教師教學(xué)自主權(quán)與教師領(lǐng)導(dǎo)力的關(guān)系：心理授權(quán)和教學(xué)自主性的中介作用 *

姚計(jì)海 沈 玲 鄒弘暉

(北京師范大學(xué)教育學(xué)部，北京 100875)

1 引言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)中小學(xué)教師隊(duì)伍建設(shè)備受關(guān)注，但教師專(zhuān)業(yè)發(fā)展與學(xué)校組織結(jié)構(gòu)之間的矛盾仍較為凸顯（張麗文 等, 2020）。為了更好地實(shí)現(xiàn)學(xué)校組織變革，教師作為學(xué)校人力資源的核心力量應(yīng)發(fā)揮重要作用。

教師領(lǐng)導(dǎo)力是教師通過(guò)自身言行影響校長(zhǎng)、同事及其他組織成員，從而促進(jìn)學(xué)生成長(zhǎng)和學(xué)校發(fā)展的一個(gè)過(guò)程（吳穎民, 2008），也是教師在學(xué)校中參與決策、發(fā)展專(zhuān)業(yè)的一種影響力（Bascia,1997）。不同于教師的實(shí)際行政權(quán)力，教師領(lǐng)導(dǎo)力是指由教師的專(zhuān)業(yè)權(quán)力與其具備的非權(quán)力性要素（如教師本身的知識(shí)、情感、能力等）共同形成的在學(xué)校群體活動(dòng)中的影響力（李款, 2009），可以體現(xiàn)于正式的領(lǐng)導(dǎo)角色，也可以體現(xiàn)于非正式的領(lǐng)導(dǎo)角色（Muijs & Harris, 2006; Smylie, 1995）。從核心目標(biāo)上來(lái)看，提升教師領(lǐng)導(dǎo)力旨在教育變革，通過(guò)教與學(xué)的變革來(lái)實(shí)現(xiàn)核心目標(biāo)（葉菊艷,朱旭東, 2018）。通過(guò)發(fā)展教師領(lǐng)導(dǎo)力，教師不僅能在課堂內(nèi)發(fā)揮領(lǐng)導(dǎo)作用，提升教學(xué)效率，也能在課堂外發(fā)揮領(lǐng)導(dǎo)力，促進(jìn)教育實(shí)踐（Katzenmeyer &Moller, 2009）。

以往研究發(fā)現(xiàn)組織和個(gè)人因素對(duì)于領(lǐng)導(dǎo)力發(fā)展都具有重要作用。根據(jù)社會(huì)交換理論，當(dāng)組織為成員提供理想的工作環(huán)境、提供情感性和工具性的支持時(shí)，成員會(huì)更愿意為組織奉獻(xiàn)聰明才智（劉小平, 2011; 楊苗苗, 王娟茹, 2020）。教學(xué)自主權(quán)是指教師決定教什么和怎么教的自由（Prichard &Moore, 2016），分為課程自主權(quán)和一般教學(xué)自主權(quán)，前者指向課程教學(xué)活動(dòng)及材料和教學(xué)計(jì)劃及過(guò)程，后者指向常規(guī)的教學(xué)指導(dǎo)標(biāo)準(zhǔn)和教學(xué)工作決策（Pearson & Hall, 1993）。教學(xué)自主權(quán)反映了學(xué)校對(duì)教師工作較為理想的外部支持，代表學(xué)校對(duì)教師的信任程度，有利于促進(jìn)教師主動(dòng)發(fā)展領(lǐng)導(dǎo)力特質(zhì)。

擁有自主權(quán)的教師能夠更加自主地安排教學(xué)進(jìn)度、決定教學(xué)方法、參與學(xué)校事務(wù)等（王曉麗等, 2018），而不受過(guò)多干預(yù)控制，這樣才能逐漸展示更高水平的專(zhuān)業(yè)能力并發(fā)展教師領(lǐng)導(dǎo)力（Ghamrawi, 2010），即教學(xué)者可以通過(guò)專(zhuān)業(yè)自主的空間進(jìn)一步發(fā)揮領(lǐng)導(dǎo)作用（陳世聰, 2015）。學(xué)校賦權(quán)于教師，讓教師自主發(fā)展，才能進(jìn)一步促進(jìn)其領(lǐng)導(dǎo)專(zhuān)業(yè)發(fā)展（盧乃桂, 陳崢, 2007）。還有研究指出，教師專(zhuān)業(yè)自主權(quán)與其領(lǐng)導(dǎo)力存在互相影響，即自主權(quán)在受領(lǐng)導(dǎo)力正向影響的同時(shí)也會(huì)正向影響教師的領(lǐng)導(dǎo)力（Erss & Kalmus, 2018）。其中，教師的專(zhuān)業(yè)自主權(quán)是指在學(xué)校組織結(jié)構(gòu)及課程設(shè)置的背景下，教師作為課堂教學(xué)的專(zhuān)業(yè)人士所具有的行為范圍（Wermke & H?stf?lt, 2014）。由此提出研究假設(shè)H1：教學(xué)自主權(quán)顯著正向預(yù)測(cè)教師領(lǐng)導(dǎo)力。

除組織因素外，個(gè)人因素對(duì)提升教師領(lǐng)導(dǎo)力也具有重要作用。心理授權(quán)是指被授權(quán)個(gè)體內(nèi)在的心理體驗(yàn)和認(rèn)知的綜合體，包括意義感、勝任力、影響力和自我決定（Spreitzer, 1995; Thomas &Velthouse, 1990）。教師心理授權(quán)是教師認(rèn)為自己具備一定專(zhuān)業(yè)知識(shí)和教學(xué)技能并能影響學(xué)校環(huán)境的一種信念，以及教師對(duì)自己可以控制工作生活某些方面和對(duì)自己在同事中地位的覺(jué)察（Short &Rinehart, 1992）。有研究指出，領(lǐng)導(dǎo)者自上而下的結(jié)構(gòu)授權(quán)行為是心理授權(quán)重要的前因變量（鞏振興, 張劍, 2015）。自我決定理論也指出，控制動(dòng)機(jī)指向外部環(huán)境，自主動(dòng)機(jī)強(qiáng)調(diào)個(gè)體意愿，兩者可以共同存在（Deci & Ryan, 2000），即外部自主權(quán)和心理授權(quán)可以同時(shí)存在。在教育研究領(lǐng)域中，心理授權(quán)作為重要的中介變量被多次驗(yàn)證在外部組織因素（如變革型領(lǐng)導(dǎo)）與個(gè)人情感和行為（如職業(yè)滿意度、組織公民行為等）之間發(fā)揮“橋梁”作用。具體而言，一方面，外部授權(quán)可以有效預(yù)測(cè)心理授權(quán)（Singh & Sarkar, 2019）。另一方面，心理授權(quán)對(duì)領(lǐng)導(dǎo)力具有重要作用，被授權(quán)者往往更有創(chuàng)新精神，更善于引導(dǎo)和鼓勵(lì)他人（Spreitzer et al., 1999）。因此提出研究假設(shè)H2：教師心理授權(quán)在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力間發(fā)揮中介作用。

此外，根據(jù)自我決定理論，除滿足勝任力需求外，滿足自主性需求也是個(gè)體自主發(fā)展的重要因素（Deci & Ryan, 2000）。教師的教學(xué)自主可分為教學(xué)自主權(quán)和教學(xué)自主性兩方面，分別代表學(xué)校外部賦權(quán)和教師內(nèi)部意愿（姚計(jì)海, 2009）。相比于外部賦權(quán)，教學(xué)自主性是教師作為教學(xué)主體對(duì)內(nèi)在自我的自主，表現(xiàn)為教師在一定社會(huì)規(guī)范和教育目的下，受內(nèi)在動(dòng)力推動(dòng)，積極調(diào)節(jié)和控制自己教學(xué)活動(dòng)的一種個(gè)性特征（姚計(jì)海, 2012）。有研究指出，教學(xué)自主權(quán)對(duì)教學(xué)自主性有顯著預(yù)測(cè)作用（朱進(jìn)杰 等, 2018）。而且，提升教師自主性有利于其發(fā)揮領(lǐng)導(dǎo)和管理作用（李飛, 2011）。這間接指出教學(xué)自主性在自主權(quán)和領(lǐng)導(dǎo)力中可能發(fā)揮中介作用。教師在開(kāi)展教育教學(xué)專(zhuān)業(yè)活動(dòng)時(shí)，不僅需要外部賦權(quán)的鼓勵(lì)肯定，還需要將外部賦權(quán)轉(zhuǎn)換為內(nèi)部動(dòng)機(jī)，進(jìn)而促進(jìn)其自主地發(fā)展領(lǐng)導(dǎo)力特質(zhì)。由此提出研究假設(shè)H3：教學(xué)自主性在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力的關(guān)系中發(fā)揮中介作用。

根據(jù)授權(quán)的認(rèn)知模型，心理授權(quán)水平高的個(gè)體會(huì)在工作中獲得更強(qiáng)的意義感，并表現(xiàn)出更高水平的自主性（Thomas & Velthouse, 1990）。研究也指出，員工心理授權(quán)與工作自主性呈正相關(guān)，且心理授權(quán)各個(gè)維度對(duì)自主性都有顯著預(yù)測(cè)作用（高超, 2007）。此外，組織行為學(xué)的態(tài)度理論指出，認(rèn)知-情感-行為意向-行為四者是一個(gè)遞進(jìn)的作用機(jī)制（陳明淑, 申海鵬, 2015）。雖然有關(guān)四個(gè)變量關(guān)系的實(shí)證研究較少，但兩兩之間的關(guān)系得到研究支撐（高超, 2007; 李飛, 2011; Lee & Nie,2014）。由此提出研究假設(shè)H4：教師心理授權(quán)和教學(xué)自主性在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力之間發(fā)揮鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

2 研究方法

2.1 被試

本研究選取陜西、江西、河南、湖南、湖北、吉林的16所中小學(xué)校，通過(guò)向教師集體發(fā)放網(wǎng)絡(luò)問(wèn)卷的方式收集數(shù)據(jù)信息。問(wèn)卷填寫(xiě)由學(xué)校組織安排，主試向教師發(fā)放問(wèn)卷填寫(xiě)鏈接，教師使用手機(jī)填答并提交。最后得到有效問(wèn)卷403份。其中，男教師55人，女教師348人；教齡在5年及以下59人，6～10年58人，11～15年56人，16～20年48人，21～25年90人，26年及以上91人，缺失1人；學(xué)校階段為小學(xué)238人，初中111人，高中46人，缺失8人。

2.2 研究工具

2.2.1 教學(xué)自主權(quán)

采用Pearson和Hall（1993）編制，姚計(jì)海和申繼亮（2007）修訂的教學(xué)自主權(quán)量表，分為課程自主權(quán)和一般教學(xué)自主權(quán)兩個(gè)維度，共20題。采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，從1“很不符合”到5“很符合”。擬合指數(shù)良好：χ2/df=3.09，CFI=0.93，TLI=0.90，RMSEA=0.07，SRMR=0.05。兩個(gè)維度和總量表的Cronbach’s α 系數(shù)分別為 0.76、0.74 和 0.83。

2.2.2 教師領(lǐng)導(dǎo)力

采用胡繼飛和古立新（2012）的有關(guān)教師領(lǐng)導(dǎo)力問(wèn)題的調(diào)查問(wèn)卷，并對(duì)部分語(yǔ)句表述進(jìn)行了適當(dāng)修訂，量表包括駕馭教育教學(xué)、影響學(xué)校事務(wù)和影響同事三個(gè)維度，改編后共20題，采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分。修正模型后擬合指數(shù)改善：χ2/df=3.59，CFI=0.94，TLI=0.93，RMSEA=0.07，SRMR=0.07。三個(gè)維度和總量表的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.94、0.81、0.82和0.87。

2.2.3 教師心理授權(quán)

采用Spreitzer（1995）編制，李超平等人（2006）修訂的心理授權(quán)問(wèn)卷，包括意義感、勝任力、影響力和自我決定四個(gè)維度，共12題，采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分。問(wèn)卷擬合指數(shù)良好：χ2/df=2.33，CFI=0.95，TLI=0.94，RMSEA=0.08，SRMR=0.07。四個(gè)維度和總量表的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.91、0.90、0.87、0.88 和 0.90。

2.2.4 教學(xué)自主性

采用姚計(jì)海和申繼亮（2010）編制的教學(xué)自主性量表，包括目的性、自發(fā)性、責(zé)任性、獨(dú)立性、勝任性、自省性、自控性七個(gè)維度，共37題，采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分。擬合指數(shù)良好：χ2/df=2.56，CFI=0.91，TLI=0.91，RMSEA=0.06，SRMR=0.05。七個(gè)維度和總量表的Cronbach’s α系數(shù)分別為 0.87、0.89、0.70、0.73、0.86、0.84、0.81和0.96。

2.3 數(shù)據(jù)分析

采取SPSS25.0和Mplus7.4對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。首先對(duì)量表進(jìn)行內(nèi)部一致性信度分析和驗(yàn)證性因素分析，其次對(duì)人口學(xué)變量和四個(gè)主要變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析，最后利用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

3 結(jié)果

3.1 區(qū)分效度和共同方法偏差檢驗(yàn)

使用極大似然估計(jì)法，將缺失值賦值為“-99”進(jìn)行缺失值編碼，并利用Mplus7.4確立測(cè)量模型。四變量組合信度（CR）分別為0.86、0.96、0.97和0.97，均大于Fornell和Larcker（1981）建議的0.60，測(cè)量模型的內(nèi)在適配度較好。構(gòu)建四變量相互獨(dú)立的測(cè)量模型，之后逐步合并因素。從表1可以發(fā)現(xiàn)，四因素模型擬合情況最好。結(jié)合表2四個(gè)潛變量的AVE平方根分別為0.67、0.76、0.86和0.76，均大于潛變量?jī)蓛芍g的相關(guān)系數(shù)，測(cè)量工具有較好的區(qū)分效度。

表1 測(cè)量工具的區(qū)分效度

基于Harmon的單因素檢驗(yàn)方法，運(yùn)用SPSS25.0對(duì)共同方法變異進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，第一個(gè)因子的累積方差解釋率為35.7%，不超過(guò)40%（Podsakoff et al., 2003）。結(jié)合單因素模型擬合情況最差，并且領(lǐng)導(dǎo)力三個(gè)前因變量的共線性診斷結(jié)果VIF分別為1.44、1.83和2.03，均小于10，說(shuō)明不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

研究發(fā)現(xiàn)教齡與四個(gè)研究變量均存在顯著正相關(guān)；學(xué)校階段與心理授權(quán)和教學(xué)自主性兩個(gè)變量存在顯著正相關(guān)。此外，教學(xué)自主權(quán)與教師領(lǐng)導(dǎo)力、教師心理授權(quán)和教學(xué)自主性顯著正相關(guān)；教師領(lǐng)導(dǎo)力與教師心理授權(quán)和教學(xué)自主性顯著正相關(guān)；教師心理授權(quán)與教學(xué)自主性顯著正相關(guān)。詳見(jiàn)表2。

表2 描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

3.3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

以教齡為控制變量，教師教學(xué)自主權(quán)為自變量，教師領(lǐng)導(dǎo)力為因變量，構(gòu)建簡(jiǎn)易模型。模型擬合良好，χ2/df=3.77，CFI=0.91，TLI=0.90，RMSEA=0.08，SRMR=0.07。教學(xué)自主權(quán)對(duì)教師領(lǐng)導(dǎo)力具有顯著正向預(yù)測(cè)作用（β=0.53,p＜0.001）。

以教齡和學(xué)校階段為控制變量，教學(xué)自主權(quán)為自變量，教師領(lǐng)導(dǎo)力為因變量，教師心理授權(quán)和教學(xué)自主性為中介變量，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，以檢驗(yàn)教師心理授權(quán)和教學(xué)自主性在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力之間的中介作用。結(jié)果顯示模型擬合指數(shù)在可接受范圍之內(nèi)，χ2/df=3.77，CFI=0.93，TLI=0.91，RMSEA=0.08，SRMR=0.07。如圖1 顯示，加入心理授權(quán)和教學(xué)自主性后，教師自主權(quán)對(duì)教師領(lǐng)導(dǎo)力仍存在顯著正向預(yù)測(cè)作用（β=0.20,p＜0.01），但效應(yīng)值減小，表明心理授權(quán)和教學(xué)自主性存在部分中介作用。

圖1 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ吐窂?/p>

采用重復(fù)抽取1000次的偏差校正百分位Bootstrap法對(duì)鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)。表3顯示，心理授權(quán)在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力之間的單獨(dú)中介效應(yīng)顯著，間接效應(yīng)為0.11，95%置信區(qū)間為[0.00, 0.24]；教學(xué)自主性在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力之間的單獨(dú)中介效應(yīng)顯著，間接效應(yīng)為0.16，95%置信區(qū)間為[0.06, 0.28]；心理授權(quán)和教學(xué)自主性在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著，間接效應(yīng)為0.21，95%置信區(qū)間為[0.14, 0.33]?？梢?jiàn)，兩條單獨(dú)中介效應(yīng)和一條鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)路徑均成立。

表3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

4 討論

4.1 教師教學(xué)自主權(quán)與教師領(lǐng)導(dǎo)力的關(guān)系

教學(xué)自主權(quán)對(duì)教師領(lǐng)導(dǎo)力的直接效應(yīng)顯著。有研究指出教師自主權(quán)能夠影響教師管理和領(lǐng)導(dǎo)課堂的表現(xiàn)（Bl?meke & Klein, 2013），提升教師自主權(quán)有利于增加教師領(lǐng)導(dǎo)機(jī)會(huì)（金建生, 2007），與本研究結(jié)果較為一致。還有研究指出學(xué)校人事政策的自主權(quán)對(duì)有效的人事管理有重要意義，自主權(quán)增大后管理者能更有效調(diào)動(dòng)領(lǐng)導(dǎo)效能（Dou et al.,2016）。隨著社會(huì)對(duì)基礎(chǔ)教育要求的日益提高，充分給予教師自主權(quán)、擴(kuò)展教師領(lǐng)導(dǎo)力成為教師專(zhuān)業(yè)發(fā)展和學(xué)校組織變革的重要條件。相比于學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)者的領(lǐng)導(dǎo)力，教師群體擁有的專(zhuān)業(yè)知識(shí)和能力同樣能夠幫助自身、同事以及領(lǐng)導(dǎo)者推動(dòng)專(zhuān)業(yè)發(fā)展、處理學(xué)校事務(wù)工作等，從而推動(dòng)學(xué)校教育教學(xué)的發(fā)展。但我國(guó)學(xué)校采用科層管理體制，并沒(méi)有將課程決策和開(kāi)發(fā)權(quán)等交到教師的手里（陳莉, 2019），中小學(xué)教師的專(zhuān)業(yè)發(fā)展受到行政部門(mén)的干預(yù)（盧乃桂, 陳崢, 2007）。此時(shí)，強(qiáng)調(diào)充足的教學(xué)自主權(quán)對(duì)教師領(lǐng)導(dǎo)特質(zhì)的發(fā)展和教育教學(xué)質(zhì)量的提升顯得格外重要。

4.2 教師心理授權(quán)和教學(xué)自主性的單獨(dú)中介作用

教師心理授權(quán)在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力間發(fā)揮中介作用。有研究指出結(jié)構(gòu)性授權(quán)與心理授權(quán)呈現(xiàn)顯著正相關(guān)（Stewart et al., 2010），同時(shí)結(jié)構(gòu)性授權(quán)可以預(yù)測(cè)心理授權(quán)和創(chuàng)新行為，且心理授權(quán)在兩者關(guān)系中發(fā)揮中介作用（Singh & Sarkar,2019）。教學(xué)自主權(quán)屬于結(jié)構(gòu)性授權(quán)，且創(chuàng)新行為與領(lǐng)導(dǎo)力有一定聯(lián)系，間接支持本研究結(jié)果。心理授權(quán)作為學(xué)校組織行為學(xué)的重要內(nèi)容，是教師工作投入的重要影響因素，對(duì)教師的心理和行為都具有重要影響（陸桂芝 等, 2012）。而且根據(jù)自我決定理論，心理授權(quán)作為個(gè)體內(nèi)部因素與作為組織外部因素的教學(xué)自主權(quán)共同滿足教師的勝任力需求，從而提升其發(fā)展領(lǐng)導(dǎo)力的內(nèi)部動(dòng)機(jī)，為教師領(lǐng)導(dǎo)力的提升拓展內(nèi)部心理途徑。因此學(xué)校不僅需要認(rèn)識(shí)外部賦權(quán)的重要性，更需要重視教師內(nèi)心感知授權(quán)的意義。

同時(shí)，教學(xué)自主性也在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力間發(fā)揮中介作用。以往有研究間接驗(yàn)證了三者關(guān)系：一方面，教學(xué)自主性很大程度上受到其自主權(quán)大小的影響（姚計(jì)海, 2012）；另一方面，教師可以通過(guò)激發(fā)自主工作的積極性來(lái)展示領(lǐng)導(dǎo)效能（Bauman, 2015）。此外，還有研究指出專(zhuān)業(yè)自主性在領(lǐng)導(dǎo)力與教師專(zhuān)業(yè)發(fā)展的關(guān)系中發(fā)揮中介作用（張歡 等, 2020）。這些結(jié)果都與本研究結(jié)果較為一致。學(xué)校如果只看到了外部自主權(quán)的重要性，忽視了自發(fā)性的教學(xué)自主性，就錯(cuò)失了發(fā)展教師領(lǐng)導(dǎo)力的重要途徑。因此，學(xué)校管理層除了可以通過(guò)提升教學(xué)自主權(quán)激勵(lì)教師發(fā)展，也可以通過(guò)提升教學(xué)自主性推動(dòng)教師專(zhuān)業(yè)發(fā)展（姚計(jì)海, 2019）。

4.3 教師心理授權(quán)與教學(xué)自主性的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>

教師心理授權(quán)與教學(xué)自主性在教學(xué)自主權(quán)與教師領(lǐng)導(dǎo)力間發(fā)揮鏈?zhǔn)街薪樽饔?。該結(jié)果符合認(rèn)知-情感-行為意向-行為的遞進(jìn)機(jī)制（陳明淑, 申海鵬, 2015）。雖然沒(méi)有研究直接指出四個(gè)變量之間的關(guān)系，但是多項(xiàng)研究間接驗(yàn)證了四者的關(guān)系。有研究指出，校長(zhǎng)或直接上級(jí)的授權(quán)行為與教師心理授權(quán)正相關(guān)，教師對(duì)授權(quán)行為的感知對(duì)心理授權(quán)有正向預(yù)測(cè)作用（Lee & Nie, 2014）。員工心理授權(quán)與工作自主性呈正相關(guān)，且心理授權(quán)顯著預(yù)測(cè)自主性（高超, 2007），教學(xué)自主性又進(jìn)一步促進(jìn)教師發(fā)揮領(lǐng)導(dǎo)作用（李飛, 2011）。以往研究多集中于校長(zhǎng)領(lǐng)導(dǎo)力，忽視了教師領(lǐng)導(dǎo)力，教師發(fā)展領(lǐng)導(dǎo)力特質(zhì)不論是對(duì)教師群體的專(zhuān)業(yè)提升還是學(xué)校目標(biāo)的最終實(shí)現(xiàn)都具有重要作用，因此探究提升教師領(lǐng)導(dǎo)力的多條途徑具有重要意義。教學(xué)自主權(quán)屬于外部組織因素，心理授權(quán)和教學(xué)自主性屬于密切聯(lián)系的個(gè)體因素，三者同樣存在密切聯(lián)系，可以為領(lǐng)導(dǎo)力的發(fā)展共同提供外部和內(nèi)部促進(jìn)因素。

4.4 研究啟示與局限

本研究驗(yàn)證了提升教師領(lǐng)導(dǎo)力特質(zhì)的多條路徑。首先，學(xué)校及教育行政部門(mén)需要向教師適當(dāng)放權(quán)，重視教師領(lǐng)導(dǎo)力特質(zhì)，賦予其自主選擇教學(xué)內(nèi)容、安排教學(xué)計(jì)劃、調(diào)整教學(xué)進(jìn)度等教學(xué)自主權(quán)。其次，學(xué)校管理者不能忽視對(duì)教師的心理關(guān)懷，教師在得到外部授權(quán)的同時(shí)也需要將其轉(zhuǎn)換為教師內(nèi)在的心理授權(quán)。最后，學(xué)校管理者還需要重視激發(fā)教師的自主內(nèi)部動(dòng)機(jī)，培養(yǎng)其內(nèi)在的教學(xué)自主性，提升其內(nèi)部自主意愿。

本研究還存在一些局限。取樣存在不足，可能影響被試樣本和研究結(jié)果的普遍適用性。以后研究需要考慮增加取樣范圍，盡可能實(shí)現(xiàn)隨機(jī)抽樣，并盡量使用現(xiàn)場(chǎng)調(diào)查，清晰明確地指導(dǎo)被試進(jìn)行填答。此外，研究問(wèn)卷是教師自陳問(wèn)卷，雖然有利于快速高效地收集數(shù)據(jù)，但是容易導(dǎo)致研究結(jié)果的主觀性，今后研究應(yīng)結(jié)合訪談法和三角互證原則以進(jìn)一步提升研究結(jié)果的可靠性。

5 結(jié)論

（1）教學(xué)自主權(quán)對(duì)教師領(lǐng)導(dǎo)力具有顯著的直接效應(yīng)；（2）教師心理授權(quán)在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力的關(guān)系中發(fā)揮單獨(dú)中介作用；（3）教學(xué)自主性在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力的關(guān)系中發(fā)揮單獨(dú)中介作用；（4）教師心理授權(quán)和教學(xué)自主性在教學(xué)自主權(quán)和教師領(lǐng)導(dǎo)力的關(guān)系中起到鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>