教师集体效能和自我效能对工作压力影响作用的调节——多水平分析研究，本文主要内容关键词为：效能论文,分析研究论文,工作压力论文,集体论文,作用论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
1 问题提出
大量关于职业压力的研究指出，工作环境中过大的压力是导致负面身心反应以及行为改变的主要原因[1,2]。另有研究指出，压力对个体表现等特征的影响程度受其他因素的调节。近年来关于职业压力的研究逐渐关注不同特征对压力影响作用的调节[3,4]。其中较具代表性的是考虑自我信念系统中变量对压力与结果变量之间关系的调节作用，如Mossholder，Bedeian等[5]就自尊的调节作用进行了分析；Bhagat和Allie[6]就自我概念的调节作用进行了分析。这些研究结论支持了当个体具有较积极的自我信念时，压力对工作带来的负面影响相对较小的假设。自我信念系统中，自我效能的研究一直占有十分重要的地位[7]，大量的研究支持了效能对动机、行为表现有显著预测作用的假设。Bandura[8]进一步将效能的概念推广到团体水平，提出集体效能的概念和理论。与自我效能相比，关于集体效能的研究较少。且就目前的研究来看，不论是自我效能还是集体效能，大多数研究只局限于效能对行为表现、成就和动机影响的研究，关于效能对其他变量之间关系调节作用的研究还很少。目前国外关于这一领域的研究很少，得到的结论也不完全一致[9]，国内这一领域的研究尚属空白。
以往的研究结果表明：(1)在个体水平，自我效能的高低会影响到个体应对压力的方式”[10]。自我效能高的人，倾向于采用问题应对策略；而自我效能低的人，倾向于采用情绪应对策略。另一方面，自我效能高的人，倾向于有较乐观的态度应对面临的压力，而自我效能低的人，在压力面前常常表现为担心或焦虑。与情绪应对策略相比，问题应对策略更容易使人适应所面临的压力，因此，自我效能的高低可能对压力与行为变量间的关系起一定的调节作用。(2)在团体层面，由于压力的作用受所处环境特征的影响，所以不难想像，虽然与自我效能感所起作用的方式可能不同，作为个体所处环境特征的集体效能感可能对职业压力与结果变量之间的关系有一定的影响。高集体效能的群体成员之间往往有较强的合作，群体气氛更和谐，人与人之间更容易互帮互助，因此，在面临压力时，个体更容易从小组其他成员那里得到支持，从而使压力的负面影响减小[11]。
基于以上的分析，本文旨在就自我效能和集体效能对压力与教师职业满意度、内在工作动机和离职倾向间关系的调节作用进行分析。所验证的假设如下：(1)工作压力越大，教师工作满意度和内在动机越低，离职倾向越大；(2)教师自我效能对教师工作压力与工作满意度、内在动机及离职倾向之间的关系具有调节作用，自我效能越高的教师，工作压力带来的负面影响越小；(3)教师集体效能对工作压力与工作满意度、内在动机以及离职倾向间的关系具有调节作用，集体效能高的学校，教师工作压力带来的负面影响较集体效能低的学校弱。
2 方法
2.1 样本
分别抽取两所北方城市28所小学的1299名教师。所调查学校的教师人数从23人到83人，平均46.39人，标准差14.23人。其中男教师占9.3%，女教师90.7%；年龄从19到58岁，平均33.25岁，标准差9.59人；教龄从1年到31年，平均13.73年，标准差为9.53人；中师中专或以下占25.7%，专科占59.1%，本科及以上占15.2%；小教见习占3.4%，二级占8.8%，一级占45.4%，高级及以上42.4%。
2.2 测量
教师集体效能：采用修订的教师集体效能量表[12]，量表共有12个项目组成，内部一致性信度为0.918。由于教师集体效能的测量是教师个体对教师整体能力评价的结果，属于多个不同的评价者对多个被评价事物特征的评价，可通过ICC(1)和ICC(2)两个指标对数据合并的合理性进行分析[13]。ICC(1)为0.114达到极其显著的水平，说明每个学校内教师评价的一致性程度要明显大于不同学校间教师评价的一致性程度。ICC(2)等于0.846，说明可以用一个学校教师评价的均值作为描述学校组织环境特征的学校教师的集体效能。
教师自我效能：采用在Bandura和TschannenMoran,A.W.Hoy基础上编制的《小学教师自我效能问卷》[14]，问卷共有56个项目组成，计分从1=“完全一没有能力”到10=“完全有能力”，分别从教学、管理和人际三个方面评价教师的效能，三个方面具有较高的相关（0.6以上），所以该分析中用总平均分数表示教师的自我效能。内部一致性信度为0.9803。
教师工作压力、工作满意度、内在动机、离职倾向：采用郑燕祥编制的《校长领导行为类型和学校组织气氛问卷(B)》中有关教师个体心理的项目（已证实在大陆使用有较高的信效度指标[15]）。教师工作压力共6个项目，内部一致性信度0.781；教师工作满意度共7个项目，内部一致性信度0.7831；内在工作动机3个项目，内部一致性信度0.7082；离职倾向2个项目，内部一致性信度0.7732。
2.3 分析方法
由于教师集体效能描述的是一个学校教师的整体特征，属于学校层面的变量，而教师工作压力、自我效能、工作满意度、内在动机和离职倾向是描述教师个体的特征，属于教师个体层面，所以采用多层线性模型对数据进行分析[12,16]。另外，分析中将第一水平的预测变量都按组均值进行了中心化，其目的是为了使截距的解释更有意义，减小变量之间的共线性（尤其是对含有交互作用的模型）[12,16,17]，以得到准确的参数估计结果。为了验证上面的假设，分别建构如下三个具有嵌套结构的模型，用多层次分析软件HLM5.04对上述模型进行分析。
模型1：考虑只含有教师工作压力一个预测变量的两水平模型（验证假设1）；
模型2：在模型1中的第一水平加上自我效能和自我效能与工作压力交互作用两个预测变量，目的在于分析教师自我效能对压力与因变量关系的调节作用（验证假设2）；
模型3：在模型2的基础上，考虑学校水平的预测变量教师集体效能对第一水平随机截距的影响以及其对工作压力与因变量关系（随机斜率）的跨水平调节作用（验证假设3）。
3 结果
3.1 描述统计量
下面给出第一水平变量的描述统计量结果（表1）。
表1 研究中第一水平变量之间的相关系数、均值和标准差
12 34
5
1工作压力 1.000
2自我效能 -0.139 1.000
3工作满意度 -0.070
0.239
1.000
4内在动机-0.102
0.357
0.390
1.000
5离职倾向 0.361
-0.181
-0.156
-0.318
1.000
M 4.0658.633
5.554 6.383
2.069
SD1.3340.994 1.086 0.829
1.614
从表1的结果可以看出，工作压力与教师工作满意度、内在动机存在负相关（分别为-.070和-.102），与离职倾向之间存在正相关(.361)；教师自我效能与教师工作满意度、内在动机存在正相关（分别为.239和.357），与离职倾向之间存在负相关(-.181)。
另外，28所学校教师集体效能感高低的平均值为4.733，标准差为.267。
3.2 多层次分析结果
首先对不含任何预测变量的零模型进行分析，计算每个因变量的跨级相关[14,19](Intra-class correlationm,ICC)。结果表明，对教师工作满意度、内在动机和离职倾向，学校水平的变异分别占总差异的9.2%，9.0%和14.6%，达到.01的显著水平。说明所考察的三个因变量存在显著的学校水平的变异。在此基础上，对上面定义的三个模型进行分析。
对模型1进行分析结果如下（表2）。表2结果表明，工作压力对工作满意度
有显著的负向预测；工作压力对离职倾向有显著的预测作用
。另外，随机部分的参数估计结果表明，截距和斜率都存在学校水平的显著差异。工作满意度、内在动机和离职倾向第一水平残差分别为：1.0709,0.6175和2.0593。
表2 教师工作压力对教师工作满意度、内在动机和离职倾向影响参数估计结果
因变量 自变量
固定部分
估计值 标准误 T值
工作满意度 截距
5.537 0.061
91.022***
工作压力 -0.0590.037-1.658
内在动机截距6.3780.041156.502***
工作压力 -0.0550.027-2.062*
离职倾向截距2.0770.06930.238***
工作压力
0.4750.055 8.613***
在模型1中加入教师自我效能及其与工作压力的交互作用（模型2），结果见表3。
从表3的结果可看出，教师自我效能对工作压力与工作满意度
间的关系有显著的调节作用，自我效能高的教师，工作压力对工作满意度和内在动机带来的负面影响较小；自我效能高的教师工作压力对离职倾向的影响也较弱，但这一调节作用没有达到显著水平
。
表3 教师自我效能对工作压力与因变量间关系的调节作用参数估计结果
变量 估计值 标准误T值
工作满意度
截距5.506 0.064 86.573***
自我效能0.277 0.057 4.827***
工作压力-0.0200.042 -0.486
工作压力×自我效能 0.058 0.025 2.329*
截距6.376 0.035184.533***
自我效能0.293 0.0358.460***
工作压力-0.0290.023-1.285
工作压力×自我效能
0.0490.0232.139*
截距 2.0580.06830.058***
自我效能-0.2020.052-3.903***
工作压力 0.4620.0568.242***
工作压力×自我效能 -0.0440.064-0.691
水平1随机部分参数估计结果表明，在考虑了教师自我效能的调节作用后，教师工作满意度、内在动机、离职倾向的第一水平残差分别减小到0.9641，0.5380和1.9366；说明教师自我效能及其与工作压力的交互作用分别解释了第一水平变异的9.97%，12.87%和5.96%。截距和工作压力对因变量影响的斜率对应的第二水平随机部分的参数估计结果见表5（第2列和第5列），可以看出，截距和斜率均存在学校水平的差异。
表4 教师集体效能对工作压力和工作满意度间关系的调节作用参数估计结果
变量
估计值 标准误
T值
工作满意度
截距1：集体效能0.585
0.1853.164**
斜率2：集体效能0.051
0.1730.296
截距1：集体效能 0.354
0.0625.702**
斜率2：集体效能 0.207
0.0862.407*
截距1：集体效能-0.125
0.140-0.894
斜率2：集体效能-0.225
0.088-2.557*
注：1表示教师集体效能对第一水平随机截距的影响；
2表示教师集体效能对第一水平压力对因变量随机斜率的影响。
从结果可看出，学校教师集体效能越高，学校教师整体上的工作满意度
，集体效能高的学校，工作压力对内在动机的负面影响较弱；教师集体效能对工作压力与离职倾向间的关系也有显著调节作用
，集体效能高的学校，教师工作压力对离职倾向的影响较小。在考虑了第二水平预测变量教师集体效能的影响后，第二水平随机残差的估计结果见表5（第3和第6列）。教师集体效能对学校间教师工作满意度、内在动机和离职倾向平均水平差异的解释率分别为：20.22%，31.85%和5.26%；集体效能可解释学校间工作压力对工作满意度、内在动机和离职倾向影响差异的8.82%，14.29%和12.50%。
4 讨论
本研究主要就教师自我效能和集体效能对压力作用的调节进行了分析。研究得到预期的结果，基本上支持了我们的假设，通过实证研究的方法说明了教师自我效能以及教师集体效能在职业压力研究领域的重要性。
通过对个体水平模型的分析，可以看出，个体之间自我效能对工作压力与工作满意度、内在动机之间的关系有显著调节作用，自我效能高的教师工作压力带来的负面影响相对较弱，这一结论与以往研究的结论相同[4]，也进一步强调了关于职业压力的研究应该基于能够描述个体差异的模型上进行分析的方法[17]。这一结论可以用Leiter[10]等的压力应对策略来解释，自我效能高的教师在面对工作压力时，倾向于采用较积极的应对策略，倾向于有较乐观的态度应对面临的压力，而自我效能低的人，在压力面前常常表现为担心或焦虑，从而自我效能高的教师工作压力所带来的负面影响较小。但是本研究并没有进一步就自我效能与压力应对的关系进行探讨，所以有关这一问题的解释也仅限于理论上的分析，有关教师自我效能对教师工作压力调节作用的原因有待进一步探讨。
学校背景影响模型分析结果表明，个体受所在团体总特征的影响，集体效能高的学校，工作压力带来的负面影响较小。这一结果可以用环境对压力的影响来解释，在教师集体效能高的学校，教师间可以通过更多的合作和帮助，分担教师个体面临的压力，从而，当教师个体面临较大压力时，更容易从小组其他成员那里得到支持，从而使压力的负面影响减小[11]。这与以往关于学校组织环境对个体作用的假设一致，集体效能作为组织环境特征，对压力所起作用有一定的调节作用，高效能的学校，工作压力带来的负面影响较小。
表5 教师集体效能对学校之间截距和斜率差异的解释
注：1.模型中没有第二水平预测变量时第二水平残差；2.加入第二水平预测变量后第二水平的残差。
本研究用多水平分析方法将学校水平特征变量——教师集体效能的影响进行分析，这一分析技术正确考虑了变量之间的关系，合理解释了集体效能与自我效能在理论上的区别。是本研究与以往研究相比的一大特点，但是本研究仍然存在以下几方面的缺陷：(1)本研究仅以小学教师为研究对象，就得到的结论进一步推广加之有待进一步研究；(2)所抽取的样本容量较小，使得统计检验力较小。