○陈永鸿 邱闻一 孙玉梅
职业教育在整个教育体系与就业进程中有着极为重大的影响，为社会经济的发展培育出大量优秀的技术技能型人才。2021 年3 月颁布的《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》，明确指出应当推动职业教育综合水平的增长，发展优质职业院校与专业；
同年10 月颁布的《关于推动现代职业教育高质量发展的意见》，则将职业教育推向高质量、高水平发展的新征程，为新阶段的职业教育现代化建立明确发展目标，职业教育高质量发展必然成为新时代教育体系发展的重要方向［1］。
高职学院是引领现代化职业教育发展与实现应用型人才培养的重要载体［2］，高职学生作为其中重要的参与者与教育教学活动的主体［3］，却普遍出现厌学、不愿学习，甚至根本不学习的情况［4］。此情形不仅会直接影响人才培养的质量，还势必会对职业教育健康持续发展产生负面的效应，由此，提升高职学生学习意愿理应成为探讨职业教育发展的主要议题。
那么，如何促进高职学生的学习意愿？相关研究表明，个体满意度是衡量个体行为意愿的重要指标，满意程度的高低会对个体继续行使该行为的意愿产生影响［5］。因此，高职学生对学习状况的满意程度，会直接影响其自身的学习意愿，所以，提高高职学生对学习的满意度就显得尤为重要。现有研究重点是基于宏观与微观层面进行分析。在宏观层面，主要集中于理论探索［6］［7］，着重研究高职学生满意度的内涵、满意度提升策略。在微观层面，重点围绕高职学生满意度调查［8］［9］［10］、满意度指标体系构建［11］［12］和满意度影响因素［13］［14］［15］［16］三方面进行。首先，在满意度调查、满意度指标体系构建研究中，研究涉及的指标选取大部分侧重于专业设置、教师教育教学、学校办学管理和学习状况等；
其次，在满意度影响因素研究中，Jorge 构建高职院校学生满意度模型，通过实证研究得出服务教学质量、学习成果、就业能力、形象和感知价值是影响学生满意度的关键因素［13］；
Hassan 研究发现高职院校服务质量和院校形象会影响学生满意度［14］；
杨院则将影响学生满意度的因素归为学校规章制度、教师教学、人际关系和硬件资源［15］。从研究涉及的影响因素来看，主要聚焦在院校因素、教学内容与质量等单一方面。
现有研究从不同角度对高职学生学习满意度进行探讨，但还存在三方面的研究局限性：第一，高等教育中学生学习满意度研究较为丰富，但缺少职业教育背景下学生满意度研究［13］。第二，忽略了教师的领导行为。学生的学习行为与满意度，是个体自身与外部条件互动的结果，例如院校支持［17］。其中，教师作为引导学生掌握知识和技能的主导者，其领导行为在此过程中起着关键的作用。第三，缺少学生个体心理因素的引入。
基于上述研究局限，本文将学生学业自我效能感引入高职学生学习满意度研究，揭示高职院校教师领导行为对学生学习满意度的内在影响机制，对提高高职学生学习满意度、促进其学习意愿、保障职业教育高质量的持续发展具有重要的理论意义与实践价值。
领导行为是领导者为达到预期目标而采用的特定的行为风格，其中变革型领导行为和交易型领导行为是当前国内外领导行为理论研究的热点［18］［19］［20］。1978 年，Burns 率先提出了变革型领导，提出该领导行为依靠较高理想激发动能，刺激下属全面参与工作［21］。随后Bass 将变革型领导定义为领导者通过理想化的影响力（魅力）、愿景激励、智力刺激或个性化关怀建立与下属相互信任的氛围，鼓励下属深刻认知工作的关键性，使得下属为组织超脱自身利益，最终实现乃至于超出原本的预期目标［22］。在学校领域中，变革型领导行为是教师通过与学生建立相互信任的课堂氛围，激发学生高层次需要，使其明白学习的重要意义，促使学生全身心投入学习中，达到甚至超过教师原来所期望的目标。
实证研究证明，变革型领导是个体满意度的有效预测变量［23］。Carmen 指出变革型领导作为一种情感性的领导行为，会极大程度地影响追随者的态度和行为，并且对于行为满意度具有显著正向作用［24］。同时，Jung 提出体育教师的变革型领导行为能够有效提升学生学习满意度［25］。因此，变革型领导作为一种关注个体动机和需求的领导风格，可以通过强调学生赋权来提高满意度。综上分析，提出以下假设：
H1 教师变革型领导行为正向促进学生满意度。
交易型领导，即与下属为实现利益而开展资源交换［26］。领导者明确下属角色和工作方向，采取奖励的形式，向下属澄清需要做什么才能得到奖励，通过满足下属的需求来促使其努力工作；
同时，当下属没有完成相应的工作时，则采取对应的惩罚措施［21］。可见，交易型领导是一种奖惩分明的领导行为，引申到学校组织情境中，教师明确学生的职责与学习目标，通过物质、情感等奖赏或惩罚的方式来领导学生。
Cross 指出员工工作满意度的主要因素包括薪水和晋升［27］，而交易型领导的本质致使个体期待回报（或避免惩罚）［28］。这种为个体设置期望和目标并在完成目标后提供奖励的行为，在某种意义上可以提升个体满意度。同样，教师在学生达到学习目标后，及时给予相应的有形物质（成绩、奖状）奖励或精神层面（称赞、表扬）激励的交易型领导行为，在一定程度上可以提高学生学习的满意度。此外，不少研究表明，交易型领导有利于调动个体的积极性，从而产生积极的态度与行为，如满意度［29］、责任感［30］和创新行为［31］。综上分析，提出以下假设：
H2 教师交易型领导行为正向促进学生满意度。
结合前述分析可得出，两类领导和满意度有相应关联。然而，有学者指出，交易型领导这类基于“资源交换”的行为更大程度上属于满足个体较低层次需求，不利于后期积极性的保持［32］，因此交易型领导与满意度之间还应存在某些中介因素发挥效应。另外，变革型领导是如何影响个体的态度（满意度），也需要进一步研究论证［33］。
自我效能感即个体认定自身可完成特定任务具备能力之信念，学业自我效能感即对完成特定学习任务具备的自信或者信念［34］。隋杨等人证实，变革型领导行为有利于个体产生积极的心理资本［35］，体现在自我决策、自我效能等方面［36］。而且四大维度，对于个体自信的增长有相应的积极影响。具体而言，教师魅力让感受到教师魅力的学生自主产生模仿教师的行为，在此过程中体验到的积极情感会影响学生心理状态，尤其是自信心的提升［37］；
愿景激励则是教师向学生描述光明前景并指明实现目标的途径，让学生看到未来的希望，调动学生的能动性和提高其自信心［38］。此外，智力刺激与个性化关怀同样能够起到帮助学生解决问题的作用［39］，从而使学生增加了完成任务的信心和信念。结合该分析可得出，变革型领导行为有助于激发学业自我效能。同样，交易型领导行为与自我效能之间也存在着正向关系。Randolph 指出交易型领导行为这种基于资源公平交换的管理风格可以激发成员的工作积极性，由此可以增强自身心理授权感［40］，提升自我效能感。在学校组织情境中，当学生完成任务或达到目标后，教师及时给予激励的这种交易型领导行为，能满足学生的预期期待，起到提升学生自信心和积极性的作用，从而激发出更高的自我效能感。综上分析，提出以下假设：
H3 教师变革型领导行为正向促进学业自我效能感；
H4 教师交易型领导行为正向促进学业自我效能感。
Arnold 提出个体效能和满意有紧密关联［41］，效能感较高的个体，通常会有偏高的满意度。同时，成媛等指出学生学业自我效能感是预测学生学习状态的主要因素，学业自我效能感越高，则满意度越高［42］。
综上所述可知，教师变革型领导行为和交易型领导行为有利于增强学生完成学习任务的自信心和胜任感，学生为此更愿意投入学习的时间就会越多，进而学习成绩越好，对学习的满意度也相应提高。由此可知，变革型领导行为和交易型领导行为能有效激发学生的学习满意度。综上分析，提出以下假设：
H5 学业自我效能感在变革型领导和满意度之间起中介作用；
H6 学业自我效能感在交易型领导和满意度之间起中介作用。
基于上述假设，构建的理论模型如图1 所示。
图1 理论模型
本研究以云南省高职院校在读学生为研究对象，对云南交通运输职业学院、云南工程职业学院、云南理工职业学院和云南城市建设职业学院四所高职院校采用随机抽样方式通过问卷星平台进行在线调查，总计发放数量为729 份，确认有效数量为586 份，有效率80.38%。有效样本中，男生432 人（74.72%），女生154 人（26.28%）；
一年级235 人（40.1%），二年级231 人（39.42%），三年级120 人（20.48%）；
在年龄结构中，18 岁以下2 人（0.34%），18—20 岁418 人（71.33%），21—23 岁166 人（28.33%）。
教师变革型领导量表：该部分量表设计过程中，参照Bass 所设计的MLQ 量表完成量表的设计工作［43］，最终整理得出其中包含了智力激发、愿景激励、领导魅力以及个性化关怀四大基本维度，结合本研究实际进行修订，共计12 个题项，如“老师常常能使我们用新角度去思考问题解决”。该量表的设计过程中，应用李克特法进行测定，选择1 分意味着对于该题项的态度是“非常不同意”，选择5 分则意味着对于该题项的态度是“非常同意”。
教师交易型领导量表：在该部分量表设计过程中，参照Bass 所设计的MLQ 量表中完成量表的设计工作［44］，最终整理得出其中包含了权变奖励、例外管理2 个维度，结合本研究实际进行修订，共计6 个题项，如“如果我们想从学习中得到奖励，老师会告诉我们要做什么”。该量表的设计过程中，应用李克特法进行测定，选择1 分意味着对于该题项的态度是“非常不同意”，选择5 分则意味着对于该题项的态度是“非常同意”。
学业自我效能感：参照Pintrich 等设计的量表［44］［45］，最终整理得出其主要有学习能力、行为两大基本维度，结合本研究实际进行修订，共计22个题项，如“我相信自己有能力在学习上取得好成绩”。该量表的设计过程中，应用李克特法进行测定，选择1 分意味着对于该题项的态度是“非常不同意”，选择5 分则意味着对于该题项的态度是“非常同意”。
学习满意度：参考胡元林编订的学习满意度量表［46］，结合本研究实际进行修订，共计3 个题项，如“学校所学满足自身发展需求”。该量表的设计中，应用李克特法进行测定，选择1 分意味着对于该题项的态度是“非常不同意”，选择5 分则意味着对于该题项的态度是“非常同意”。
采用SPSS 软件进行信效度分析。变革型领导总量表Cronbach’sα 系数为0.961，各维度量表Cronbach’sα 系数均大于0.8，证明该量表信度较高。其次，变革型领导总量表KMO 值为0.953，Barelett 球形检验卡方值6951.669，显著性水平为0.000＜0.001，在探索性因子分析中累计方差贡献率85.541%，具有良好的效度。
交易型领导总量表Cronbach’sα 系数为0.900，各维度量表Cronbach’sα 系数均大于0.8，证明该量表信度较高。其次，交易型领导总量表KMO 值为0.906，Barelett 球形检验卡方值2201.360，显著性水平为0.000＜0.001，在探索性因子分析中累计方差贡献率79.178%，具有良好的效度。
学业自我效能感总量表系数0.947，各维度都超过0.8，证明信度较高。其次，交易型领导总量表KMO值为0.962，Barelett 球形检验卡方值10429.575，显著性水平为0.000＜0.001，在探索性因子分析中累计方差贡献率65.120%，具有良好的效度。
学习满意度总量表系数0.912，证明信度较高。其次，交易型领导总量表KMO 值为0.747，Barelett 球形检验卡方值1265.422，显著性水平为0.000＜0.001，在探索性因子分析中累计方差贡献率85.447%，具有良好的效度。
采用SPSS 软件进行描述性与相关性分析，变革型领导、交易型领导、学业自我效能感和学习满意度各变量间平均数、标准差以及相关性见表1。其中，描述性统计分析显示，各变量均值得分较高；
相关性结果显示变革型领导与学业自我效能感（r=0.636，p＜0.001）、学习满意度（r=0.595，p＜0.001）显著正相关；
交易型领导与学业自我效能感（r=0.717，p＜0.001）、学习满意度（r=0.600，p＜0.001）显著正相关；
学业自我效能感与学习满意（r=0.645，p＜0.001）显著正相关，变量间相关性分析结果初步验证了研究假设。
表1 描述性与相关性分析结果
采用SPSS 软件进行线性回归分析检验直接效应。首先，检验变革型领导对学习满意度的影响，分析结果见表2。选择性别、年龄和年级为控制变量，变革型领导正向显著影响学业自我效能（β=0.588，P＜0.001）和学习满意度（β=0.655，P＜0.001），且通过R2可知，变革型领导对学业自我效能和学习满意度的解释度分别为43.6%和36.9%，模型解释度较高，研究假设1 和假设3 得到支持。学业自我效能感正向显著影响学习满意度（β=0.760，P＜0.001），且通过R2可知，学业自我效能对学习满意度的解释度为42.1%，模型解释度较高，由此间接表明，变革型领导和学习满意度之间存在中介变量。
表2 变革型领导对学习满意度的影响
其次，检验交易型领导对学习满意度的影响，分析结果见表3。在控制了性别、年龄和年级变量后，交易型领导正向显著影响学业自我效能（β=0.654，P＜0.001）和学习满意度（β=0.646，P＜0.001），且通过R2可知，交易型领导对学业自我效能和学习满意度的解释度分别为53.8%和36.8%，模型解释度较高，研究假设2 和假设4 得到支持。学业自我效能感对学习满意度的正向显著影响也间接表明，交易型领导和学习满意度之间存在中介变量。
运用Process 插件开展中介效应检验。选定变革型领导作为分析中的自变量，学习满意度作为分析中的因变量，交易型领导作为分析中的控制变量，检验学业自我效能感在变革型领导和学习满意度间的中介效果，结果见表4，学业自我效能在变革型领导和学习满意度之间效应值为0.070，95% CI 的具体数据是［0.018，0.121］，未含有0，意味着学业自我效能产生了部分中介效应，即假设5 获得支持。选定交易型领导作为分析中的自变量，学习满意度作为分析之中的因变量，变革型领导作为分析中的控制变量，检验学业自我效能感在交易型领导和学习满意度间的中介效果，结果见表5，学业自我效能在交易型领导和学习满意度之间效应值为0.271，95% CI 的具体数据是［0.179，0.328］，不含0，即学业自我效能有完全中介，假设6 获得支持。
表4 学业自我效能感在变革型领导与学习满意度间的中介检验
表5 学业自我效能感在交型领导与学习满意度间的中介检验
研究结果证实，变革型领导行为对学生学习满意度存在显著正向的直接作用（β=0.655，P＜0.001），即学生感受到教师的魅力以及关怀等越多，对学习的满意度也相应增加；
交易型领导行为对学生学习满意度存在显著正向的直接作用（β=0.646，P＜0.001），即学生感受到教师的交易型领导行为越多，对学习的满意度也相应增加，从直接效应结果显示，在排除性别、年龄和年级这些控制变量后，变革型和交易型领导进行对比，变革型领导可以更好地促进学习满意度。这与徐长江［47］、Jung［48］等的观点一致，两种领导行为都能促进个体满意度，但产生的效能有所不同，变革型领导对学生满意度的影响要高于交易型领导。针对此研究结果，提示教师要重视领导力作用，也要关注领导行为之间的差异。
研究结果证实，变革型领导行为对学业自我效能感存在显著正向的直接作用（β=0.588，P＜0.001），且学业自我效能感在变革型领导和学习满意度之间产生中介效应，效应值为0.070。交易型领导行为对学业自我效能感存在显著正向的直接作用（β=0.588，P＜0.001），且学业自我效能感在交易型领导和学习满意度之间产生中介效应，效应值为0.271。研究结果表明，除领导风格外，个体的学业自我效能感也影响着满意度的提升，并且学业自我效能感在交易型领导与满意度之间产生的效应大于变革型领导，由此揭示了变革型领导和交易型领导对学习满意度的作用路径。
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