西部地區(qū)義務教育階段教師主觀幸福感的影響機制研究

宋 萑, 吳雨宸

(1.北京師范大學 教師教育研究中心，北京 100875；2. 青海省人民政府-北京師范大學 高原科學與可持續(xù)發(fā)展研究院，西寧 810008)

一、研究問題與假設提出

近十年來，教師主觀幸福感日益成為教育政策制定者、實踐者與研究者所關注的核心議題。教師主觀幸福感是教師自我報告的工作生活經歷和對其工作生活質量的評估[1]，作為教師生活實際樣態(tài)的典型概括，其不僅深刻影響教師從教質量，間接抑或直接作用于學生的社會情感適應與學業(yè)成就[2]，更在一定程度上決定個體教師的留任意愿與整體教師隊伍的穩(wěn)定性[1-3]，成為教師隊伍建設不可忽視的關鍵因素。因此，教師主觀幸福感可被視作教育質量提升的重要前提與保障力量。中國義務教育區(qū)域發(fā)展不平衡、不充分的問題較為突出，西部地區(qū)整體教育基礎薄弱，與東部相比存在較明顯差距，“仍是我國義務教育均衡發(fā)展的‘硬骨頭’”[4]，亟待更均衡、更優(yōu)質的發(fā)展。面對西部地區(qū)相對艱巨的教育發(fā)展任務，探討教師主觀幸福感的影響因素及其作用機制更具必要性與現(xiàn)實意義——能夠為提升教師主觀幸福感水平，進而提高教師隊伍質量及穩(wěn)定性指引方向；促使教師安心從教，更好地扎根西部大地，以推動西部地區(qū)教育發(fā)展。綜合考慮經濟水平、教育質量、生態(tài)環(huán)境與地域人文特征等多維要素，本研究在位于西部地區(qū)既具典型性又有代表性的青海省展開。

過往研究已揭示系列影響教師主觀幸福感的因素，大致可以總結為個體特征與工作相關特征。其中，學校組織環(huán)境的改進被認為是切實可行且持續(xù)有效的[5]，有利于探索提升教師主觀幸福感的具體路徑。青海省地處青藏高原，自然環(huán)境較為惡劣，經濟發(fā)展相對滯后。為促進青海省義務教育發(fā)展，在加大政策傾斜力度、提升教師物質待遇的同時，更需注重從學校組織環(huán)境入手，為教師提供支持安心從教的發(fā)展性的學校氛圍。同時，特殊的區(qū)位條件與社會歷史背景等也造就了青海省多元民族文化特點，多民族教師合作共融、信任互助的關系對教師工作生活體驗與專業(yè)發(fā)展尤為重要?；谶^往研究結論與研究場域的情境特征，本研究希望探討同儕支持和教師主觀幸福感之間的關系，從而揭示影響教師主觀幸福感可能的因素路徑。

同儕支持是指教師之間相互尊重、相互關懷、相互支持彼此的學習與發(fā)展[6]。實質上，工作要求-資源模型(Job Demands-Resources Model，以下簡稱“JD-R模型”)從學校工作特征要素的角度，為我們理解同儕支持的影響機制提供了適切的理論框架。在過去的15年中，JD-R模型已成為世界范圍內探究員工幸福感、應對方式與績效的最流行框架之一，它將工作條件分為工作需求和工作資源兩類[7]。工作資源往往被視作影響員工幸福感的關鍵因素之一，包括組織資源(如薪酬、晉升潛力、參與決策等)、社會資源(如來自同事、主管和家庭的支持以及團隊氛圍)和任務相關資源(如任務身份、任務重要性、績效反饋、技能多樣性)[7]。其中，同儕支持已被證實是一種重要的工作資源，有助于提升教師工作滿意度和教師幸福感[8-9]。在Zhu等人對中國教師學校文化、教師組織承諾和幸福感關系的研究中發(fā)現(xiàn)，教師之間的正式關系與合作能夠顯著正向預測教師幸福感[10]?；谏鲜隼碚撆c已有研究，提出假設1：

H1 同儕支持有助于提升教師主觀幸福感。

隨著JD-R模型的發(fā)展，個體資源(personal resource)逐漸被引入模型。Xanthopoulou等人整合了JD-R模型與資源保存理論(Conservation of Resources Theory，以下簡稱“COR理論”)，將COR理論強調的資源積累效應——即一種資源往往會促使另一種資源的產生，應用在JD-R模型中，首次探討了個體資源(包括自我效能感、基于組織的自尊和樂觀)在JD-R模型中的作用機制，發(fā)現(xiàn)工作資源可以激活個體的個人資源，進而導致積極的心理和組織結果[11]。近年，愈來愈多國內外研究持續(xù)論證不同形式的個體資源在JD-R模型中的作用，如效能感、自我監(jiān)控、心理健康、心理韌性等。

在教師研究中，教學效能感和復原力是兩個備受關注的、影響教師主觀幸福感的個體資源。教師教學效能感指教師教學知識和技能的掌握以及對自我教學效果的認識與評價，是教師自我效能感的重要組成。已有研究證實了教師教學效能感的增強對教師幸福感的提升有重要作用[12-13]。同儕支持和教師教學效能感之間也具有緊密聯(lián)系。Tschannen-Moran等人發(fā)現(xiàn)，教師將通過評估特定教學情境中的資源和約束條件對效能作出判斷[14]。在Shachar和Shmuelevitz的研究中，當教師合作以改進教學時，他們更有可能相信自己有能力提高學生的學習成績[15]。教師復原力(resilience，又譯作心理韌性、抗逆力等)指教師面對教育教學的壓力、挑戰(zhàn)或者逆境時所表現(xiàn)出來的一種動態(tài)的積極適應過程[16]。已有研究表明，教師復原力能夠提升教師幸福感，如Klusmann等人對德國2003年PISA數據的研究發(fā)現(xiàn)，高韌性高投入和高韌性低投入教師的幸福感要大于低韌性低投入和低韌性高投入的教師[17]。復原力本身受到個體與情境多種因素的動態(tài)影響，情境層面包括教師工作環(huán)境中的系列保護性因素，如學校領導的支持、學校同事的信任與支持等[16,18]。根據上述討論，提出假設2、假設3：

H2 教師教學效能感在同儕支持與教師主觀幸福感之間起到顯著的中介作用

H3 教師復原力在同儕支持與教師主觀幸福感之間起到顯著的中介作用。

COR理論強調，部分個體資源，如自尊、自我效能和樂觀等，它們之間高度相關[19]，通常一起出現(xiàn)，可被視作“共同旅行者”(co-travellers)[20]，形成“資源大篷車”(resource caravans)。例如，自我效能感高的人傾向于到達更高水平的樂觀程度。又如，Hakanen等人發(fā)現(xiàn)，在工作資源、工作投入、個人主動性以及工作單位創(chuàng)新之間呈現(xiàn)出鏈鎖式增益過程[21]。因此，為進一步解釋工作資源激勵效應的潛在心理機制，值得繼續(xù)思考的是，在工作資源對個體資源影響的基礎上，不同的個體資源之間存在何種關系？

在本研究中，效能感與復原力都是積極的個體特征，二者密切相關，但也有所區(qū)分。在社會認知理論的視角下，自我效能感為復原力的形成提供了動機基礎[22]。積極組織行為理論認為，復原力的提升很大程度上取決于一個人的自我效能水平?！皼]有什么比復原力和效能之間的關系更明顯了”，自我效能與發(fā)展的開放性和對自己能力的信心有關，從而導致復原力積極主動地注重過程的發(fā)展[23]。已有研究嘗試闡釋自我效能與復原力之間的關系，認為自我效能感高的個體不僅認為他們的工作有意義和價值，而且在面對挑戰(zhàn)時保持彈性并采取問題聚焦的應對策略[24]。Day等人更是強調，當教師日常關系的本質反映支持、愛和安全感的存在，則會加強人們的自我效能感、積極情緒和情緒調節(jié)能力等，這在一定程度上促進復原力的提升[25]?；谙嚓P理論與過往研究中的論述，我們在理論上推斷教師的教學效能感和教師復原力這兩個中介變量將會組成一對鏈式中介，在同儕支持與主觀幸福感間發(fā)生作用，相應提出假設4：

H4 教師的“教學效能感→復原力”這對組合在教師文化與教師主觀幸福感之間起到顯著的鏈式中介作用。

根據以上四個假設形成的模型如圖1所示。

圖1 同儕支持和教師主觀幸福感關系的路徑模擬示意圖

二、研究方法

(一)研究對象

本研究采用分層抽樣和隨機抽樣相結合的方法，通過問卷星向青海省8市州抽取2 254名義務教育階段教師，最后回收有效問卷1 623份，有效回收率為72%。教師的性別分布方面，男教師516人(31.8%)，女教師1 107人(68.2%)；民族方面，漢族教師569人(35.1%)，藏族教師655人(40.4%)，其他民族教師399人(24.6%)，包括回族、土族等，人數分布不均；學段分布方面，小學教師740人(45.6%)，初中教師883人(54.4%)；教齡分布方面，328位(20.2%)教師的教齡在5年及以下，242位(14.9%)教師的教齡為6—10年，526位(32.4%)教師的教齡為11—20年，458位(28.2%)教師的教齡為21—30年，69位(4.3%)教師的教齡在30年以上。

(二)研究工具

采用北京師范大學教師教育研究中心青海省教師專業(yè)發(fā)展課題組編制的《青海省教師專業(yè)發(fā)展調查問卷》作為本研究的研究工具，包含以下四個分量表。

1.同儕支持

同儕支持量表參考OECD 2013年TALIS教師問卷中關于教師合作與支持的部分題項進行編制，對同儕支持進行測量。量表包含5個題目，例如“本校教師能共享有關學校教育和學習的信息”等。計分方式為1—6計分，得分越高，代表同儕支持水平越高。量表的內部一致性Cronbach’s α系數為0.923，具有良好的信度。

2.教師教學效能感

采用OECD 2013年TALIS教師問卷中教學效能感部分，基于試測數據的分析結果，刪減部分題目后修訂形成“教師教學效能感”量表，測量教師教學知識和技能的掌握以及對自我教學效果的認識與評價。量表包含4個題目，例如“我會根據學生的水平和特點選擇合適的教學策略施教”等。計分方式為1—6計分，得分越高，代表教師教學效能感越強。量表的內部一致性Cronbach’s α系數為0.804，具有良好的信度。

3.教師復原力

教師復原力量表由Luthans等人編制的心理資本量表(PsyCap Questionnaire)中的復原力部分改編[26]，測量教師面對挑戰(zhàn)或逆境時所表現(xiàn)出來的堅韌性與積極適應。量表包含6個題目，例如“當工作遇到挫折時，我會往好的方面想”等。計分方式為1—6計分，得分越高，代表教師復原力水平越高。量表的內部一致性Cronbach’s α系數為0.904，具有良好的信度。

4.教師主觀幸福感

教師主觀幸福感量表參考OECD 2013年TALIS教師問卷中的部分題項進行編制，以測量教師自我報告的工作生活經歷和對其工作生活質量的評估。量表包含5個題目，涉及工作滿意度和情緒體驗等內容，例如“我感受到自己對工作的付出得到了應有的回報”等。計分方式為1—6計分，得分越高，代表教師主觀幸福感越強。量表的內部一致性Cronbach’s α系數為0.830，具有良好的信度。

(三)統(tǒng)計分析方法

采用SPSS24.0和Mplus8.3對數據進行分析處理，具體分為兩個階段。第一階段，運用SPSS24.0進行數據管理與基礎統(tǒng)計。第二階段，利用Mplus8.3對全部樣本數據進行潛變量結構方程建模，驗證同儕支持、教師教學效能感、復原力與主觀幸福感之間的關系，并通過Bootstrap自助抽樣法對教師教學效能感和復原力的中介效應進行檢驗。

三、研究結果

(一)各變量描述性統(tǒng)計與相關分析

同儕支持、教師教學效能感、教師復原力和教師主觀幸福感的描述性統(tǒng)計與相關分析結果如表1所示。在相關關系上，同儕支持、教師復原力與教師主觀幸福感彼此之間都呈現(xiàn)出顯著的正相關關系(p<0.001)，且達到了較高的相關程度(相關系數大于0.5)。這三個變量與教師教學效能感之間的相關性也在0.001的水平上顯著，但相關系數則相對較小。為進一步考察四個變量之間具體的關系路徑，下一步建立結構方程模型進行分析，并對教師教學效能感與教師復原力的中介作用進行檢驗。

表1 各變量描述性統(tǒng)計與相關分析

(二)結構方程模型及其路徑系數估計

對同儕支持、教學效能感、教師復原力和教師主觀幸福感四個測量模型的收斂效度和區(qū)別效度進行估計，結果如表 2 所示。Hair等人認為，收斂效度可以由各變量的因子載荷、平均方差萃取量(AVE)、組合信度(CR)來衡量，要求標準化因子載荷應該在0.5以上并達到顯著性水平，組合信度(CR)大于0.7，平均方差萃取量(AVE)大于0.5。區(qū)別效度則通過比較平均方差萃取量(AVE)與變量間相關系數的平方來判斷[27]。表 2 結果顯示，各變量的因子載荷范圍、組合信度(CR)和平均方差萃取量(AVE)均達到上述標準，表明四個測量模型均具有較好的收斂效度。同時，四個變量的平均方差萃取量均大于其與其他變量間的相關系數的平方，說明四個測量模型具有較好的區(qū)別效度。

表2 調查問卷的收斂效度和區(qū)別效度

當峰度和偏度的絕對值分別小于7和2時，數據基本可接受為正態(tài)分布，采用極大似然法(Maximum Likelihood，ML)估計是可接受的[28]。由表3可知，本研究數據的峰度和偏度絕對值均分別小于7和2。

表3 偏態(tài)和峰態(tài)系數表

進一步，利用Mplus軟件，通過極大似然法對以同儕支持為自變量，以教師主觀幸福感為因變量，以教師教學效能感和教師復原力為中介變量構成的結構方程模型進行估計。擬合結果顯示(見表4)，χ2值為1 091.030，自由度為164，χ2/df=6.653。為校正自由度對卡方的影響，常采用χ2/df來評價模型擬合，一般將2—5作為模型可接受的范圍。但侯杰泰認為，χ2/df較為敏感，樣本容量影響χ2值及其檢驗結果，因此，不能僅憑卡方檢驗是否顯著與χ2/df的大小說明結構方程模型的擬合情況[29]。由表4可知，該模型其他主要的擬合指標數值均在建議值范圍內(CFI>0.9，TLI>0.9，RMSEA<0.08，SRMR<0.05)，說明該結構方程模型是可接受的，具有較好的擬合度。

表4 結構方程模型的擬合指數

具體的，該結構方程模型中各條路徑的標準化系數如圖2所示。同儕支持對教師教學效能感(β= 0.361，p<0.001)、教師復原力(β= 0.425，p<0.001)和教師主觀幸福感(β= 0.247，p<0.001)均存在顯著的正向預測作用。教師教學效能感能夠顯著正向預測教師復原力(β=0.379，p<0.001)和教師主觀幸福感(β=0.074，p<0.05)。教師復原力對主觀幸福感具有正向預測作用，且在0.001水平上顯著(β= 0.555，p<0.001)。

圖2 同儕支持對教師主觀幸福感影響的路徑圖

(三)中介效應檢驗

在上述結果基礎上，采用偏差校正百分位Bootstrap法進一步對教師教學效能感和教師復原力在同儕支持與教師主觀幸福感之間的中介效應進行檢驗。Mackinnon等人認為，相較于Sobel檢驗法，偏差校正的百分位Bootstrap法提供了更為準確的置信區(qū)間估計[30]。因此，本研究設置Bootstrap自助抽樣5 000次，對教師教學效能感和復原力的中介效應值及其95%置信區(qū)間進行估計，當置信區(qū)間不包含0值時表明中介效應在達到統(tǒng)計上的顯著性，反之包含0值時則為不顯著，結果如表5所示。

表5 同儕支持對主觀幸福感的直接效應、間接效應與總效應

結果顯示(見表5)，同儕支持對教師主觀幸福感具有顯著的直接效應，效應值為0.226(p<0.001)，效應量為42.24%，假設1得到驗證。教師教學效能和教師復原力的總中介效應為0.310，效應量為57.94%，Bootstrap 95%置信區(qū)間為[0.266, 0.364]，置信區(qū)間不包含0值，教師教學效能和教師復原力在同儕支持和教師主觀幸福感之間中介效應顯著。具體的，三組特定中介效應檢驗結果為：“同儕支持→教學效能感→主觀幸福感”中介效應值為0.024(p<0.01)，效應量為4.49%，95%置信區(qū)間為[0.005,0.052]；“同儕支持→復原力→主觀幸福感”中介效應值為0.216(p<0.001)，效應量為40.37%，95%置信區(qū)間為[0.176,0.263]；“同儕支持→教學效能感→復原力→主觀幸福感”中介效應值為0.069(p<0.001)，效應量為12.90%，95%置信區(qū)間為[0.053,0.091]。三條中介效應的Bootstrap 95%置信區(qū)間均不包含0值，中介效應顯著，假設2、假設3和假設4均得到驗證。在三條中介路徑中，教師復原力的影響最大(占總中介效應的69.68%)，教學效能感和復原力的影響次之(占總中介效應的22.26%)，教學效能感的影響最小(占總中介效應的7.74%)，教師復原力是同儕支持對教師主觀幸福感影響路徑中的重要變量。

四、討 論

(一)同儕支持對教師主觀幸福感的影響路徑

教師主觀幸福感對于個體教師的持續(xù)發(fā)展與整體教育系統(tǒng)的穩(wěn)定運轉至關重要，教師對日常工作生活的感受與對工作生活質量的滿意程度將影響他們的教育教學實踐、留任意愿以及學生的學業(yè)成就、身心健康成長。在地理、經濟、社會、歷史等多種原因的共同作用下，青海省集西部地區(qū)、民族地區(qū)、欠發(fā)達地區(qū)的特點于一身，教育發(fā)展工作存在的短板較多、面臨的困難較大。為推進教育現(xiàn)代化進程，青海省于2018年發(fā)布《青海省人民政府關于全面深化新時代教師隊伍建設改革的實施意見》，明確指出要建設“新時代扎根高原、富有理想、充滿情懷、德才兼?zhèn)洹⒁I青海教育改革發(fā)展的高素質專業(yè)化創(chuàng)新型教師隊伍”。在此情境中討論教師主觀幸福感及其作用機制，源自場域的特殊性，更為推動教師隊伍建設以及促進教師根植青海、潛心育人提供可能路徑，是推動青海省教育現(xiàn)代化發(fā)展的撬點問題。

為探討如何提升青海省義務教育階段教師的主觀幸福感，本研究著眼于同儕支持是否影響以及如何影響教師主觀幸福感這個問題。一方面，研究證實了同儕支持對教師主觀幸福感具有顯著正向預測作用，直接影響的效應量較大，這與過往研究的結果基本一致。同儕支持對教師主觀幸福感的影響體現(xiàn)在多個方面，教師群體內部支持性的、同儕互助的氛圍不僅能夠使教師擺脫孤立狀態(tài)，在他們面對來自工作的挑戰(zhàn)時獲得向外求援的途徑；同時，教師間分享各自觀點、提出建議不是為區(qū)分高低，而是真誠地為彼此提供切實的幫助，為教師提供安全的心理氛圍。

另一方面，同儕支持能夠通過教師教學效能感和教師復原力間接影響教師主觀幸福感。這一發(fā)現(xiàn)與JD-R模型的假設一致，工作資源的存在將會激活個體資源(如效能、復原力等)，而個體資源在實現(xiàn)目標、防止威脅、刺激個人成長和發(fā)展三個方面發(fā)揮作用，這種積極的自我評價與工作幸福感的各個方面(如工作滿意度)密切相關[11]。此過程也可被視為資源的獲取與累積，即一種資源增益螺旋，初始工作資源的獲取激活、強化教師教學效能和教師復原力兩種個體資源，且個體資源之間也存在增益效應，通過鏈鎖式過程最終影響教師的主觀幸福感。

西部地區(qū)是多民族地區(qū)，以青海省為例，青海是西北民族走廊的重要節(jié)點，是中原儒家文化與西北佛教文化、伊斯蘭教文化相互碰撞交融的地區(qū)[31]，不同民族及其文化在地緣性相遇中交往、交流。在學校中，教師作為一種人際互動密集的職業(yè)，其主要互動對象之一便是周圍的同事。教師雖具有統(tǒng)一的職業(yè)專業(yè)性特征的規(guī)約，但來自不同民族的教師個體在思維方式、心理特征與行為方式等層面仍可能呈現(xiàn)出一定差異[32]，所以在多民族地區(qū)學校，同儕支持對于教師隊伍穩(wěn)定、教師個人發(fā)展與留任都非常重要，進而也會對教師工作生活滿意程度產生影響。因此，于西部地區(qū)而言，同儕支持在推動教師專業(yè)發(fā)展、教育質量提升的進程中尤顯關鍵。面對較為艱苦的自然生態(tài)環(huán)境、相對繁重的教育發(fā)展任務等壓力，教師所感知的同儕支持水平較高，代表的是良好的團隊氛圍，可以激活教師的個體資源(如效能感和復原力)，為教師個體提供心理支持，也能使教師形成合力以應挑戰(zhàn)。

(二)教師復原力的關鍵作用

在本研究中，同儕支持對教學效能感和復原力都具有顯著的正向預測力。一方面，同儕支持與教學效能感的來源有著密切聯(lián)系。教師通過分享、交流與合作獲得其他教師成功的教學經驗，這種替代性經驗作為一種專業(yè)層面的支持可以提高教師教學效能感。同時，同事以支持和反饋形式提供的資源也可以被視作一種言語說服[33]，在支持性氛圍中，教師更愿意相信自己擁有完成某項教學任務、達到教學目標的能力。另一方面，同事之間相互信任、相互扶持能夠為教師提供心理支援，為教師創(chuàng)設良好的、安全的心理環(huán)境，更好地克服逆境中的困難或在逆境發(fā)生后重新恢復平衡。

但是，教學效能感和教師復原力在對教師主觀幸福感的預測作用上則呈現(xiàn)出較大的差異。雖然“教師教學效能感”“教師復原力”和“教學效能感→復原力”這對組合在同儕支持與教師主觀幸福感間均起到顯著的中介作用，但從研究結果上看，它們的效應量不同：通過教師復原力的影響最大，通過“教學效能感→復原力”的影響次之，教師教學效能感的影響最小，只占總中介效應的7.74%。可見，教師復原力在同儕支持對教師主觀幸福感的影響機制中發(fā)揮著關鍵作用，是提升教師主觀幸福感重要因素。

從概念上看，效能感和復原力均是積極的個體特征，都是一個人面對困難時堅持的能力，在個體追求工作的價值與意義的過程中均發(fā)揮著重要的作用。但是，它們也是相互獨立的、不同的心理資源。效能感以目標為導向，是個體相信自己能夠完成任務的信念，而復原力指向適應變化與承受挑戰(zhàn)的堅韌性。Hsu等人在理論上對它們的順序關系進行分析并指出，盡管自我效能感能激勵人們在工作過程中付出努力，但這并不一定能取得積極的成果，因為即使是做瑣碎的工作，也經常會出現(xiàn)許多小障礙[34]，這正是在經受挫折甚至是失敗的結果后，復原力發(fā)揮作用的時候。對于青海省教師而言，即使教師確信自身對教學知識和技能的掌握水平較高，且能夠達到良好的教學效果，他們仍然需要投身于實際的教育教學過程中真正地去實踐，并回應現(xiàn)實中來自不同層面的挑戰(zhàn)與壓力。在青海省的情境脈絡中，受到高原自然環(huán)境、社會環(huán)境、教育基礎等多方面的限制，教師擁有在教學過程中克服困難、應對各種不確定性情境、適應挑戰(zhàn)的能力或許更為重要。復原力幫助教師收集、選擇和使用資源，現(xiàn)實地評估境況，在困難、逆境中找尋意義與價值，起到調整心理狀態(tài)、管理壓力等作用，幫助教師全情投入教學，最終促進教師對自身的工作生活體驗作出積極的判斷與評價。

對效能感與復原力的區(qū)分與聯(lián)結為鏈式中介發(fā)揮影響的內在機制提供了解釋。已有學者提出，效能感與復原力的關鍵聯(lián)結在于效能感為“重新崛起”提供了動機基礎[35]，由自我效能感激活的情感、動機和行為機制有助于提升個人適應和靈活應對各種情況的能力，這正是復原力的核心[36]。無論是在認知或是行為上，效能感都是對能力感知和對情境控制感的關鍵，而對控制和能力的感知可以促使人主動適應環(huán)境[22]。同時，效能感也可被視為在挑戰(zhàn)、逆境中堅持下去的先決條件。效能感對人類行動質量的影響通過認知、動機、情緒等自我調節(jié)過程發(fā)揮作用，影響人們以樂觀或悲觀的思維行事、以自我增能或自我貶抑的方式行事。個體越是相信自己能夠有效處理問題、控制和影響周圍的環(huán)境，就越有可能將挑戰(zhàn)或挫折視為一種學習經歷，并因此繼續(xù)努力。當同儕支持作為一種支持性條件使得教師個體師更加相信自己有能力達到期望的教育教學目標時，這種自我信念內在地驅動其在復雜的教育情境中保持堅韌、樂觀，以積極的思維方式和行動方式予以回應，進而影響教師個體對工作生活意義的理解與對工作生活質量的滿意度。

五、結 語

青海省是中國西部地區(qū)的重要省區(qū)，考慮到其獨特的地理人文特征，本研究關注同儕支持是否影響以及如何影響教師主觀幸福感。結果顯示，同儕支持不僅對教師主觀幸福感的提升有直接的、積極的作用，還能夠通過激活、強化教師教學效能和復原力這兩種個體資源，以鏈鎖式的增益過程影響教師的主觀幸福感。同時，教師復原力在同儕支持對教師主觀幸福感的作用機制上發(fā)揮著關鍵作用。因此，促進學校教師間的相互支持、對話合作，創(chuàng)設一種關系融洽的、同儕互助的環(huán)境，直接關乎教師福祉，關乎教師是否能夠持續(xù)地學習、成長與發(fā)展，而這需要政策制定者、學校領導與教師等一致努力。尤其在多民族地區(qū)學校場域中，更需要教師在彼此的聯(lián)系中相互接受、包容、認同，形成多元共存的學校氛圍。

本研究也存在一定局限性，如研究方法主要以問卷調查的方式收集數據，此類橫截面數據在現(xiàn)有結果下無法作出可靠的因果推斷，并且時間也是理解資源如何“行動”(act)的重要維度[37]，未來可以嘗試通過追蹤調查增強研究結果的可信度。同時，本研究所討論的個體資源，仍以效能感、復原力這一類心理層面的資源為主，未來可以進一步關注不同類型的資源，如COR理論中的條件性資源、能源性資源等，對它們如何發(fā)生相互作用及最終影響幸福感進行探究。