1 问题提出

教师教学自主是教师专业自主的关键要素(Pearson & Moomaw, 2006; Philippou, Kontovourki, & Theodorou, 2014; 贾汇亮, 2014)。教学自主在教师专业发展中发挥关键作用(Pearson & Hall, 1993)。当前，学校行政化的决策管理模式却使得广大一线教师在课程制定与开发过程中缺乏决定权。在教学实践中，教师受到严格的教学评价(Smaller, 2015; Wermke & Höstfält, 2014)。教师需要依照教研部门的指示“完善”自己的课程，在这一过程中，教师缺乏独立自主的思考，仅仅成了盲目的追随者(Oberfield, 2016; Wang & Zhang, 2014)。当教师处于被“他主”的境地，教师自主没有发展的空间时，又何谈教师进一步的专业发展；当教师踏入校门时便“找不着自己”(黎婉勤, 2010)的时候，又何谈教师对学校管理的满意与教师的自我实现呢？本研究着眼于教师教学自主，探究教师教学自主与教师满意度之间的关系。

当下实证研究中对于教师教学自主的研究主要集中在两个方向(苏尚锋, 2007)，一是从管理学视角将教学自主视作教师控制和支配自己所教课程和教学情境的权力，即教学自主权；二是从心理学视角将教师教学自主视作是教师的一种内部动机，即教学自主性(姚计海, 申继亮, 2010)。教学自主权是管理者在教学工作中给予教师对教学活动中诸如教学内容、教学进度、教学方法、教学流程等要素的独立和自由控制的权力(Runhaar, Konermann, & Sanders, 2013; Ulas & Aksu, 2015)。教学自主性是教师基于自我的信念、价值取向，在教学活动中排除外界因素影响，发自内心指向教学活动，促使自身积极调节和控制教学活动的心理特征，它是激发教师主动开展并维持教学活动的内部动机，有助于教师自发、主动并有意识地进行教学相关活动(姚计海, 2014)。

二者是教师教学自主的一体两面，前者指向的是教师的权力，后者指向的是教师的动机。教学自主权代表着教师对教学活动的支配性(Erss, Kalmus, & Autio, 2016)，而教学自主性则代表着教师对教学活动的主观能动性。对于教师而言，在教学上的话语权意味着专业性被承认(Erss et al., 2016; Pearson & Moomaw, 2005; White, 1992)，也意味着上级对自己的信任与尊重。教师在教学计划安排、教学评价标准等决策的参与过程中，教师出于自身利益的考量会在决策中对相应的工作要求作出调整，使之更为匹配教师的能力与志趣(Morgado & Sousa, 2010; White, 1992)。这也能够为教师的课堂教学争取更多的资源与空间，进而促使课堂教学的有效开展。这些都有助于教师对于教学的内在动机与教学自主性的提升。Oberfield (2016)指出，在规训与重压之下，教师只会失去捍卫自身专业自主权的意识与能力，进而循规蹈矩。只有外部管理者给予教师主导教学活动的机会，教师才会有机会在实践中形成自主意识，增进自主能力(Xu, 2015)，要不然，已有的自主性也会被消磨。可见，学校管理赋予教师教学自主权是激发其教学自主性的前提。基于此，提出H1：教学自主权能够显著正向预测教学自主性。

工作满意度是员工从工作本身或工作经验中所获得的积极情绪状态(Locke, 1976)。教师工作满意度的结构主要有两类取向，一类强调工作满意度的多维结构，由教师对工作中不同方面的满意度组成，如教师对薪酬、人际关系的满意度等；另一类认为工作满意度是单维结构，是教师对工作与工作的不同方面的情感与认知的综合体(Hinic, Grubor, & Brulic, 2016; Einar & Skaalvik, 2011)。教师工作满意度对教师的组织公民行为、额外努力付出、学生的学业成就等具有积极作用(Banerjee, Stearns, Moller, & Mickelson, 2017; Kurland & Hasson-Gilad, 2015; Nasra & Heilbrunn, 2015)。

根据教师工作的边界可以将影响教师工作满意度的因素分为三类，教学活动带给教师的内在激励，独立于教学但嵌套于学校内部的其他因素，学校外的其他因素(Dinham & Scott, 1998)。教学所给予教师的内在激励与实际的教学活动相关联。在教学活动中，教师能够与学生互动，在见证学生学习与成长的过程中体会到成就感(Skaalvik & Skaalvik, 2011)。在Skaalvik和Skaalvik (2011)看来，教学本身给予教师的内在激励是教师工作满意度的核心要素。学校内部因素则包括教师与同事之间的关系、学校领导者的领导方式、学校内事务的时间安排等。学校外部因素包括学校所面临的教育改革背景、外部教育评价，教师地位变化等。教师教学自主权是教师专业权力需要在学校管理与教学活动上的共同体现，表征的是教师在教学情境中专业权力需要的满足程度。当教师感受到权力需求被满足，自己的专业性被承认(Erss et al., 2016; Pearson & Moomaw, 2005; White, 1992)，教师也会对工作与学校管理表现出更高水平的满意度。

Conley和Levinson (1993)指出，通过优化学校内部的传统权力关系，更大程度地尊重教师的知识与技能，能够促使教师对工作更为满意。穆洪华, 胡咏梅, 和刘红云(2016)基于中国基础教育质量检测区域项目调查也表明，教师自主发展机会、教师专业发展支持、民主决策等能够显著影响教师工作满意度。还有研究指出自主权有助于提高教师的积极心理体验(Erss et al., 2016; Runhaar et al., 2013; E. M. Skaalvik & Skaalvik, 2014)，注重授予自主权的支持性管理措施比控制导向的管理措施更能激发教师的动机，并改善教师与管理者的关系(Scudella, 2015)。基于此，提出H2：教学自主权与教师工作满意度显著正相关。

自我决定理论指出个体有自主性动机与控制动机，自主性动机指的是个体行为出于自身意愿与价值，它有助于个体积极情绪的发展(Deci & Ryan, 2000; Gagne & Deci, 2005)。教学自主性是自主性动机的一种，它反映了教师在工作中的自我投入。随着教学自主程度的提高，受到外部控制越少，教师将更倾向于将教学视作是展示自己能力的渠道，这将激发教师的教学动机与热情。这些也意味着教学自主性对教师工作满意度有显著正向预测作用。

授权过程理论同时也指出，授权是领导者将对组织资源的控制权分享给下属，进而满足下属权力需求，最终实现对下属激励的过程(Conger & Kanungo, 1988)。在授权过程理论看来，权力需要的满足最终会促使个体主动表现并维持与任务完成相关的行为(Conger & Kanungo, 1988)，即教学自主权的满足会促使教师表现出指向教学任务的内部动机与行为。教学自主性是教师工作的内在动力，教学自主性的提高有助于教师选择更恰当的教学方式，获得更高的工作绩效(姚计海，申继亮, 2010)，这将促使教师产生更高的工作满意度。员工的自主性越高，其工作投入越高(王永丽, 邓静怡, 何熟珍, 2009)，职业认同也越高(罗杰, 周瑗, 陈维, 潘运, 赵守盈, 2014)。Nie, Chua, Yeung, Ryan和Chan (2015)研究也发现，教师内部动机在自主支持感与工作满意度之间发挥中介作用。结合前文中所提到的教师教学自主性对教师工作满意度的显著正向预测作用，提出H3：教学自主性在教学自主权与教师工作满意度之间发挥着中介作用。

2 研究方法 2.1 被试

本研究选取北京、河北、宁夏、广东等地24所中小学共1223名教师作为被试，各学校教师集体填写问卷并现场回收。剔除无效问卷300份，剩余923份为有效问卷(比率为75.5%)。其中，女教师688名，男教师219名；教师平均年龄为32.2，标准差为7.45；平均教龄为11.37，标准差为7.53；学历为中专的教师为34名，占3.8%，大专为340名，占37.8%，本科为519名，占57.7%，硕士为6名，占0.7%。其中小学教师537名，初中教师202名，高中教师157名。

2.2 研究工具 2.2.1 教学自主权量表

在姚计海和申继亮(2007)翻译修订的教学自主权量量表的基础上，结合量表原作者Pearson和Moomaw (2006)的修订稿，从一般教学自主权中选取载荷较高的4个题项，从课程自主权中分别选取载荷较高的3个题目，合计7题项，对教学自主权进行测量。采用里克特5点记分，从1“非常不同意”到5“非常同意”。经选取，一般教学自主权分量表有4个题目，即“我可以根据学生特点选择教学方法与策略”“我可以自由地确定课堂教学方法”“课堂教学的时间安排是由我控制的”“整体来看，我的教学受外界控制太多”(R)，本研究中该维度克隆巴赫α系数为0.68；课程自主权分量表有3个题目，即“上课所教的内容或技能是由我选择决定的”“我的教学目标是由我自己决定的”“关于教学，我很少有权选择教什么和怎么教”(R)，本研究中该维度的克隆巴赫α系数为0.76。整个量表克隆巴赫(系数为0.76。

在原量表结构中，一般教学自主权与课程自主权是相互独立的维度，没有形成二阶因素。但是，通过验证性因素分析构建两因素模型，发现一般教学自主权与课程自主权两者之间相关系数为0.90，大于0.85。并且，基于平均变异数(AVE)萃取法，发现一般教学自主权(AVE= 0.35)与课程自主权(AVE= 0.32)的AVE均小于二者相关系数平方0.81(Fornell & Larcker, 1981)。因此，一般教学自主权与课程自主权的区分效度不足。结合二者相关系数大于0.85，本研究将教学自主权视作是单维构念。在对两因素模型(χ²(12)= 35.68^**，AIC= 15296.90，BIC= 15407.94，CLI= 0.98，TLI= 0.97，RMSEA= 0.046)与一因素模型(χ²(13)= 43.13^**，AIC= 15302.36，BIC= 15408.56，CLI= 0.98，TLI= 0.97，RMSEA= 0.050)比较中发现一因素模型与两因素模型之间不存在显著差异(ΔAIC= 5.46 < 10，ΔBIC= 0.62 < 10)。因此，在本研究中将教学自主权视为单维构念。

2.2.2 教学自主性量表

采用姚计海和申继亮(2010)编制的教学自主性量表，在该量表包含7个子维度，含32个题目。样题为“我的教学有明确的目标”(目的性，克隆巴赫α系数是0.83)；“教学是一件让我感到非常愉快的事情”(自发性，克隆巴赫α系数是0.84)；“帮助学生更好地发展是我的教学职责”(责任性，克隆巴赫α系数是0.75)；“能自己处理好的教学工作就一定自己处理”(独立性，克隆巴赫α系数是0.63)；“我完全有能力胜任我的教学工作”(胜任性，克隆巴赫α系数是0.83)；“我经常思考自己教学的优势与不足”(自省性，克隆巴赫α系数是0.84)；“如果教学方法不合适，我就及时改进、更新”(自控性，克隆巴赫α系数是0.80)。本问卷采取采用李克特4点量表，从1“非常不同意”到4“非常同意”，该量表的克隆巴赫α系数为0.96。

2.2.3 教师工作满意度问卷

本研究结合针对中小学教师的实际调研，基于以往教师工作满意度的维度及问卷编制，主要参考冯伯麟(1996)编制的工作满意度问卷。Wanous和Lawler (1972)指出工作满意度各维度之间可能相互独立，比如教师对收入的满意度与教师对组织管理的满意度之间相关程度并不高。因此本研究主要探讨教师对于领导与组织管理、人际关系两个方面的工作满意度，将它们分别作为独立变量纳入结构方程模型。其中，教师对领导与组织管理的满意度(7题目)、教师对人际关系满意度(4题目)两维度共11个题目。样题为“在学校中，我对上级领导对下属意见或建议的重视程度”(对领导与组织管理的满意度)；“在学校中，我对教师之间的关系”(对人际关系的满意度)。该量表采用里克特五点计分，从1“非常不满意”到5“非常满意”。教师对领导与组织管理的满意度的克隆巴赫α系数为0.95，教师对人际关系的满意度的克隆巴赫α系数为0.88，整个量表的克隆巴赫α系数为0.95。

2.3 问卷区分效度检验及共同方法偏差检验

使用Mplus7.4对自变量(教学自主权)、中介变量(教学自主性)、结果变量(教师对领导与组织管理的满意度、教师对人际关系的满意度)这4个潜变量的因子结构进行验证性因素分析，并采取最大似然估计(ML)进行参数估计，对缺失值采取全息极大似然估计(FML)进行处理。

如表 1所示，四因子模型各项拟合指标都达到优秀标准(温忠麟, 侯杰泰, 马什赫伯特, 2004)。由于假设模型与零模型以及四个备择模型之间并不存在嵌套关系，因此采取AIC、BIC与其他拟合指标结合的方式进行竞争模型比较，AIC、BIC系数小的，模型拟合更好(王济川, 王小倩, 姜宝法, 2011)。结果发现，四因子模型模型拟合情况显著优于其它备择模型, 这表明教学自主权、教学自主性、教师对领导与组织管理的满意度、教师对人际关系的满意度四个概念确实属于不同构念，本问卷具有良好的结构效度

由于本研究的多个量表由同一被试作答，可能存在同源性偏差，因此进行共同方法偏差检验。在假设检验前，采取了Harman单因素CFA检验，来检验研究中的共同方法偏差的严重程度(Podsakoff, MacKenzie, & Podsakoff, 2012)。如表 1中单因子模型所示，当所有标志在同一个公因子上进行拟合时，拟合指标为χ²(1173)= 12547.97^**，df= 1173，CFI= 0.62 TLI= 0.60，RMSEA= 0.103，SRMR= 0.126，所有指标都远离临界值。五因子模型的拟合指标显著优于单因子模型。因此共同方法变异不会对后续的假设验证造成影响。

3 研究结果 3.1 描述统计

探究“教学自主性在教学自主权与教师工作满意度之间是否发挥中介作用”的前提是，确定教学自主权是否对教师工作满意度有显著预测作用。从表 2可以发现，教学自主权与两种教师工作满意度都是显著正相关，教学自主性与教学自主权显著正相关，教学自主性与两种满意度之间也显著正相关。

3.2 教学自主权与工作满意度的关系：教学自主性的中介作用

本研究基于温忠麟, 张雷, 侯杰泰和刘红云(2004)所提出的中介效应检验流程，采取结构方程模型，应用逐步检验与Bootstrap法检验中介作用。从表 3中可以发现，在控制了性别(γ= -0.13^**)、教龄(γ= 0.10^**)、学历(γ= 0.10^**)的情况下，教学自主权对教学自主性起着显著正向预测作用(γ= 0.77^**)(R²= 0.62^**)，假设H1得到支持。在控制了性别(γ= -0.36^**)、教龄(γ= 0.00)、学历(γ= -0.14^**)的情况下，教学自主权对教师对领导与管理的满意度起着显著正向预测作用(γ= -0.29^**)(R²= 0.09^**)。在控制性别(γ= -0.32^**)、教龄(γ= -0.00)、学历(γ= -0.18^**)的情况下，教学自主权对教师对人际关系的满意度起着正向预测作用(γ= -0.25^**)(R²= 0.07^**)。假设H2证实。

当纳入中介变量(教学自主性)后，构建以教学自主性作为中介变量，性别、教龄、学历为控制变量的部分中介效应模型，见图 1(图中隐去测量模型)(χ²= 3831.86^**，df= 1300，χ²/df= 2.95 < 3，CFI= 0.91，TLI= 0.90，RMSEA= 0.049，SRMR= 0.053)。部分中介效应模型显示，教学自主权对于教师对领导与组织管理的满意度(γ= 0.02)和人际关系的满意度(γ= 0.03)的预测作用变为不显著，而教学自主性对两者的预测作用显著(γ= 0.29^**，γ= 0.23^**)。

基于Bootstrap的抽样结果(抽样次数为1000)也显示，教师的教学自主权通过教学自主性对教师对领导与组织管理的满意度发挥正向预测作用(间接效应= 0.23，S.E.= 0.06，95%的矫正后的置信区间为[0.10，0.35]，不包括0)，教师教学自主权对教师对领导与组织管理的满意度的直接预测作用不显著(直接效应= 0.02，S.E.= 0.09，95%的矫正后的置信区间为[-0.14，0.21]，包括0)，中介效应占总效应比例为92.00%；教师的教学自主权通过教学自主性对教师对人际关系的满意度发挥正向预测作用(间接效应= 0.18，S.E.= 0.06，95%的矫正后的置信区间为[0.05，0.30]，不包括0)，教师教学自主权对教师对人际关系的满意度的直接预测作用不显著(直接效应= 0.03，S.E.= 0.09，95%的矫正后的置信区间为[-0.14，0.20]，包括0)，中介效应占总效应比例为85.71%。上述结果表明，教师教学自主性在教学自主权与教师工作满意度之间发挥着完全中介作用。假设H3证实。

4 讨论

当前，部分研究者与教育管理者意识到教师自主的重要性，但是在研究与实践过程中仍更多强调教师自主的外在价值，即教师自主对于教学质量的改进、学校开支、教学效率等的影响，而忽视了教师自主所带来的最重要的，也是最必要的是对教师内在价值的满足(林成堂，江玲, 2011)。这可能是一种本末倒置。

教师并不是学生的附庸，教师也有自身的发展需要，教师发展的核心目的是为了满足教师自我实现的需要。因此，对于教师自主的探讨不应该仅仅局限于教师自主的外在价值，即教师自主的工具性，而应该更多的关注教师自主对于教师自身的价值，而这在本文中体现为教师的工作满意度与教学自主性。本研究基于学校情境与教师专业特点，梳理了教师教学自主的外在结构(教学自主权)与内在结构(教学自主性)与教师工作满意度之间的关系，发现教学自主权与教学自主性均能够对教师工作满意度产生正向预测作用，并且，教师教学自主性在教学自主权与教师工作满意度之间发挥着完全中介作用。

授权过程理论指出，从因果机制上来看，授权应该被视作是权力由组织内的领导者或管理者分享给下属的过程(Conger & Kanungo, 1988)。在这一过程中，权力被理解为对于组织内部资源的形式化的控制(Conger & Kanungo, 1988)。教学自主权意味着教师对教学要素的支配与调控(罗茜, 李洪玉, & 何一粟, 2012)。区别于学校内其他形式的权力(如行政权力等)，教学自主权更为关注教师的专业权威的实现。Pearson和Moomaw (2005)的研究也发现，教学自主权与教师对专业性的感知程度有着显著正相关。只有教师有权力参与他们认为能够体现教师专业性的决策，教师才会真正感受到自身专业性得到了尊重，正如White (1992)指出，让教师参与没有专业基础的学校预算制定，反而会降低教师对于工作的主动性。本研究发现，教学自主权对于强化教学自主性有着重要作用，这也表明对于教师专业权威的承认有助于提升教师工作的内在动机。

因为，在学校中教师的教学自主权是通过学校组织管理措施所确定的，所以，教师的工作满意度的一个重要方面是教师对于领导与管理方式的组织管理的满意度。当以往对教师进行规训、控制的管理者变得尊重教师的专业性的时候，教师出于社会交换，也会倾向于与周围同事、管理者形成更为融洽的人际关系(Scudella, 2015)。Wilson (1993)指出具有更高自主权的教师，更容易与同事形成开放和谐的关系。Ai和Nie (2014)研究也发现，教师对于管理者授权行为的感知能够显著正向预测教师的专业认同、组织承诺与工作满意度。本研究结果也支持了这一观点，给予教师教学自主权是强化教师对于组织管理与人际关系满意度的重要方式。

同时，授权过程理论指出权力的分享只不过是实现需求满足与动机激发的一种方式，授权应该被视作是一种动机结构，是组织内个体对于控制与影响别人的内在动因(Conger & Kanungo, 1988; Spreitzer, 1995)。自我决定理论也指出，个体自主性是个体行为的内在动力(Deci & Ryan, 2000; Gagne & Deci, 2005)。相比于教学自主权所表征的教师对教学活动的支配性(Erss et al., 2016)而言，教学自主性则代表着教师对教学活动的主动性或内在动力。教师教学自主权发挥作用必须借助教学自主性的影响。对教师专业发展而言，教学自主权意味着在现有组织情境下，“我能发展”。而“我能发展”仅仅代表的是一种可能性。可能性要转化为现实，需要借助教师的教学自主性，这意味着“我要发展”。教学自主性的提高常常伴随着更为恰当的教学方式，更高的工作绩效(姚计海，申继亮, 2010)。教师在受到内部信念或兴趣等的激发下，形成明确的教学目标，且能够胜任相应的教学活动，并在活动中依照教学活动结果进行自我反馈与调整，才能将学校层面赋予教师的教学自主权转化为工作绩效与工作满意度。而教师在拥有教学自主权之后，如果没有后续的自我规划、自我管理、自我反馈、自我调节(罗茜等, 2012)，那么教师将无法将教学自主权转化为教学质量。因此，教师所感受到的教学自主权，可以通过激发教师内在教学自主性，转化为教师工作满意度。这种转化过程又是紧紧围绕课程与教学而展开的。

整体而言，通过建构“教学自主权→教学自主性→教师工作满意度”的中介模型，一方面探讨了教师教学自主的各个方面——组织结构层面教师教学自主权与个体心理层面教师教学自主性之间的相互作用机制；另一方面，也通过教师工作满意度的引入，揭示了教师教学自主对教师工作满意度的影响机制——学校组织层面对于教师专业性的授权是通过影响教师内在的教学自主性，最终起到提高教师对领导与组织管理满意度、教师对人际关系满意度的作用。这一结果丰富了教师自主对于教师工作满意度的影响的研究，并进一步细化教师教学自主的内部作用机制。从实践角度，本研究细化了教师教学自主，也为学校管理决策的细化奠定理论基础，学校可以在更能够体现教师专业性的领域对教师授权，通过提高教师专业自主权，进一步提高教师对组织管理与人际关系的满意度。其次，教学自主性所发挥的完全中介作用也显示，管理者不应该仅仅局限于形式上的管理措施，如权力分享、参与决策等，而更应该关注教师自身动机的变化情况。

本研究不足之处：第一，本研究采取的是横断面研究，难以确定教师的教学自主权、教学自主性与工作满意度之间的因果关系，因此，需要进一步采取纵向研究，对变量之间的因果关系加以探讨。第二，本研究中的教师工作满意度仅涉及教师对领导与组织管理的满意度与教师对人际关系的满意度，而教师工作满意度有着多维复杂结构，其中还有对教师职业社会地位的满意度、对教师收入的满意度等，本研究所得出的教学自主权与教学自主性与教师工作满意度(对领导与组织管理、对人际关系)的关系未必能够推广到其他教师工作满意度中，因此有待后续研究的跟进。第三，数据均是经由自我报告法收集，虽然经过共同方法偏差检验，但是，未来研究中可以采取多种方法，如他评等，收集数据，避免同源性偏差。第四，本研究并未考虑学科对于“教学自主”的影响。在中国，相较于语文、数学等主科，或许美术、心理等辅助性的课程中教师有着更大的自主权。对于这些学科的教师而言，教学自主的内在机制与教学自主对教师工作满意的影响可能也会有所不同，建议后续研究对不同学科情境下的教学自主加以关注。

5 结论

(1) 教师的教学自主权、教学自主性、对领导与组织管理的满意度和对人际关系的满意度之间均呈现显著正相关。

(2) 教学自主性在教师教学自主权与教师工作满意度(对领导与组织管理和对人际关系)之间发挥完全中介作用。