） 中小學教師心理健康水平與自我效能感、集體效能感、工作滿意度之間的相關分析

表6結果顯示，中小學教師的心理健康水平和自我效能感、集體效能感、工作滿意度之間存在顯著的負相關；教師的自我效能感、集體效能感、工作滿意度各自間存在顯著的正相關。

表6 中小學教師心理健康水平、自我效能感、集體效能感、工作滿意度之間的相關分析

（七） 中小學教師自我效能感、集體效能感、工作滿意度預測教師心理健康水平的多元回歸分析

由表7可以知道，自我效能感、集體效能感和工作滿意度三個預測變量預測效標變量（心理健康水平）時，進入回歸方程的顯著變量只有一個，即集體效能感，多元相關系數為0.278，其解釋變異量為0.077，說明集體效能感能預測教師心理健康狀況7.7%的變異量，標準化回歸方程為Y（SCL總分）= -0.278×（集體效能感）+3.006。在此基礎上，又把自我效能感、集體效能感、工作滿意度作為自變量，分別對教師心理健康的九個維度進行預測。結果發現，基本上都是由集體效能感來預測心理健康值，但在抑郁這個因子上，集體效能感和工作滿意度都進入到回歸方程中， 其中多元相關系數為0.295，其聯合解釋變異量為0.087，也就是說，集體效能感和工作滿意度能聯合預測抑郁這個因子8.7%的變異量。

表7 多元回歸分析摘要表

四、 討論

（一） 教師效能感測驗工具的有效性分析

修訂后的教師效能感問卷包含39道題目、五個維度。五個維度分別包括自我效能感、集體效能感、學校因素、家長和學生、工作滿意度，每個維度對應的題目能解釋該維度50%以上的變異，同時驗證性因素分析的結果顯示各項擬合指標均達到了既定的標準，說明問卷結構的跨樣本穩定性較高。信度指標顯示問卷各維度總體來說具有較好的同質性信度和分半信度，特別要說明的是“家長和學生” “工作滿意度”兩個維度所對應的各項信度指標數值均低于0.8，尤其是“工作滿意度”的分半信度還不足0.7，究其原因，可能是這兩個維度包含的題目數太少（分別是6題和4題）。后續的研究可以考慮適當增加題目。使用教師職業倦怠作為效度和區分度指標，相關結果均達到顯著水平，證明問卷具有較好的效度和區分度。

方差分析結果顯示，教齡的主效應極其顯著，性別與教齡的交互作用僅僅在自我效能感和工作滿意度兩項上體現出來。總的來說，各維度得分隨著教齡的遞增而升高，這種趨勢在不同性別教師身上也體現出來。這與Tschannen等人提出的集體效能感在新手教師越發專業化發展的過程中突顯的結論不謀而合。[18]值得一提的是，男性從業11～15年的教師比從業16～20年的教師在自我效能感和工作滿意度的得分更高，而這種結果的產生是受抽樣影響還是從業十五六年真的成為男性教師自我效能感和工作滿意度的轉折點，則有待后續研究進一步驗證。

對于教師效能感的作用機制模型，基于國內中小學教師樣本的分析結果與國外有著明顯的差別。集體效能感沒有顯示出對工作滿意度的顯著影響，這與傳統意義上對東方文化背景的理解一定程度上不符。中國香港一項關于效能感、工作控制影響職業壓力的跨文化研究指出，對于美國員工，自我效能感對緩解工作壓力起著決定性的作用，但是對于中國香港員工，情況恰恰相反，集體效能感進入了工作壓力的回歸方程，因此得出結論，在中國香港這類東方文化背景中，對集體力量的知覺、信念在面對環境壓力的時候表現出更積極的意義，自我效能感的作用在東方文化背景下相對弱化。[19]回到本研究的結果，國內教師自我效能感很大程度上影響了工作滿意度（β＝0.986），而集體效能感的作用卻顯得微乎其微。結合對部分教師的訪談結果，主要原因在于教師所處的實際工作環境。當前教改盡管轟轟烈烈，但學生成績、升學率仍然是壓在教師績效上的頭等大事，競爭激烈。教師面對著復雜的社會環境和水平參差不齊的學生，要妥善處理好自身的教學任務，參加數不勝數的評優活動、學校會議等，又要參加在職培訓學習，同時家庭壓力也是不可避免的，很難多方面兼顧。而這些問題很大一部分只有靠教師自己去解決，同事、學校、家長等雖然能提供一定程度的支持，但畢竟不能發揮主導作用。自我效能感越高，意味著教師能很好地解決工作、生活中遇到的困難，繼而累積起一種積極的自我信念，而這種信念又強化了教師的自我能量系統，幫助教師應對新的困難，因此自我效能感與工作滿意度密切相關。集體效能感有時不僅無助于工作滿意度的提升，而且還弱化了工作滿意度。據某些教師反映，當周邊的同事、整個學校都處于高效運作狀態時，將很快面臨嚴峻的壓力，覺得自己再怎么勤奮，也難以彌補工作上的差距，不要說工作滿意度，就連自身健康狀況也會惡化。需要指出的是，回顧前述職業倦怠與各維度的相關分析，不難發現，集體效能感與個人成就呈顯著的正相關，而工作滿意度是建立在個人成就感基礎上的變量，從邏輯上推斷這種相關應該可以延續，因此，另一個可能的原因就是“工作滿意度”所含題目較少，表面效度較高，影響了研究的效度。自我效能感通過家長和學生繼而影響集體效能感的路徑不復存在，也就是說，來自家長和學生的影響并沒有強化自我效能感的力量進而轉化成集體效能感。究其原因，可能是教師并不把家長和學生看成“集體”，他們所認定的集體僅僅是工作關系構成的集體，如校長、同事、人事管理，學生僅僅是服務的對象。因此“家長和學生”對自我效能感沒有顯著的影響，而且弱化了集體效能感。后續的研究可以在此維度增加適當的題目，家長和學生的活動要盡可能地與教師的教學任務相聯系，提高研究的效度。

（二） 教師效能感是影響教育行為和教育有效性的重要中介

教師自我效能感不同，會大大影響他們的具體行為系統，影響教師對他人及情境的思考與情緒的反應。后續訪談中我們發現，自我效能感較高的教師，對自身的教育能力與學生影響力具有積極的自我信念，對設定的行為目標與要求也較高，會產生較強的工作動機，投入較多精力努力做好工作，在工作中信心十足，對教育工作和學生都表現出極大的熱情和興趣，即使遇到困難也能堅持不懈地積極尋找克服困難的方法以實現目標。而且，在教育過程中，自我效能感較高的教師會自覺地調控自身的教育行為，不斷地根據學生的反饋和對行為與目標之間的比較等信息進行適當的控制、調節或矯正，選擇適宜的教育方法與策略，強化自己做出更多的積極行為，避免消極行為，從而使教育活動和行為適合學生的發展水平與需要，有效地激發學生的興趣和積極性，取得滿意的教育效果。

自我效能感較低的教師則往往由于對自身教育能力與影響力信心不足，傾向選擇簡單容易的任務，對自己提出的目標和要求也較低，在工作中遇到困難和問題容易焦慮和煩惱，對學生的期望、反饋與評價更多表現出消極的態度與行為，也不利于提高教育的有效性。

由此可見，教師自我效能感不僅是教師教育行為產生的基礎和影響的關鍵因素之一，也是引導教師知覺與理解其自身外在行為的重要中介變量，并因此直接影響學生的發展和教育的有效性。教師自我效能感不僅直接影響著教師的教育行為，而且導引著教師感知到自身的教育行為與結果，這種導引主要通過影響其目標設定、工作動機、努力程度、工作情緒等中介因素來實現。

（三） 教師效能感與教師心理健康

教師行業所承擔的壓力比較大，而在面對教育過程中可能出現的壓力、困境等情境條件時，自我效能感的強弱會直接影響教師的工作滿意度，進而影響教師身心健康。本研究發現，集體效能感對教師心理健康的九個因子都具有一定的預測作用，說明集體效能感能預測教師心理健康狀況。集體效能感越高的教師，其心理健康水平越高。一方面，教師的集體效能感形成了學校的規范化環境，它對教師的行為有極大的影響。當集體效能感高時，教師相信他們能教育好學生，取得滿意的教學效果，并能克服環境上的不利因素。有了這些信念，教師在日常工作中會投入更多的努力，在困境中會更加堅持，暫時的挫折或失敗不會使他們泄氣，對學生的成就有高度的責任感。因此，高的集體效能感不僅提高了個體教師的成績，而且影響了教師群體所持的分享信念的模式，影響了教師的自我效能感和工作滿意度，從而調節了教師的心理健康狀況。另一方面，教師的自我效能感能促使教師進行自我學習和提高，讓教師以更友善的方式處理課堂問題行為，恰當地處理好和其他同事、學生家長的關系，并從他人的認可和自身的獎勵上獲得創造的動力和成就感。高的自我效能感通過影響教師對校長、同事、人事管理、學生、家長等的知覺來影響教師的集體效能感，使教師對集體產生較強的歸屬感和認同感；同時，集體效能感也影響著個體的工作滿意度，在組織里面，集體效能感使得團體的成員通過合作分配不同的角色而達到目的并產生一種任務的目的和意識，而完成同一行為的力量，能使成員更好地合作并產生績效，也使組織能更好地面對困難。這樣的一種調節和相互促進作用使得教師的自我效能感、集體效能感和工作滿意度較高，從而使教師的心理健康水平不斷提高。班杜拉認為，自我效能感具有重要的健康功能，尤其是對人應付壓力具有重要的影響。[20]如果個體不能控制面臨的壓力、自我效能感低，那么就會影響個體神經生理系統的功能，如內分泌系統的功能失調、兒茶酚胺分泌增多、免疫功能降低。班杜拉進行了廣泛的生化實驗，發現自我效能感不僅影響自主神經系統的喚醒水平，而且還影響兒茶酚胺的分泌水平和內源性阿片肽的釋放水平。這些生化物質作為神經遞質，均參與免疫系統的功能調節過程。當面對同樣的應激源時，自我效能感不足，會引起這些物質生化水平的明顯提高而打破免疫系統的正常平衡，降低其免疫功能。而自我效能感較高的人則不會表現出這些物質分泌水平的提高，因而保證了免疫系統的正常平衡。與此同時，效能感直接影響教師的心理健康。自我效能感不僅直接影響教師的身體健康，而且直接影響教師的心理健康，表現最為明顯的是工作滿意度。自我效能感高的教師往往信心十足、心情愉快地從事各種教育工作，相信自己能夠對教育過程中的困難施以有效的控制，不會在應對困難情境時緊張、憂慮，從而能更好地調整自己的心境和行為，減少軀體化傾向、神經癥性、精神病性反應等，更容易從工作中獲得滿意體驗。

自我效能感較低的教師則因更多地強調自己能力的不足和教育工作中的困難，懷疑自己能否處理、控制困難情境，擔心自己應對能力不足，容易體驗到強烈的焦慮反應和悲觀情緒，并多采取消極的退避行為或防衛行為，出現工作倦怠。教師的效能感會影響教師的心理調節能力。已有研究表明，教師的教學效能感與教師的心理健康（心理調節能力）有極顯著的正相關，即效能感高，心理調節能力也強，反之亦然。[21]效能感對教師心理調節能力的影響主要表現在對個人健康習慣及生理變化的直接控制上，這種自我調節的效能感影響其動機和行為，從而決定他們能否維持良好習慣，以及做到多好的程度，并決定他們能否從挫折中恢復過來。

五、 結論

教師效能感可以從自我效能感、集體效能感、學校因素、家長和學生、工作滿意度五個維度去測量，而且這五個維度的表現隨著教師從業年限的增加呈現出上升的趨勢。集體效能感不再成為工作滿意度的預測變量，家長和學生的影響強化自我效能感轉化為集體效能感的路徑不復存在。自我效能感顯著影響工作滿意度。我們發現，中小學教師的心理健康水平、自我效能感、集體效能感、工作滿意度各自間均存在顯著相關。集體效能感能夠預測教師心理健康狀況7.7%的變異量。