宋 萑, 吴雨宸
(1.北京师范大学 教师教育研究中心，北京 100875；
2. 青海省人民政府-北京师范大学 高原科学与可持续发展研究院，西宁 810008)
近十年来，教师主观幸福感日益成为教育政策制定者、实践者与研究者所关注的核心议题。教师主观幸福感是教师自我报告的工作生活经历和对其工作生活质量的评估[1]，作为教师生活实际样态的典型概括，其不仅深刻影响教师从教质量，间接抑或直接作用于学生的社会情感适应与学业成就[2]，更在一定程度上决定个体教师的留任意愿与整体教师队伍的稳定性[1-3]，成为教师队伍建设不可忽视的关键因素。因此，教师主观幸福感可被视作教育质量提升的重要前提与保障力量。中国义务教育区域发展不平衡、不充分的问题较为突出，西部地区整体教育基础薄弱，与东部相比存在较明显差距，“仍是我国义务教育均衡发展的‘硬骨头’”[4]，亟待更均衡、更优质的发展。面对西部地区相对艰巨的教育发展任务，探讨教师主观幸福感的影响因素及其作用机制更具必要性与现实意义——能够为提升教师主观幸福感水平，进而提高教师队伍质量及稳定性指引方向；
促使教师安心从教，更好地扎根西部大地，以推动西部地区教育发展。综合考虑经济水平、教育质量、生态环境与地域人文特征等多维要素，本研究在位于西部地区既具典型性又有代表性的青海省展开。
过往研究已揭示系列影响教师主观幸福感的因素，大致可以总结为个体特征与工作相关特征。其中，学校组织环境的改进被认为是切实可行且持续有效的[5]，有利于探索提升教师主观幸福感的具体路径。青海省地处青藏高原，自然环境较为恶劣，经济发展相对滞后。为促进青海省义务教育发展，在加大政策倾斜力度、提升教师物质待遇的同时，更需注重从学校组织环境入手，为教师提供支持安心从教的发展性的学校氛围。同时，特殊的区位条件与社会历史背景等也造就了青海省多元民族文化特点，多民族教师合作共融、信任互助的关系对教师工作生活体验与专业发展尤为重要。基于过往研究结论与研究场域的情境特征，本研究希望探讨同侪支持和教师主观幸福感之间的关系，从而揭示影响教师主观幸福感可能的因素路径。
同侪支持是指教师之间相互尊重、相互关怀、相互支持彼此的学习与发展[6]。实质上，工作要求-资源模型(Job Demands-Resources Model，以下简称“JD-R模型”)从学校工作特征要素的角度，为我们理解同侪支持的影响机制提供了适切的理论框架。在过去的15年中，JD-R模型已成为世界范围内探究员工幸福感、应对方式与绩效的最流行框架之一，它将工作条件分为工作需求和工作资源两类[7]。工作资源往往被视作影响员工幸福感的关键因素之一，包括组织资源(如薪酬、晋升潜力、参与决策等)、社会资源(如来自同事、主管和家庭的支持以及团队氛围)和任务相关资源(如任务身份、任务重要性、绩效反馈、技能多样性)[7]。其中，同侪支持已被证实是一种重要的工作资源，有助于提升教师工作满意度和教师幸福感[8-9]。在Zhu等人对中国教师学校文化、教师组织承诺和幸福感关系的研究中发现，教师之间的正式关系与合作能够显著正向预测教师幸福感[10]。基于上述理论与已有研究，提出假设1：
H1 同侪支持有助于提升教师主观幸福感。
随着JD-R模型的发展，个体资源(personal resource)逐渐被引入模型。Xanthopoulou等人整合了JD-R模型与资源保存理论(Conservation of Resources Theory，以下简称“COR理论”)，将COR理论强调的资源积累效应——即一种资源往往会促使另一种资源的产生，应用在JD-R模型中，首次探讨了个体资源(包括自我效能感、基于组织的自尊和乐观)在JD-R模型中的作用机制，发现工作资源可以激活个体的个人资源，进而导致积极的心理和组织结果[11]。近年，愈来愈多国内外研究持续论证不同形式的个体资源在JD-R模型中的作用，如效能感、自我监控、心理健康、心理韧性等。
在教师研究中，教学效能感和复原力是两个备受关注的、影响教师主观幸福感的个体资源。教师教学效能感指教师教学知识和技能的掌握以及对自我教学效果的认识与评价，是教师自我效能感的重要组成。已有研究证实了教师教学效能感的增强对教师幸福感的提升有重要作用[12-13]。同侪支持和教师教学效能感之间也具有紧密联系。Tschannen-Moran等人发现，教师将通过评估特定教学情境中的资源和约束条件对效能作出判断[14]。在Shachar和Shmuelevitz的研究中，当教师合作以改进教学时，他们更有可能相信自己有能力提高学生的学习成绩[15]。教师复原力(resilience，又译作心理韧性、抗逆力等)指教师面对教育教学的压力、挑战或者逆境时所表现出来的一种动态的积极适应过程[16]。已有研究表明，教师复原力能够提升教师幸福感，如Klusmann等人对德国2003年PISA数据的研究发现，高韧性高投入和高韧性低投入教师的幸福感要大于低韧性低投入和低韧性高投入的教师[17]。复原力本身受到个体与情境多种因素的动态影响，情境层面包括教师工作环境中的系列保护性因素，如学校领导的支持、学校同事的信任与支持等[16,18]。根据上述讨论，提出假设2、假设3：
H2 教师教学效能感在同侪支持与教师主观幸福感之间起到显著的中介作用
H3 教师复原力在同侪支持与教师主观幸福感之间起到显著的中介作用。
COR理论强调，部分个体资源，如自尊、自我效能和乐观等，它们之间高度相关[19]，通常一起出现，可被视作“共同旅行者”(co-travellers)[20]，形成“资源大篷车”(resource caravans)。例如，自我效能感高的人倾向于到达更高水平的乐观程度。又如，Hakanen等人发现，在工作资源、工作投入、个人主动性以及工作单位创新之间呈现出链锁式增益过程[21]。因此，为进一步解释工作资源激励效应的潜在心理机制，值得继续思考的是，在工作资源对个体资源影响的基础上，不同的个体资源之间存在何种关系？
在本研究中，效能感与复原力都是积极的个体特征，二者密切相关，但也有所区分。在社会认知理论的视角下，自我效能感为复原力的形成提供了动机基础[22]。积极组织行为理论认为，复原力的提升很大程度上取决于一个人的自我效能水平。“没有什么比复原力和效能之间的关系更明显了”，自我效能与发展的开放性和对自己能力的信心有关，从而导致复原力积极主动地注重过程的发展[23]。已有研究尝试阐释自我效能与复原力之间的关系，认为自我效能感高的个体不仅认为他们的工作有意义和价值，而且在面对挑战时保持弹性并采取问题聚焦的应对策略[24]。Day等人更是强调，当教师日常关系的本质反映支持、爱和安全感的存在，则会加强人们的自我效能感、积极情绪和情绪调节能力等，这在一定程度上促进复原力的提升[25]。基于相关理论与过往研究中的论述，我们在理论上推断教师的教学效能感和教师复原力这两个中介变量将会组成一对链式中介，在同侪支持与主观幸福感间发生作用，相应提出假设4：
H4 教师的“教学效能感→复原力”这对组合在教师文化与教师主观幸福感之间起到显著的链式中介作用。
根据以上四个假设形成的模型如图1所示。
图1 同侪支持和教师主观幸福感关系的路径模拟示意图
(一)研究对象
本研究采用分层抽样和随机抽样相结合的方法，通过问卷星向青海省8市州抽取2 254名义务教育阶段教师，最后回收有效问卷1 623份，有效回收率为72%。教师的性别分布方面，男教师516人(31.8%)，女教师1 107人(68.2%)；
民族方面，汉族教师569人(35.1%)，藏族教师655人(40.4%)，其他民族教师399人(24.6%)，包括回族、土族等，人数分布不均；
学段分布方面，小学教师740人(45.6%)，初中教师883人(54.4%)；
教龄分布方面，328位(20.2%)教师的教龄在5年及以下，242位(14.9%)教师的教龄为6—10年，526位(32.4%)教师的教龄为11—20年，458位(28.2%)教师的教龄为21—30年，69位(4.3%)教师的教龄在30年以上。
(二)研究工具
采用北京师范大学教师教育研究中心青海省教师专业发展课题组编制的《青海省教师专业发展调查问卷》作为本研究的研究工具，包含以下四个分量表。
1.同侪支持
同侪支持量表参考OECD 2013年TALIS教师问卷中关于教师合作与支持的部分题项进行编制，对同侪支持进行测量。量表包含5个题目，例如“本校教师能共享有关学校教育和学习的信息”等。计分方式为1—6计分，得分越高，代表同侪支持水平越高。量表的内部一致性Cronbach’s α系数为0.923，具有良好的信度。
2.教师教学效能感
采用OECD 2013年TALIS教师问卷中教学效能感部分，基于试测数据的分析结果，删减部分题目后修订形成“教师教学效能感”量表，测量教师教学知识和技能的掌握以及对自我教学效果的认识与评价。量表包含4个题目，例如“我会根据学生的水平和特点选择合适的教学策略施教”等。计分方式为1—6计分，得分越高，代表教师教学效能感越强。量表的内部一致性Cronbach’s α系数为0.804，具有良好的信度。
3.教师复原力
教师复原力量表由Luthans等人编制的心理资本量表(PsyCap Questionnaire)中的复原力部分改编[26]，测量教师面对挑战或逆境时所表现出来的坚韧性与积极适应。量表包含6个题目，例如“当工作遇到挫折时，我会往好的方面想”等。计分方式为1—6计分，得分越高，代表教师复原力水平越高。量表的内部一致性Cronbach’s α系数为0.904，具有良好的信度。
4.教师主观幸福感
教师主观幸福感量表参考OECD 2013年TALIS教师问卷中的部分题项进行编制，以测量教师自我报告的工作生活经历和对其工作生活质量的评估。量表包含5个题目，涉及工作满意度和情绪体验等内容，例如“我感受到自己对工作的付出得到了应有的回报”等。计分方式为1—6计分，得分越高，代表教师主观幸福感越强。量表的内部一致性Cronbach’s α系数为0.830，具有良好的信度。
(三)统计分析方法
采用SPSS24.0和Mplus8.3对数据进行分析处理，具体分为两个阶段。第一阶段，运用SPSS24.0进行数据管理与基础统计。第二阶段，利用Mplus8.3对全部样本数据进行潜变量结构方程建模，验证同侪支持、教师教学效能感、复原力与主观幸福感之间的关系，并通过Bootstrap自助抽样法对教师教学效能感和复原力的中介效应进行检验。
(一)各变量描述性统计与相关分析
同侪支持、教师教学效能感、教师复原力和教师主观幸福感的描述性统计与相关分析结果如表1所示。在相关关系上，同侪支持、教师复原力与教师主观幸福感彼此之间都呈现出显著的正相关关系(p<0.001)，且达到了较高的相关程度(相关系数大于0.5)。这三个变量与教师教学效能感之间的相关性也在0.001的水平上显著，但相关系数则相对较小。为进一步考察四个变量之间具体的关系路径，下一步建立结构方程模型进行分析，并对教师教学效能感与教师复原力的中介作用进行检验。
表1 各变量描述性统计与相关分析
(二)结构方程模型及其路径系数估计
对同侪支持、教学效能感、教师复原力和教师主观幸福感四个测量模型的收敛效度和区别效度进行估计，结果如表 2 所示。Hair等人认为，收敛效度可以由各变量的因子载荷、平均方差萃取量(AVE)、组合信度(CR)来衡量，要求标准化因子载荷应该在0.5以上并达到显著性水平，组合信度(CR)大于0.7，平均方差萃取量(AVE)大于0.5。区别效度则通过比较平均方差萃取量(AVE)与变量间相关系数的平方来判断[27]。表 2 结果显示，各变量的因子载荷范围、组合信度(CR)和平均方差萃取量(AVE)均达到上述标准，表明四个测量模型均具有较好的收敛效度。同时，四个变量的平均方差萃取量均大于其与其他变量间的相关系数的平方，说明四个测量模型具有较好的区别效度。
表2 调查问卷的收敛效度和区别效度
当峰度和偏度的绝对值分别小于7和2时，数据基本可接受为正态分布，采用极大似然法(Maximum Likelihood，ML)估计是可接受的[28]。由表3可知，本研究数据的峰度和偏度绝对值均分别小于7和2。
表3 偏态和峰态系数表
进一步，利用Mplus软件，通过极大似然法对以同侪支持为自变量，以教师主观幸福感为因变量，以教师教学效能感和教师复原力为中介变量构成的结构方程模型进行估计。拟合结果显示(见表4)，χ2值为1 091.030，自由度为164，χ2/df=6.653。为校正自由度对卡方的影响，常采用χ2/df来评价模型拟合，一般将2—5作为模型可接受的范围。但侯杰泰认为，χ2/df较为敏感，样本容量影响χ2值及其检验结果，因此，不能仅凭卡方检验是否显著与χ2/df的大小说明结构方程模型的拟合情况[29]。由表4可知，该模型其他主要的拟合指标数值均在建议值范围内(CFI>0.9，TLI>0.9，RMSEA<0.08，SRMR<0.05)，说明该结构方程模型是可接受的，具有较好的拟合度。
表4 结构方程模型的拟合指数
具体的，该结构方程模型中各条路径的标准化系数如图2所示。同侪支持对教师教学效能感(β= 0.361，p<0.001)、教师复原力(β= 0.425，p<0.001)和教师主观幸福感(β= 0.247，p<0.001)均存在显著的正向预测作用。教师教学效能感能够显著正向预测教师复原力(β=0.379，p<0.001)和教师主观幸福感(β=0.074，p<0.05)。教师复原力对主观幸福感具有正向预测作用，且在0.001水平上显著(β= 0.555，p<0.001)。
图2 同侪支持对教师主观幸福感影响的路径图
(三)中介效应检验
在上述结果基础上，采用偏差校正百分位Bootstrap法进一步对教师教学效能感和教师复原力在同侪支持与教师主观幸福感之间的中介效应进行检验。Mackinnon等人认为，相较于Sobel检验法，偏差校正的百分位Bootstrap法提供了更为准确的置信区间估计[30]。因此，本研究设置Bootstrap自助抽样5 000次，对教师教学效能感和复原力的中介效应值及其95%置信区间进行估计，当置信区间不包含0值时表明中介效应在达到统计上的显著性，反之包含0值时则为不显著，结果如表5所示。
表5 同侪支持对主观幸福感的直接效应、间接效应与总效应
结果显示(见表5)，同侪支持对教师主观幸福感具有显著的直接效应，效应值为0.226(p<0.001)，效应量为42.24%，假设1得到验证。教师教学效能和教师复原力的总中介效应为0.310，效应量为57.94%，Bootstrap 95%置信区间为[0.266, 0.364]，置信区间不包含0值，教师教学效能和教师复原力在同侪支持和教师主观幸福感之间中介效应显著。具体的，三组特定中介效应检验结果为：“同侪支持→教学效能感→主观幸福感”中介效应值为0.024(p<0.01)，效应量为4.49%，95%置信区间为[0.005,0.052]；
“同侪支持→复原力→主观幸福感”中介效应值为0.216(p<0.001)，效应量为40.37%，95%置信区间为[0.176,0.263]；
“同侪支持→教学效能感→复原力→主观幸福感”中介效应值为0.069(p<0.001)，效应量为12.90%，95%置信区间为[0.053,0.091]。三条中介效应的Bootstrap 95%置信区间均不包含0值，中介效应显著，假设2、假设3和假设4均得到验证。在三条中介路径中，教师复原力的影响最大(占总中介效应的69.68%)，教学效能感和复原力的影响次之(占总中介效应的22.26%)，教学效能感的影响最小(占总中介效应的7.74%)，教师复原力是同侪支持对教师主观幸福感影响路径中的重要变量。
(一)同侪支持对教师主观幸福感的影响路径
教师主观幸福感对于个体教师的持续发展与整体教育系统的稳定运转至关重要，教师对日常工作生活的感受与对工作生活质量的满意程度将影响他们的教育教学实践、留任意愿以及学生的学业成就、身心健康成长。在地理、经济、社会、历史等多种原因的共同作用下，青海省集西部地区、民族地区、欠发达地区的特点于一身，教育发展工作存在的短板较多、面临的困难较大。为推进教育现代化进程，青海省于2018年发布《青海省人民政府关于全面深化新时代教师队伍建设改革的实施意见》，明确指出要建设“新时代扎根高原、富有理想、充满情怀、德才兼备、引领青海教育改革发展的高素质专业化创新型教师队伍”。在此情境中讨论教师主观幸福感及其作用机制，源自场域的特殊性，更为推动教师队伍建设以及促进教师根植青海、潜心育人提供可能路径，是推动青海省教育现代化发展的撬点问题。
为探讨如何提升青海省义务教育阶段教师的主观幸福感，本研究着眼于同侪支持是否影响以及如何影响教师主观幸福感这个问题。一方面，研究证实了同侪支持对教师主观幸福感具有显著正向预测作用，直接影响的效应量较大，这与过往研究的结果基本一致。同侪支持对教师主观幸福感的影响体现在多个方面，教师群体内部支持性的、同侪互助的氛围不仅能够使教师摆脱孤立状态，在他们面对来自工作的挑战时获得向外求援的途径；
同时，教师间分享各自观点、提出建议不是为区分高低，而是真诚地为彼此提供切实的帮助，为教师提供安全的心理氛围。
另一方面，同侪支持能够通过教师教学效能感和教师复原力间接影响教师主观幸福感。这一发现与JD-R模型的假设一致，工作资源的存在将会激活个体资源(如效能、复原力等)，而个体资源在实现目标、防止威胁、刺激个人成长和发展三个方面发挥作用，这种积极的自我评价与工作幸福感的各个方面(如工作满意度)密切相关[11]。此过程也可被视为资源的获取与累积，即一种资源增益螺旋，初始工作资源的获取激活、强化教师教学效能和教师复原力两种个体资源，且个体资源之间也存在增益效应，通过链锁式过程最终影响教师的主观幸福感。
西部地区是多民族地区，以青海省为例，青海是西北民族走廊的重要节点，是中原儒家文化与西北佛教文化、伊斯兰教文化相互碰撞交融的地区[31]，不同民族及其文化在地缘性相遇中交往、交流。在学校中，教师作为一种人际互动密集的职业，其主要互动对象之一便是周围的同事。教师虽具有统一的职业专业性特征的规约，但来自不同民族的教师个体在思维方式、心理特征与行为方式等层面仍可能呈现出一定差异[32]，所以在多民族地区学校，同侪支持对于教师队伍稳定、教师个人发展与留任都非常重要，进而也会对教师工作生活满意程度产生影响。因此，于西部地区而言，同侪支持在推动教师专业发展、教育质量提升的进程中尤显关键。面对较为艰苦的自然生态环境、相对繁重的教育发展任务等压力，教师所感知的同侪支持水平较高，代表的是良好的团队氛围，可以激活教师的个体资源(如效能感和复原力)，为教师个体提供心理支持，也能使教师形成合力以应挑战。
(二)教师复原力的关键作用
在本研究中，同侪支持对教学效能感和复原力都具有显著的正向预测力。一方面，同侪支持与教学效能感的来源有着密切联系。教师通过分享、交流与合作获得其他教师成功的教学经验，这种替代性经验作为一种专业层面的支持可以提高教师教学效能感。同时，同事以支持和反馈形式提供的资源也可以被视作一种言语说服[33]，在支持性氛围中，教师更愿意相信自己拥有完成某项教学任务、达到教学目标的能力。另一方面，同事之间相互信任、相互扶持能够为教师提供心理支援，为教师创设良好的、安全的心理环境，更好地克服逆境中的困难或在逆境发生后重新恢复平衡。
但是，教学效能感和教师复原力在对教师主观幸福感的预测作用上则呈现出较大的差异。虽然“教师教学效能感”“教师复原力”和“教学效能感→复原力”这对组合在同侪支持与教师主观幸福感间均起到显著的中介作用，但从研究结果上看，它们的效应量不同：通过教师复原力的影响最大，通过“教学效能感→复原力”的影响次之，教师教学效能感的影响最小，只占总中介效应的7.74%。可见，教师复原力在同侪支持对教师主观幸福感的影响机制中发挥着关键作用，是提升教师主观幸福感重要因素。
从概念上看，效能感和复原力均是积极的个体特征，都是一个人面对困难时坚持的能力，在个体追求工作的价值与意义的过程中均发挥着重要的作用。但是，它们也是相互独立的、不同的心理资源。效能感以目标为导向，是个体相信自己能够完成任务的信念，而复原力指向适应变化与承受挑战的坚韧性。Hsu等人在理论上对它们的顺序关系进行分析并指出，尽管自我效能感能激励人们在工作过程中付出努力，但这并不一定能取得积极的成果，因为即使是做琐碎的工作，也经常会出现许多小障碍[34]，这正是在经受挫折甚至是失败的结果后，复原力发挥作用的时候。对于青海省教师而言，即使教师确信自身对教学知识和技能的掌握水平较高，且能够达到良好的教学效果，他们仍然需要投身于实际的教育教学过程中真正地去实践，并回应现实中来自不同层面的挑战与压力。在青海省的情境脉络中，受到高原自然环境、社会环境、教育基础等多方面的限制，教师拥有在教学过程中克服困难、应对各种不确定性情境、适应挑战的能力或许更为重要。复原力帮助教师收集、选择和使用资源，现实地评估境况，在困难、逆境中找寻意义与价值，起到调整心理状态、管理压力等作用，帮助教师全情投入教学，最终促进教师对自身的工作生活体验作出积极的判断与评价。
对效能感与复原力的区分与联结为链式中介发挥影响的内在机制提供了解释。已有学者提出，效能感与复原力的关键联结在于效能感为“重新崛起”提供了动机基础[35]，由自我效能感激活的情感、动机和行为机制有助于提升个人适应和灵活应对各种情况的能力，这正是复原力的核心[36]。无论是在认知或是行为上，效能感都是对能力感知和对情境控制感的关键，而对控制和能力的感知可以促使人主动适应环境[22]。同时，效能感也可被视为在挑战、逆境中坚持下去的先决条件。效能感对人类行动质量的影响通过认知、动机、情绪等自我调节过程发挥作用，影响人们以乐观或悲观的思维行事、以自我增能或自我贬抑的方式行事。个体越是相信自己能够有效处理问题、控制和影响周围的环境，就越有可能将挑战或挫折视为一种学习经历，并因此继续努力。当同侪支持作为一种支持性条件使得教师个体师更加相信自己有能力达到期望的教育教学目标时，这种自我信念内在地驱动其在复杂的教育情境中保持坚韧、乐观，以积极的思维方式和行动方式予以回应，进而影响教师个体对工作生活意义的理解与对工作生活质量的满意度。
青海省是中国西部地区的重要省区，考虑到其独特的地理人文特征，本研究关注同侪支持是否影响以及如何影响教师主观幸福感。结果显示，同侪支持不仅对教师主观幸福感的提升有直接的、积极的作用，还能够通过激活、强化教师教学效能和复原力这两种个体资源，以链锁式的增益过程影响教师的主观幸福感。同时，教师复原力在同侪支持对教师主观幸福感的作用机制上发挥着关键作用。因此，促进学校教师间的相互支持、对话合作，创设一种关系融洽的、同侪互助的环境，直接关乎教师福祉，关乎教师是否能够持续地学习、成长与发展，而这需要政策制定者、学校领导与教师等一致努力。尤其在多民族地区学校场域中，更需要教师在彼此的联系中相互接受、包容、认同，形成多元共存的学校氛围。
本研究也存在一定局限性，如研究方法主要以问卷调查的方式收集数据，此类横截面数据在现有结果下无法作出可靠的因果推断，并且时间也是理解资源如何“行动”(act)的重要维度[37]，未来可以尝试通过追踪调查增强研究结果的可信度。同时，本研究所讨论的个体资源，仍以效能感、复原力这一类心理层面的资源为主，未来可以进一步关注不同类型的资源，如COR理论中的条件性资源、能源性资源等，对它们如何发生相互作用及最终影响幸福感进行探究。
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