欠發達地區教師人際信任對工作滿意度的影響：自我效能感和工作投入的中介作用

邱化民，劉倩倩，石 垠

(北京師范大學教育學部，北京 100875)

一、文獻回顧

教師工作滿意度與教師隊伍穩定性以及教育質量密切相關。教師工作滿意度，是指教師個體關于所從事工作的總體感受與評價。[1]已有研究發現，較低的工作滿意度會誘發教師職業倦怠，削弱教師工作積極性和主動性，影響教育教學工作和教師隊伍穩定性。[2-3]鑒于教師工作滿意度的重要性，研究者關注了不同學段、不同教齡、不同學科教師的工作滿意度。[4-5]但鮮有研究關注欠發達地區教師工作滿意度?！丁笆奈濉睍r期教育強國推進工程實施方案》明確提出支持欠發達地區鞏固教育脫貧攻堅成果。[6]在鄉村振興和建設教育強國的時代背景下，欠發達地區教師工作滿意度已成為一個重要的社會問題，是影響教師下得去、留得住、教得好的重要因素，更是影響鄉村教育發展的重要因素。為此，本研究聚焦欠發達地區教師工作滿意度，并進一步探尋相關影響因素及作用機制。

自我決定理論(Self-Determination Theory)認為個體具有自主、歸屬等基本的心理需要，這影響個體的內在動機和健康發展。[7]當個體需求得到滿足時，個體會增強工作活動動機和意愿，工作行為會更為持續，質量更高，也增進個體的身心健康。其中，歸屬需要強調個體在所在環境中能感受到來自他人的關懷和愛。人際信任主要指個體對人際關系具有的信賴程度，[8]高水平的人際信任可以有效滿足個體的歸屬需求，增強個體工作動機，提高自我效能感、工作投入、工作滿意度。這也得到了已有研究的支持。如實證研究發現，員工對于上級領導的信任對其效能感具有積極影響作用。[9]人際信任對工作投入也具有正向的影響作用，人際間消耗則掣肘個體在工作中的投入程度。[10]教師人際信任還可以顯著正向預測工作滿意度，隨著人際信任程度的提高，教師工作滿意度也越高。[11]相比較非欠發達地區教師，欠發達地區教師生活條件十分艱苦，存在無宿舍、無食堂等生活保障嚴重不足的情況，[12]外在物質環境較為不足。在這一條件下，充滿溫暖、支持性、信賴感的人際關系可能更有助于滿足教師的心理歸屬，進而提高教師的自我效能感、工作投入和工作滿意度。

教師人際信任、工作滿意度、自我效能感、工作投入之間還可能存在更復雜的關系。這是因為自我效能感、工作投入與工作滿意度之間存在影響關系。對教師而言，自我效能感水平越高，其對自身負面情緒的調控能力就越強，工作滿意度也隨之越高。[13]研究也發現，教師感知的學校氛圍通過自我效能感的中介效應對其工作滿意度產生影響。[14]高水平人際信任是學校氛圍積極的重要表現，這一研究表明，教師自我效能感可能在教師人際信任和工作滿意度中間起間接的“橋梁”作用。此外，工作投入高的個體積極向上、熱情高效，工作效果往往更加顯著，工作滿意度也隨之提升。[15]實證研究也表明，工作投入對工作滿意度具有積極影響，相比較低工作投入個體，高工作投入個體的工作滿意度更高。[16]這表明，在具有信任感的人際互動中，教師的工作投入可能更為積極、高效，工作表現更佳，從而更容易獲得較高的工作滿意度。當然，自我效能感對工作投入的影響也得到了諸多研究的證實。根據社會認知理論，效能感是其行動的重要基礎，只有相信通過自己的行動能達到所預期的效果，個體才會產生行動。[17]因而，教師的自我效能感越高，即對自己越有信心，就越可能保持積極工作狀態，高度投入到工作當中。[18]綜上，本研究認為教師自我效能感和工作投入在人際信任與工作滿意度之間具有鏈式中介作用。

在學校這一社會群體中，教師是多重角色承擔者，在學校系統中與多種主體發生人際互動，如校長、同事、學生等。因此，在學校中，教師的人際信任主要包括三種類型：對校長的信任、對同事的信任、對學生的信任。人際信任因互動主體而不同，不同類型的人際信任對教師工作滿意度的影響也可能不同。一項關于50所小學教師的調查數據表明，教師對校長的信任正向影響教師工作滿意度，且這一影響作用顯著高于對學生及其家長的信任。[19]這提示研究者，教師自我效能和工作投入在不同類型人際信任影響工作滿意度中的中介作用也可能存在差異。為此，本研究也將進一步考察欠發達地區教師自我效能感和工作投入在不同類型人際信任(即對校長的信任、對同事的信任、對學生的信任)影響教師工作滿意度中的作用機制。

綜上，本研究以欠發達地區教師為研究對象，探尋自我效能感、工作投入在人際信任及其三種類型影響工作滿意度中的中介作用，為提升欠發達地區教師工作滿意度提供基于實證的參考?；谝延醒芯?，提出如下研究假設：教師人際信任正向影響工作滿意度，也可以通過自我效能感、工作投入間接影響工作滿意度；教師自我效能感和工作投入在人際信任三個方面(即對校長的信任、對同事的信任、對學生的信任)與工作滿意度之間具有鏈式中介作用。(如圖1所示)

圖1 研究假設圖

二、研究方法

(一)研究對象

依據《“十四五”時期教育強國推進工程實施方案》[6]《“十四五”特殊類型地區振興發展規劃》[20]政策精神，本研究選擇廣西省、貴州省、海南省、黑龍江省以及江西省欠發達地區的中小學教師作為研究對象。共回收有效問卷459份，有效率為91.8%。其中，男性151人(32.9%)，女性308人(67.1%)；小學教師328人(71.5%)，初中教師106人(23.1%)，高中教師25人(5.4%)；教齡在10年及以下的152人(33.1%)，在11年至20年(含)之間的130人(28.3%)，在20年以上的有177人(38.6%)。

(二)研究工具

1.中小學教師教學投入度量表

中小學教師教學投入度量表改編自張軼文、甘怡群編制的工作投入量表(短版量表)。[21]結合欠發達地區中小學教師教學投入情況，圍繞對教學的熱愛與奉獻對原量表中與工作相關的表述進行了調整。采用likert 6點計分法。該量表的Cronbach’s α值為0.921，驗證性因子載荷在0.68～0.89之間，表明該量表信效度良好。

2.中小學教師工作滿意度量表

工作滿意度量表參考Weiss等編制的明尼蘇達滿足感調查量表(Minnesota Satisfaction Questionnaire，MSQ)短式量表。[22]根據前期專家評議，結合欠發達地區中小學教師特點，選取與教師工作滿足相關的6個題項。采用likert 6點計分法。該Cronbach’s α值為0.915，驗證性因子載荷在0.76～0.86之間，表明該量表信效度良好。

3.自我效能感量表

自我效能感量表改編自吳量和詹浩洋的教師自我效能感量表 (TSE)。[23]基于前期專家評議，結合欠發達地區中小學教師特點，選取其中5個題項。采用likert 6點計分法。Cronbach’s α值為0.938，驗證性因子載荷在0.87～0.89之間，表明該量表信效度良好。

4.人際信任量表

采用李瓊和吳丹丹編制的教師信任關系量表中校長、同事和學生信任分量表，共21個題項。[24]采用likert 6點計分法。該量表的Cronbach’s α值為0.913，其中校長信任、同事信任、師生信任分量表的Cronbach’s α值分別為0.938、0.925、0.905，因子載荷分別在0.66～0.90，0.69～0.93，0.81～0.85之間。驗證性因子分析表明，模型擬合指數為χ2=499.5，df=183，RMSEA=0.093，CFI=0.940，NFI=0.926，TLI=0.929，IFI=0.940。結果表明該量表內部一致性高，效度良好。

三、研究結果

(一)共同方法偏差檢驗

通過匿名和保密方式減少教學投入度、工作滿意度、自我效能感以及人際信任量表中自陳式問卷法可能帶來的共同方法偏差。采用Harman單因素檢驗的方式，檢驗共同方法偏差。[25]結果發現，第一公因子的方差解釋百分比未達到40%臨界值。各問卷之間不存在嚴重的共同方法偏差問題。

(二)描述統計和相關分析

對人際信任及其各維度、自我效能感、工作投入、工作滿意度進行描述性統計和相關分析。結果如表1所示。人際信任與工作滿意度(r=0.643，p<0.001)呈正相關，其中對校長的信任(r=0.406，p<0.001)、對同事的信任(r=0.584，p<0.001)以及對學生的信任(r=0.583，p<0.001)與工作滿意度均呈現顯著正相關。自我效能感(r=0.830，p<0.001)、工作投入(r=0.791，p<0.001)與工作滿意度分別呈不同程度的正相關。性別、教師教齡和各個主要變量間相關不顯著。因此在后續中介效應分析中，均不納入控制變量。

(三)自我效能感和工作投入在人際信任對工作滿意度中的中介效應分析

根據Preacher和Hayes、Hayes的基于回歸的中介過程分析方法，采用Hayes開發的Bootstrap檢驗程序對SPSS Process插件中預設的理論模型6，設置取樣樣本量(bootstrap samples)為5000，進行檢驗。[26-27]以人際信任整體為自變量，以工作滿意度為因變量，以自我效能感與工作投入為中介變量，分析自我效能感和工作投入在對校長信任變量對工作滿意度的影響路徑中是否起到中介作用。各路徑系數如圖2所示。結果表明，教師人際信任對工作滿意度(β=0.268，SE=0.035，p<0.001)、自我效能感(β=0.699，SE=0.047，p<0.001)、工作投入有顯著正向影響(β=0.145，SE=0.039，p<0.001)。自我效能感對工作滿意度(β=0.471，SE=0.041，p<0.001)、工作投入(β=0.655，SE=0.032，p<0.001)均有顯著正向影響。工作投入對工作滿意度有顯著正向影響(β=0.351，SE=0.041，p<0.001)。

圖2 自我效能感和工作投入在人際信任對工作滿意度中的中介效應分析

使用偏差校正非參數百分位 Bootstrap 法，檢驗自我效能感和工作投入在人際信任與工作滿意度之間的中介效應，置信區間設置為95%?！敖處熑穗H信任→自我效能感→工作滿意度”的中介效應顯著(Effect=0.329，SE=0.035，95%CI=[0.194,0.332])；“教師人際信任→工作投入→工作滿意度”的中介效應顯著(Effect=0.051，SE=0.014，95%CI=[0.016,0.069])。最后，“教師人際信任→自我效能感→工作投入→工作滿意度”的中介效應顯著(Effect=0.161，SE=0.024，95%CI=[0.083,0.175])。上述結果表明，自我效能感和工作投入在人際信任與工作滿意度之間的關系中存在鏈式中介作用。效應分析過程結果如表2所示。

表2 基于Bootstrap 法的中介效應檢驗

為進一步探究教師人際信任來源，分別以對校長的信任、對同事的信任和對學生的信任為自變量，以工作滿意度為因變量，以自我效能感與工作投入為中介變量，使用SPSS Process插件中的模型6，分析自我效能感和工作投入在各人際信任變量對工作滿意度的影響路徑中是否起到中介作用。

各路徑系數如圖3a、3b和3c所示。對校長的信任、對同事的信任和對學生的信任均對工作滿意度有顯著正向影響，路徑系數分別為0.115、0.183、0.175。對校長的信任、對同事的信任和對學生的信任均對自我效能感有顯著正向影響，路徑系數分別為0.311、0.565、0.535。對校長的信任、對同事的信任和對學生的信任均對工作投入有顯著正向影響，路徑系數分別為0.073、0.076、0.101。自我效能感對工作滿意度有顯著正向影響，路徑系數分別為0.535、0.484、0.494。自我效能感對工作投入有顯著正向影響，路徑系數分別為0.696、0.684、0.670。工作投入對工作滿意度有顯著正向影響，路徑系數分別為0.378、0.377、0.367。

圖3a 自我效能感和工作投入在對校長信任對工作滿意度中的中介效應分析

使用偏差校正非參數百分位Bootstrap法，檢驗自我效能感和工作投入在各類型信任與工作滿意度之間的中介效應，置信區間設置為95%。首先，無論是“對校長的信任→自我效能感→工作滿意度”的中介效應(Effect=0.167，SE=0.029，95%CI=[0.119,0.231])，“對同事的信任→自我效能感→工作滿意度”的中介效應(Effect=0.272，SE=0.036，95%CI=[0.183,0.324])，還是“對學生的信任→自我效能感→工作滿意度”的中介效應(Effect=0.264，SE=0.034，95%CI=[0.189,0.320])，區間都不包含0，中介效應顯著。

其次，“對校長的信任→工作投入→工作滿意度”的中介效應(Effect=0.028，SE=0.011，95%CI=[0.008,0.052])，“對同事的信任→工作投入→工作滿意度”的中介效應(Effect=0.029，SE=0.014，95%CI=[0.001,0.054])，和“對學生的信任→工作投入→工作滿意度”的中介效應(Effect=0.037，SE=0.015，95%CI=[0.009,0.067])，區間都不包含0，中介效應顯著。

最后，“對校長的信任→自我效能感→工作投入→工作滿意度”的中介效應 (Effect=0.082，SE=0.017，95%CI=[0.053,0.122])，“對同事的信任→自我效能感→工作投入→工作滿意度”的中介效應(Effect=0.145，SE=0.023，95%CI=[0.090,0.182])，“對學生的信任→自我效能感→工作投入→工作滿意度”的中介效應 (Effect=0.131，SE=0.023，95%CI=[0.083,0.173])，區間不包含0，中介效應顯著。上述結果表明，自我效能和工作投入在對校長信任、對同事信任和對學生信任與工作滿意度之間的關系中均存在鏈式中介作用。所有中介效應分析過程結果如表3所示。

表3 基于Bootstrap 法的中介效應分析過程匯總

四、討論與建議

(一)討論

欠發達地區教師隊伍建設是教師隊伍建設的重點和難點，面臨數量不足、質量有待提升的難題，掣肘欠發達地區教育振興的實現。教師是否能夠長期投身于欠發達地區教育教學工作與其對工作的滿足感緊密相關。在此背景下，本研究關注教師工作滿意度及其影響機制，旨在探索提升教師工作滿意度的可能性路徑。研究發現，欠發達地區教師人際信任及其三個維度(對校長的信任、對同事的信任、對學生的信任)對教師工作滿意度具有直接影響作用，人際信任及其三個維度還通過自我效能感和工作投入的鏈式中介作用間接影響教師工作滿意度。

本研究發現，欠發達地區教師人際信任對教師工作滿意度的直接正向影響顯著。這支持了以往相關研究的結論。[28-29]不同于以往研究的是，本研究的研究對象是欠發達地區的教師，這一教師群體具有時代特殊性和地區特殊性。欠發達地區教師是決戰脫貧攻堅工作的貢獻者、見證者，更是下一步實現鄉村教育振興、實施鄉村振興戰略的支撐者、完成者。欠發達地區尤其是鄉村地區學校教師生活條件相對艱苦，生活保障較為不足。按照自我決定理論，高水平的人際信任表征了欠發達地區教師獲得他人的尊重與關懷，即心理需求得到滿足。本研究的研究結果進一步強調了在物質環境不充分的學校環境中，充滿溫暖、支持性、信賴感的人際關系具有補償作用，有助于提升欠發達地區教師的工作滿意度。

欠發達地區教師感知到的人際信任通過教師自我效能感和工作投入的中介作用對教師工作滿意度間接產生正向影響，這一研究結果與研究假設相符。具體中介路徑包括三條：自我效能感的單獨中介作用；工作投入的單獨中介作用；自我效能感和工作投入的鏈式中介作用。這主要是因為，充滿信任的人際關系可以創造一種支持性的組織氛圍，促使教師對自己更加自信。[30]自我效能感是行動的基礎，如果個體相信自己能夠通過行動達成預期效果，就更容易克服困難、完成任務。[31]因此，教師所感知到的人際信任，影響教師的自我效能感，也決定教師對工作的投入與評價。簡言之，積極的人際信任能為欠發達地區教師提供安全、舒適的精神環境，使教師相信自己能夠勝任工作崗位，在工作中投入更多的時間與精力，進而擁有更高的工作滿意度。

此外，本研究發現，從對校長的信任、對同事的信任、對學生的信任三個角度分別考慮其對教師工作滿意度的影響作用，發現直接作用顯著，且也通過教師自我效能感和工作投入的中介作用發揮間接作用。信任是人際交往過程的產物，也是人際關系理性計算和情感關聯的綜合。[32]教師與他人之間的位置(position)體現出崗位間的互動與關系，如上下級領導關系、同事關系、師生關系，都可能會影響教師的情感與行為。[33]對于欠發達地區教師而言，校長、同事、學生是其在教育場域下頻繁互動的社交對象。一般而言，欠發達地區尤其是鄉村地區物質環境不足，教師生活條件較差，且因交通不便社會環境相對閉塞，教師與外界交流較少。[34]在物質條件和對外交流嚴重不足的情況下，校長、同事、學生成為欠發達地區教師的社會互動對象，因而對三方主體的人際信任在教師的生活與工作中發揮著較大影響。整體而言，教師感知到的對校長的信任、對同事的信任、對學生的信任有助于形成鼓勵性和支持性的組織氛圍，彌補物質條件的不足，從精神角度促進教師聚焦于教育教學，給予教師支持感，從而促使教師增強自我效能和工作投入，獲得較高的工作滿意度。

(二)對策建議

針對上述研究發現，為進一步提升欠發達地區教師工作滿意度，提出如下對策建議。

第一，構建和諧組織氛圍，增進教師間人際信任。本研究表明了人際信任對于欠發達地區教師工作滿意度的重要性。為此，有必要發揮和諧人際關系的作用，以情感的獲得和良好的關系彌補物質條件的不足，從而提高教師工作滿意度。對于欠發達地區學校的管理者來說，需轉變管理理念，增強對教師的人文關懷。具體而言，需摒棄傳統的領導思想，轉變直接命令的管理手段，建立教育教學工作傾聽與反饋機制；同時關注教師的生活與家庭問題，在住宿、交通等方面努力創造條件幫助教師解決生活中面臨的實際問題。[35]其次，注重引導教師與同事和學生建立溫暖友好的人際關系，通過專項培訓提升教師與同事、與學生的交流溝通能力，通過團體活動密切教師間、師生間的交流與溝通。

第二，增強教師教育能力，提升教師自我效能感。教師自我效能感是教師自主發展的重要內在動力機制，與其自身能力和參與活動的難度有關。為此，可以研制適宜欠發達地區教師的專項培訓，分層次、分階段、分步驟提高教師教育能力，增強教師自身自信；建構具有支持性的共同體，引導教師通過互動互學的方式更新專業知識和技能，提高教育勝任力。此外，鼓勵教師深挖地方教育特色，開發立足本校校情、適宜本校學生的校本課程，突顯地區亮點，提升在欠發達地區工作的勝任感與自信心。

第三，提高教師待遇保障，切實增加教師工作投入。公平理論指出，待遇保障作為對個體所付出時間和精力的回報，其分配得越合理越公平，個人工作積極性越高。[36]為增加教師工作投入，有必要通過政策干預逐漸提高欠發達地區教師待遇保障，切實減少阻礙教師工作投入的外在因素。為此，需貫徹落實《新時代基礎教育強師計劃》，[37]確保教師工資及時足額發放，適度逐步提高工資基本水平，確?？冃ЧべY核定向欠發達地區學校傾斜。對于教育教學效果突出、長期堅守欠發達地區的一線教師，在全國性的教師評比評優中給予一定傾斜。要落實好鄉村教師生活補助政策，加強教師周轉宿舍建設，解決教師住房、交通等基本生活困難，保障教師良好的工作條件與工作環境。