小學班主任工作滿意度現(xiàn)狀及其影響因素實證研究-以鄭州市268所小學為例

小學班主任工作滿意度現(xiàn)狀

及其影響因素實證研究

——以鄭州市268所小學為例①［（要］班主任是學校的中堅力量，他們對工作的滿意度是其對工作綜合條件的主觀感受，調查研究班主任的工作滿意度狀況及其影響因素，可以為增強教師職業(yè)吸引力、健全教師身心發(fā)展、提升教育教學質量提供決策參考。本研究利用中國基礎教育區(qū)域質量監(jiān)測項目大規(guī)模隨機抽樣調查數據，選取2017年鄭州市小學班主任為研究對象，旨在探索鄭州市小學班主任工作滿意度現(xiàn)狀、影響因素以及各影響因素對班主任工作滿意度變異的貢獻率。結果表明：（1）鄭州市小學班主任工作滿意度整體狀況良好，領導與管理滿意度最高，付出與回報合理性滿意度最低；（2）班主任工作滿意度在班主任人口統(tǒng)計學變量上的差異不大,Shapley值分解結果表明，班主任人口統(tǒng)計學變量對班主任工作滿意度變異的貢獻率相對較小，而教齡和職稱的貢獻率相對較大；（3）班主任主觀感知變量是影響班主任工作滿意度的重要因素，其中民主決策對班主任工作滿意度變異的貢獻最大，學校認同感次之。'關鍵詞］小學班主任；工作滿意度;影響因素;Shapley分解—、弓I言中小學班主任不僅承擔著重要的教學任務,還要負責班級和學生管理事務,特別是在小學低年級階段，班主任還要對全班學生的生活進行悉心照顧。筆者曾在某小學實習，該校師資數量短缺，多數班主任承擔了兩門學科的教學任務，課間操、午飯、課后一小時都需要班主任親歷親為，班主任幾乎全天都是在班級中度過。長此以往，會導致班主任對工作的消極情緒增加，不僅影響個人的工作積極性，更會將消極情緒傳遞給學）。班主任是學校的中堅力量，他們對工作的滿意度是其對工作綜合條件的主觀感受，調查研究班主任工作滿意度及其影響因素可以為增強教師職業(yè)吸引力提供決策參考E，也能夠為健全教師身心發(fā)展、促進教育教學質量提供有價值的信息。二、文獻回顧教師工作滿意度是指“教師對其工作與所從事職業(yè)，以及工作條件與狀況的一種總體的、帶有情緒色彩的感受與看法叩。對工作滿意度的研究始于Hoppock（1935）的經典研究，他提出工作滿意度是從心理和生理兩個層面對工作環(huán)境的主觀反映。自此，工作滿意度這一概念受到管理學、組織行為學、心理學等學科領域的廣泛關注,研究對象也涉及到各行各業(yè)。在國內外，對教師工作滿意度的研究非常多，但是將重點研究對象放在教師群體中的班主任群體的研究不多。潘云華（2017）基于中國教育追蹤數據探討了初中班主任工作滿意度的影響因素，研究發(fā)現(xiàn)職稱、婚姻、人際關系、單位性質顯著影響著初中班主任的工作滿意度。楊玲、李明軍（2009）!3］在研究中,將是否擔任班主任納入計量模型，研究發(fā)現(xiàn)對教師工作滿意度并無顯著影響。李維（2017）!4］也得出了類似的結論。但是筆者認為，對于中小學班主任而言，既要承擔教學任務，又要參與行政工作，其滿意度現(xiàn)狀應尤其受到關注。當前對班主任工作滿意度的測量和影響因素研究主要是借鑒教師工作滿意度的研究。（一）教師工作滿意度的測量在我國，陳云英、孫紹邦（1994）較早地開展了教師工作滿意度研究，并編制了教師工作滿意度量表，將教師工作滿意度分為工作性質、物理條件、薪水、進修提升、人際關系、領導管理六個維度。他們的研究發(fā)現(xiàn)，教師對工作性質、人際關系等內在因素的滿意度較高，而對薪水、領導管理、進修提升及物理條件這些外在因素的滿意度較低。馮伯麟（1996）n將教師工作滿意度的因素確定為自我實現(xiàn)（7個題項）、工作強度（5個題項）、工資收入（5個題項）、領導關系（5個題項）、同事關系（4個題項）五個維度,研究發(fā)現(xiàn)教師對工資收入、工作強度方面的滿意度較低，對自我實現(xiàn)方面的滿意度較高。胡詠梅（2007）同對已有研究進行總結，認為多數關于教師工作滿意度的結構因素包括社會及技術環(huán)境因素、自我實現(xiàn)因素、被人承認因素］在其自編的教師工作滿意度量表中主要涉及教師工作強度、自我實現(xiàn)、領導與管理、人際關系、工資收入、發(fā)展環(huán)境等幾個方面。與馮伯麟的研究結果不同的是，胡詠梅在研究中發(fā)現(xiàn)教師對學校的發(fā)展環(huán)境及自我實現(xiàn)的滿意度較低。徐志勇、趙志紅（2012）?借鑒吳明?。?009）的“教師社會支持與工作滿意度關系調查問卷”，編制了教師工作滿意度，分為內在滿意度（6個題項）和外在滿意度（4個題項），其中內在滿意度指工作本身如發(fā)展機會、穩(wěn)定性、成就感等帶給教師的滿意度，外在滿意度指工作負荷、薪酬、福利待遇、辦公條件等帶給教師的滿意度，結果表明北京市小學教師的外在滿意度較低。綜上所述，關于教師工作滿意度的測量多樣，主要可以分為兩類:一類是通過測量教師的職業(yè)態(tài)度來反映教師工作滿意度的整體情況，這種測量方法往往是將教師工作滿意度合成為一個總體指標，不分別討論不同方面的維度;另一類是研究者根據自己的需要確定維度，依據已有的較為成熟的工作滿意度問卷，研發(fā)調查工具。已有調查工具對教師工作滿意度維度的劃分，主要包括對教師職業(yè)本身、學校制度文化環(huán)境、工資收入、人際關系、自我實現(xiàn)等方面的滿意度］（二）教師工作滿意度的影響因素縱觀國內外關于教師工作滿意度的影響因素研究，可以將影響教師工作滿意度的因素分為教師人口統(tǒng)計學變量、學?？陀^條件變量和教師主觀感知變量。對教師人口統(tǒng)計學變量的研究，往往是通過差異性檢驗探索不同特征的教師群體的工作滿意度的差異，或者將其作為解釋變量納入計量模型。關于教師工作滿意度的性別差異研究,不同學者針對不同的研究對象，采用不同的研究工具得出了不同的結果,穆洪華、胡詠梅、劉紅云（2016）兇在研究中發(fā)現(xiàn)教師滿意度存在性別差異，女教師高于男教師,而馮伯麟（1996）則發(fā)現(xiàn)男教師的工作滿意度高于女教師,胡詠梅（2007）,SkaalvikEM,SkaalvikS（2009）%9',徐志勇、趙志紅（2012）等學者則發(fā)現(xiàn)性別因素對教師工作滿意度不存在顯著影響。陳純槿（2017）%1。'對城市教師和鄉(xiāng)村教師樣本分別建立回歸模型,研究發(fā)現(xiàn)在城市學校,女教師和男教師的職業(yè)滿意度不存在顯著差異,而在鄉(xiāng)村,女教師職業(yè)滿意度顯著高于男教師。關于教齡對教師工作滿意度的影響，不同研究者也得出了不同的結論，張忠山（2000）%11'、趙必華（2011）%12'等學者認為青年教師面臨較大的工作和生活壓力，因此工作滿意度較低；但是也有研究得出不同的結論，李維（2017）在研究中發(fā)現(xiàn)教齡對教師的工作滿意度有顯著的負向影響，胡詠梅（2007）、徐志勇、趙志紅（2012）、王金濤（2014）%13'則發(fā)現(xiàn)教齡與工作滿意度呈現(xiàn)U型相關，中青年教師往往面臨較大的家庭經濟負擔而產生消極的工作情緒，年輕教師與年長教師在這方面的壓力相對較小。關于職稱對教師工作滿意度的影響，研究結論較為一致，我國職稱在某種意義上決定了教師的薪酬和地位，孫漢銀、李虹、林崇德（2008）%14'，潘云華、張瑞博（2017）等學者在研究中發(fā)現(xiàn)，一般而言，職稱更高的教師擁有更高的工作滿意度。關于學歷對教師工作滿意度的影響，研究結果也尚未一致。胡詠梅（2007）在研究中發(fā)現(xiàn)不同學歷的教師在工作滿意度部分維度上存在顯著差異，且學歷越高，教師工作滿意度越高，也有研究得出了相反的結論（穆洪華,2016）,還有的研究表明教師學歷對其工作滿意度沒有顯著的影響（陳純槿,2017）。在學?？陀^條件變量方面，ShenJ,LeslieJM,SpybrookJK,etal（2012）%15'將學?？陀^條件變量概括為學校的硬件設施和條件,包括學校位置、資源、生源以及校長的受教育水平和教齡等變量。國內外許多研究證實了學校位置與學校規(guī)模對教師工作滿意度有顯著的影響。Perie&Baker（1997）%坷使用SASS1993-1994年的數據，研究發(fā)現(xiàn)來自郊區(qū)學校的教師有更高的滿意度，農村學校次之，城市學校教師工作滿意度最低。我國的情形正好相反，城市學校的教師工作滿意度高于鄉(xiāng)村教師（穆洪華,2016；李維,2017；陳純瑾,2017）；而Henke（1996）%17］、趙必華（2011）在研究中發(fā)現(xiàn)學校規(guī)模與教師工作滿意度沒有關系。關于校長特征變量對教師工作滿意度影響的研究較少，我國學者趙必華（2011）在研究中發(fā)現(xiàn)校長擔任時間對教師工作滿意度沒有顯著影響。不少學者研究了教師主觀感知變量,例如職業(yè)認同感、工作投入、自我效能感以及教師感知的校長領導力和制度文化環(huán)境等與教師工作滿意度的關系。而且這些學者大多利用含有中介效應或調節(jié)效應的結構方程模型,以期深入挖掘各類影響因素對教師工作滿意度的作用機制。也有一些研究利用多層線性回歸模型，以區(qū)分個體差異和校際差異。例如,SkaalvikEM,SkaalvikS（2009）在研究中探討了學校環(huán)境與教師職業(yè)倦怠、教師工作滿意度之間的關系，結果表明職業(yè)倦怠的情緒耗竭、自我實現(xiàn)減弱對教師工作滿意度有顯著的負向作用，學校自治對教師工作滿意度有顯著的正向作用。RobertM.Klassen&MingMingChiu（2010）［189在研究中探討了教師的工作壓力、自我效能感與工作滿意度之間的關系，研究發(fā)現(xiàn)工作負擔壓力和來自學生表現(xiàn)的壓力會對教師自我效能感產生負向作用，其中低課堂管理效能感和低教學策略效能感又會導致教師低工作滿意度。賀文潔、李瓊、穆洪華（2018）四在研究中考察了鄉(xiāng)村教師感知的學校文化氛圍、工作滿意度與教師能動性之間的關系，結果表明教師能動性在學校文化氛圍對教師工作滿意度的影響中有部分中介作用。趙必華（2011）建立兩水平HLM模型，研究發(fā)現(xiàn)學校之間的教師工作滿意度差別不大，教師工作滿意度的總變異中有5.41%來自學校之間的差異。穆洪華（2016）則在研究中發(fā)現(xiàn)不同學校之間的工作滿意度差異較大，約占總差異的15%，職業(yè)偏好、自主專業(yè)發(fā)展、日工作量等變量對中學教師工作滿意度的影響極其顯著且影響程度高于教師的人口統(tǒng)計學變量。綜上所述,可以發(fā)現(xiàn)國內外對教師工作滿意度影響因素的研究已經較為成熟，從最初的相關分析和差異性檢驗，到建立回歸模型和結構方程模型，深入探討各影響因素的影響效應和作用機制。在教師人口統(tǒng)計學變量對教師工作滿意度的影響方面，已有研究尚未達成一致意見，不同場域下使用不同的研究工具針對不同的研究對象形成了不同的結論，結論缺乏推廣性。在學?？陀^條件變量和教師主觀感知變量對教師工作滿意度的影響方面，已有研究達成了較為一致的結論，總的來說，在我國城市學校的教師滿意度要高于鄉(xiāng)村學校的教師，教師工作負擔和職業(yè)倦怠會減弱教師工作滿意度，而教師自我效能感和職業(yè)認同感與教師工作滿意度具有顯著的正相關，教師感知的制度文化環(huán)境和校長領導力是影響教師工作滿意度的重要因素。但是已有研究往往是將教師工作滿意度合成為一個滿意度指標，或者將教師工作滿意度簡單地分為內在滿意度和外在滿意度，而筆者認為教師對工作中不同方面的滿意度是存在差異的，各影響因素對教師工作滿意度的影響效應也是不同的，一般而言教師主觀變量應當與同是主觀感受的滿意度關聯(lián)更為密切?；谝陨喜蛔悖狙芯繉⒗弥袊A教育區(qū)域質量監(jiān)測大規(guī)模調查數據，以鄭州市的小學班主任為研究對象，利用胡詠梅（2007）編制的教師工作滿意度量表，描述小學班主任的工作滿意度現(xiàn)狀，探究其影響因素,并使用Shapley分解法估計各類影響因素對班主任工作滿意度變異的貢獻率。三、數據來源與研究工具（一）數據來源通過梳理文獻，我們發(fā)現(xiàn)已有研究在不同的場域、時代背景、研究工具下，得出的結論略有不同，因此本研究依托于中國基礎教（質量檢測區(qū)域項目大規(guī)模隨機抽樣調查，選取2017年鄭州市的小學教師數據，共獲取教師樣本2114個。在后文的回歸分析中,本研究僅以小學班主任為研究對象，旨在探索某特定場域和時代背景下的小學班主任工作滿意度特點及影響因素，以便針對鄭州市的小學班主任工作滿意度情況提出有效建議。區(qū)域項目以鄭州市全部中小學為研究

教師數百分比教師數百分比性男1048.7學教師數百分比教師數百分比性男1048.7學大專及以下15614.2別女109191.3歷本科及以上94685.8未評16214.7少于3年20517.2三級837.5教3-10年36430.5職稱二級38334.8齡11-20年31226.1一級47443.020年以上31426.3高級191.6編公辦92883.9缺失值151.3制非公辦17415.9缺失值20.2表1鄭州市小學班主任樣本分布（二）中小學教師工作滿意度問卷中小學教師工作滿意度量表為教師自評量表，包括領導與管理、學校發(fā)展環(huán)境、付出回報合理性、自我實現(xiàn)、人際關系五個維度。其中，對領導與管理維度測量的是班主任對領導的待人公平、親和力、交往相處的滿意度;學校發(fā)展環(huán)境測量的是班主任對學校的規(guī)章制度、教學設施、文化氛圍、發(fā)展前景的滿意度;付出回報合理性測量的是班主任對工資收入、工作強度、福利、獎勵制度的滿意度；自我實現(xiàn)測量的是班主任對工作成就、專業(yè)發(fā)展機會、學生認可的滿意度;人際關系測量的是班主任對后勤人員工作態(tài)度、與教師相處、與學生關系的滿意度。使用AMOS20.0軟件采用驗證性因素分析的方法進行量表的效度檢驗，模型及各因素負荷量如圖1所示。結果顯示，模型CMIN/DF為15.176,RMSEA為0.113,這兩個數值較大,但是由于本研究中樣本量較大，可以接受;NFI為0.921,RFI為0.904,IFI為0.926,TLI為0.909,CFI為0.926,均大于0.9。整體來看,本研究中使用的教師工作滿意度量表經驗證性因素分析表明，模型適配度良好，量表效度較高。a2圖$教師工作滿意度驗證性因素分析結果在量表通過驗證性因素分析檢驗后,我們利用spss23.0將總量表及各分量表進行內部一致性分析,總量表Crobach's!系數為0.960，學校領導與管理、學校發(fā)展環(huán)境、付出回報合理性、自我實現(xiàn)、人際關系五個維度的Crobach's!系數依次為0.972、0.930=0.937=0.861=0.865]總之,經過內部一致性分析以及驗證性因素分析發(fā)現(xiàn)，中小學教師工作滿意度量表的信效度指標較好，基本達到了測量學對量表工具的質量要求。a2（三）變量選擇與研究假設教師、學校和家長問卷均由區(qū)域教育質量健康體檢影響因素項目組研制。通過文獻回顧，我們發(fā)現(xiàn)在教師工作滿度的研究中，學者們多將教師工作滿意度在人口學變量上的差異以及教師主觀感受變量與工作滿意度之間的關系作為研究的重點。而關于人口學變量上的差異，學者們尚無得出一致的結論，因此在本研究中將班主任人口學變量作為控制變量，教師主觀感受變量作為關鍵的解釋變量。班主任人口統(tǒng)計學變量班主任人口統(tǒng)計學變量來自于教師問卷，包括性別、學歷、職稱、教齡、編制，并作為控制變量納入模型中。班主任主觀感受變量在班主任主觀感受變量方面，本研究主要選取班主任感知的校長領導力和學校認同感作為關鍵解釋變量。在本研究中，教師感知的校長領導力來自于教師問卷，包含三個維度，分別是民主決策、鼓勵教學與創(chuàng)新、支持教師專業(yè)發(fā)展，本研究將這三個維度分別求取均值合成各維度指數。班主任的學校認同感由5個題項構成,分別為“我很認同學校的發(fā)展目標和愿景”“我非常高興能在這所學校而不是其他學校當教師”“我內心常常感到別人對本校的批評就好像是對我自己的批評”“我愿意盡我最大的努力來促進本校的發(fā)展”“我沒有考慮離開這所學校而選擇其他學校去任教”，同樣將這5個題項求取均值?？偟膩碚f，教師感知的校長領導力和制度文化環(huán)境是影響教師工作滿意度的重要因素，當教師能夠獲得學校管理層的支持、與同事的合作，當教師沒有非教學工作的負擔時,當教師在課堂教學中有更多的自主權時,教師會產生較高的工作滿意（Henkeetal.,1996;Perie&Baker，1997;Thornton，2004;[20CLeithwood&McAdie，2007[21O。本研究認為，民主決策的制度文化環(huán)境為班主任提供了廣泛參與學校管理事務的權利，鼓勵教學與創(chuàng)新給予了班主任在課堂教學中的自主權，支持教師專業(yè)發(fā)展讓班主任在工作中獲得了學校管理層的支持，故提出假設1：班主任感知的校長領導力對班主任工作滿意度及各維度有顯著的正向效應。具體而言：假設1a：班主任感知的民主決策領導力得分越高，其工作滿意度得分也越高；假設1b：班主任感知的鼓勵教學與創(chuàng)新領導力得分越高,其工作滿意度得分也越高;假設1c：班主任感知的支持教師專業(yè)發(fā)展的領導力得分越高,其工作滿意度得分也越高。有學者直接使用教師職業(yè)認同或離職傾向（M,SkaalvikS,2009;ShenJ,LeslieJM,SpybrookJK,etal,2012）作為測量教師工作滿意度的指標。但是在本研究中，教師對其工作與所從事職業(yè),以及工作條件與狀況的一種總體的、帶有情緒色彩的感受與看法,教師對學校的認同感體現(xiàn)了教師對學校組織的忠誠度和歸屬感，并不是對教師工作的感受和看法。但是二者又存在聯(lián)系,教師對

學校的認同感越‘，對教師工作的各方面滿意度將越高，尤其是對學校環(huán)境的滿意度。因此，本研究提出假設2:班主任職業(yè)認同感對班主任工作滿意度及各維度有顯著的正向效應，并且對學校領導與管理、學校發(fā)展環(huán)境的作用強度要大于其他三個維度。四、實證分析結果（一）描述性分析基于中小學教師工作滿意度問卷，我們以全體有效教師樣本②為對象，將五個維度維度工作滿意度指數求均值得到教師平均工作滿意度。本研究中的小學教師總體，以及小學班主任和非班主任教師工作滿意度如圖2所示，結果表明，總體而言，鄭州市小學教師工作滿意度現(xiàn)狀良好，對付出回報合理性的滿意度較低。在領導與管理、學校發(fā)展環(huán)境維度上得分較高，這表明教師對學校領導的管理情況以及學校的規(guī)章制度、未來前景等較為認可;人際關系和自我實現(xiàn)滿意度得分次之，這表明教師與其他同事可以建立一個較好的關系，在一定程度上可以實現(xiàn)自我價值;但是，對付出回報合理性滿意度較低，這與胡詠梅（2007）的研究結果基本一圖2教師總體、圖2教師總體、班主任、非班主任工作滿意度現(xiàn)狀圖3不同特征的小學班主任的平均工作滿意度現(xiàn)狀求取均值合成各維度工作滿意度指數，將各致。但是相對而言，班主任的工作滿意度要低于非班主任教師，獨立樣本t檢驗(班主任=1,非班主任=0)結果表明，班主任的平均工作滿意度(t=-3.050,P<0.01)、領導與管理滿意度(t=-2.831,P<0.01)、付出與回報合理性滿意度(t=-4.888,P<0.01)顯著低于非班主任教師。小學階段是學生品格、習慣養(yǎng)成和打牢知識基礎的重要時期，在這個階段,教師是學生學習模仿的榜樣，尤其是班主任對學生的影響更是深遠，他們的工作態(tài)度會影響他們對教育事業(yè)的忠誠度，進而會影響其工作業(yè)績,影響教育成效。因此，我們需要重視提高小學教師尤其是班主任的工資待遇，另外，學校也應加強學校制度建設和文化建設，為班主任的工作和教學提供支持。在后文的研究中,筆者將主要關注到班主任工作滿意度的影響因素。比較不同性別、編制、學歷、教齡、職稱的小學班主任工作滿意度現(xiàn)狀，結果如圖3③所示。結果表明,在性別差異方面,男班主任的平均工作滿意度高于女班主任，但是不存在顯著差異,就各維度而言,男班主任的付出回報合理性滿意度(t=-2.677,P<0.01)顯著高于女班主任;但是女班主任的人際關系滿意度(t=2.014,P<0.05)顯著高于男班主任。在編制差異方面，公辦學校的班主任平均工作滿意度顯著低于非公辦學校的(t=-4.979,P<0.01),并且就各維度而言，公辦學校的班主任在領導與管理(t=-4.178,P<0.01)、學校發(fā)展環(huán)境(t=-2.940,P<0.01)、付出回報合理性滿意度(t=-5.727,P<0.01)、自我實現(xiàn)滿意度(t=-3.634,P<0.01)和人際關系滿意度(t=-3.596,P<0.01)上均顯著低于非公辦學校的班主任。在學歷差異方面,不同學歷的班主任在平均工作滿意度上不存在顯著差異,在付出回報合理性滿意度上，本科及以上學歷的班主任顯著低于大專及以下(t=-1.837,P<0.1)。在教齡差異方面,不同教齡的小學班主任平均工作滿意度存在顯著差異(F=15.962,P<0.01),初入職新班主任的工作滿意度較高，隨著教齡的增加，有先下降后上升的趨勢,就各維度而言均呈現(xiàn)相同的趨勢。在職稱差異方面，不同職稱的班主任平均工作滿意度存在顯著差異(F=5.848,P<0.01),隨著職稱的提升，班主任的工作滿意度有先下降后上升的趨勢,就各維度而言均呈現(xiàn)相同的趨勢。綜上，女性、公辦學校、高學歷、高教齡、高職稱的班主任工作滿意度較低。小學班主任工作滿意度的影響因素在分析小學班主任工作滿意度的影響因素時，已有研究中，不同的工作滿意度維度呈現(xiàn)出不同的結果。因此，在本研究中，對班主任工作滿意度的五個維度分別進行回歸,OLS估計結果如表2所示,Model1為控制模型,Model2為解釋模型。五個解釋模型的R方依次為0.781、0.705、0.356、0.536、0.567,這表明選取的變量對五個維度的工作滿意度差異的解釋力度較大，均達到了30%以上，其中對領導與管理、學校發(fā)展環(huán)境、自我實現(xiàn)和人際關系滿意度的解釋力度達到50%以上。結果表明,在領導與管理滿意度方面,控制模型結果顯示教齡對班主任的領導與管理滿意度有負向效應(t=-2.05,P<0.05),而教齡的平方有顯著的正向效應(t=1.77,P<0.1),也就是說，這與前文的描述性統(tǒng)計結果一致，隨著教齡的增加,班主任的領導與管理滿意度先降低后增加，呈“U”型。但是加入民主決策、鼓勵教學與創(chuàng)新、支持教師專業(yè)發(fā)展、學校認同感變量后，教齡影響領導與管理學領導與管理學校發(fā)展環(huán)境付出回報合理性自我實現(xiàn)人際關系ModelI_1ModelI_2Model__1Model__2Model‘_1Model‘_2Modela_1Modela_2ModelV_1ModelV_2性別(女=-0.021-0.050*0.018-0.025-0.273***-0.276***-0.002-0.047-0.070*0.0141)(0.054)(0.028)(0.054)(0.030)(0.080)(0.065)(0.055)(0.038)(0.040)(0.027)學歷(本科0.061-0.0040.0620.008-0.147*-0.179***-0.032-0.072**0.006-0.034及以上=1)(0.053)(0.026)(0.053)(0.030)(0.076)(0.063)(0.048)(0.032)(0.038)(0.026)-0.224**-0.038-0.198*-0.022-0.329**-0.143-0.205*-0.053-0.0700.040教齡(0.109)(0.051)(0.109)(0.061)(0.163)(0.137)(0.112)(0.076)(0.087)(0.055)教齡的平0.034*0.0010.036*0.0020.0410.0050.045**0.0140.014-0.007方(0.019)(0.009)(0.019)(0.011)(0.029)(0.024)(0.019)(0.013)(0.015)(0.010)職稱-0.037-0.002-0.0350.003-0.143***-0.096**-0.044-0.006-0.024-0.002(0.031)(0.014)(0.031)(0.018)(0.046)(0.039)(0.032)(0.023)(0.025)(0.016)編制(公-0.076-0.039-0.057-0.0350.035-0.047-0.112**-0.107***-0.081**-0.060辦=1)(0.050)(0.024)(0.054)(0.031)(0.078)(0.062)(0.052)(0.035)(0.041)(0.027)民主決策0.539***0.298***0.469***0.112***0.002(0.038)(0.041)(0.066)(0.043)(0.036)鼓勵教學-0.020-0.082*-0.643***-0.154***0.212***與創(chuàng)新(0.043)(0.049)(0.072)(0.050)(0.042)支持教師0.095**0.282***0.477***0.391***0.125***專業(yè)發(fā)展(0.037)(0.047)(0.069)(0.053)(0.042)學校認同0.394***0.466***0.510***0.475***0.373***感(0.034)(0.036)(0.050)(0.035)(0.030)R0.7810.7050.0560.3560.5360.567注_()外為影響系數,()內為標準誤;*表示0.1顯著水平，**表示0.05顯著水平，***表示0.01顯著水平不再顯著;校長領導力的民主決策(t=14.18,P<0.01)和支持教師專業(yè)發(fā)展(t=2.54,P<0.05)維度對學校領導與管理滿意度有顯著的正向影響，這表明當校長為班主任營造一個民主的學校氛圍時，當班主任感知到學校對自己專業(yè)發(fā)展的支持時，會產生較高的領導與管理滿意度，符合假設1a和假設1c;學校認同感對領導與管理滿意度有顯著的正向影響(t=11.72,P<0.01)，符合假設2。在學校發(fā)展環(huán)境滿意度方面，控制模型結果顯示，教齡系數顯著為負(t=-1.83,P<0.1)，教齡的平方系數顯著為正(t=1.84，t<0.1)，這表明，隨著班主任教齡的增加，學校發(fā)展環(huán)境滿意度先降低后增加，呈“U”型。在解釋模型中，班主任人口學變量均不顯著；校長領導力的民主決策(t-7.23，PC0.01)和支持教師專業(yè)發(fā)展(t=6.03,P<0.01)維度對班主任滿意度的影響在0.01顯著水平上顯著為正,這表明，學校的民主決策氛圍越高，班主任對學校發(fā)展環(huán)境滿意度越高，學校對班主任專業(yè)發(fā)展的支持度越高,班主任對學校發(fā)展環(huán)境的滿意度也越高，符合假設1a和1c;而鼓勵教學與創(chuàng)新維度(t=-1.67,P<0.1)的影響在0.1顯著水平上顯著為負，不符合假設1b,筆者認為鼓勵教學與創(chuàng)新雖然給予了班主任教學上的自主性，但在創(chuàng)新的同時可能會占用教師的時間，甚至帶來一定的負擔，因此導致班主任的付出回報合理性滿意度降低;學校認同感對學校發(fā)展環(huán)境滿意度有顯著的正向影響(t=12.97,P<0.01)，符合假設2]在付出回報合理性滿意度方面，控制模型顯示，女班主任的滿意度顯著低于男教師(t=-3.41,P<0.01),學歷越高的班主任對付出回報合理性滿意度越低(t=-1.94,P<0.1),教齡越高的班主任付出回報合理性滿意度(低(t=-2.01,P<0.05),職稱越高的班主任對付出回報合理性滿意度越低(t=-3.12,P<0.01)。在解釋模型中，班主任人口學變量對付出回報合理性滿意度的影響作用方向不變，其中性別和學歷的影響效應變大，職稱影響效應變小;校長領導力的三個維度對班主任付出回報滿意度的影響均顯著，其中民主決策(t=7.09,P<0.01)和支持教師專業(yè)發(fā)展(t=6.87,P<0.01)維度的影響在0.01顯著水平上顯著為正，而鼓勵教學與創(chuàng)新維度(t=-8.98,P<0.01)的影響在0.01顯著水平上顯著為負，故符合假設1a和1c,但是假設1b不成立；學校認同感對付出回報合理性滿意度有顯著的正向影響(t=19.17,P<0.01)，符合假設2。在自我實現(xiàn)滿意度方面,教齡系數顯著為負(t=-1.83,P<0.1)，教齡的平方系數顯著為正(t=2.29,t<0.05),這表明，隨著班主任教齡的增加，自我實現(xiàn)滿意度先降低后增加，呈“U”型；公立學校的班主任的自我實現(xiàn)滿意度低于非公立學校的班主任(t=-2.11,P<0.05)。在解釋模型中，班主任的教齡變量影響不再顯著，編制的影響效應仍然顯著為負并且影響效應增加;學歷較高的班主任的自我實現(xiàn)滿意度較低(t=-2.22,P<0.05)；校長領導力的對班主任自我實現(xiàn)滿意度的影響均顯著,其中民主決策(t=2.61,P<0.01)和支持教師專業(yè)發(fā)展(t=7.35,P<0.01)維度的影響顯著為正，而鼓勵教學與創(chuàng)新維度(t=-3.10,P<0.01)的影響在0.01顯著水平上顯著為負，故符合假設1a和1c，但是假設1b不成立;學校認同感對自我實現(xiàn)滿意度有顯著的正向影響(t=13.67,P<0.01)，符合假設2]在人際關系滿意度方面,控制模型顯示編制對班主任人際關系滿意度的影響在0.05顯著水平上顯著為負(t=-1.99,P<0.05),即公立學校班主任的滿意度低于非公立學校。在解釋模型中，班主任編制的影響效應仍然顯著,且影響效應變大；校長領導力的鼓勵教學與創(chuàng)新(t=5.07,P<0.01)維度對班主任的人際關系滿意度的影響顯著為正，符合假設1b,這與其他維度的滿意度結果不同,這可能是由于班主任在教學創(chuàng)新的同時需要與同事進行更多的交流,因此會增進班主任之間的人際關系;學校認同感對人際關系滿意度有顯著的正向影響(t=11.62,P<0.01),符合假設2]鄭州市小學班主任工作滿意度變異的影響因素:Shapley分解為了進一步考察上述因素對班主任工作滿意度變異的貢獻大小程度，我們引入了Shapley分解方法。Shapley分解法是計量經濟學近年來發(fā)展的一種分解方法,這種方法在勞動經濟學中占有重要地位，主要應用于考察經濟不平等的因素和來源，也有學者將其應用到經濟增長差異分析的相關研究中。本研究采用基于擬合優(yōu)度的Shapley分解法,探析班主任工作滿意度變異的來源。該方法的優(yōu)勢在于能夠克服自變量之間的相關性或多重共線性問題，提高自變量估計系數的穩(wěn)健性(Huettner,Frank,Sunder,etal,2012),因而能夠更準確地估算出各因素對因變量變異的貢獻率?；跀M合優(yōu)度的Shapley分解法的基本思路是，通過計算組合博弈框架下各變量的邊際貢獻來進行分

領導與管理學校發(fā)展環(huán)境付出回報合理性自我實現(xiàn)人際關系Shapley值%Shapley值%Shapley值%領導與管理學校發(fā)展環(huán)境付出回報合理性自我實現(xiàn)人際關系Shapley值%Shapley值%Shapley值%Shapley值%Shapley值%性別（女11）0.0010.070.0000.030.0061.670.0000.070.0010.09學歷（本科及以上11）0.0000.020.0000.020.0030.920.0020.310.0000.08教齡0.0030.350.0010.140.0113.190.0010.140.0000.08教齡的平方0.0020.290.0010.110.0092.650.0010.160.0000.07職稱0.0030.360.0010.180.0144.060.0010.250.0010.16編制（公辦11）0.0010.160.0010.100.0030.890.0020.460.0020.29民主決策0.24431.270.18225.750.08624.170.11421.330.11420.07鼓勵教學與創(chuàng)新0.15419.670.13318.790.04813.620.09116.960.13223.22支持教師專業(yè)發(fā)展0.16821.550.17124.200.07821.790.14126.250.12522.13學校認同感0.20526.250.21630.680.09627.060.18334.080.19233.82表3小學班主任工作滿意度變異的影響因素:夏普里值分解利用Shapley分解方法對鄭州市小學班主任工作滿意度數據進行建模,考察各影（因素對班主任工作滿意度變異的貢獻率,結果如表3］結果顯示，班主任主觀感知變量是影響班主任工作滿意度的重要因素。從Shapley的分解結果來看，班主任的學校認同感對班主任工作滿意度變異貢獻最大,在工作滿意度的各維度上的貢獻率均超過25%,其中對學校發(fā)展環(huán)境滿意度、自我實現(xiàn)滿意度和人際關系滿意度變異的貢獻達到了30%以上。由此來看，高的學校認同感往往伴隨著高的工作滿意度，尤其是涉及到與班主任自身生存發(fā)展密切相關的方面。班主任感知的校長領導力對班主任工作滿意度變異的貢獻也較大。具體而言，在班主任的領導與管理、學校發(fā)展環(huán)境、付出回報合理性滿意度的變異中，民主決策的貢獻率最大，因此一個良好的民主氛圍對提高班主任的工作滿意度起著關鍵的作用，可以使得班主任對領導的管理能力表示認可,對學校的組織目標表示認同，并且可以通過一定的渠道發(fā)表意見，共同促進學校進步和發(fā)展;在自我實現(xiàn)滿意度的變異中，支持教師專業(yè)發(fā)展的貢獻率最大，教師的自我實現(xiàn)是教師專業(yè)發(fā)展的一大推動力，而教師的專業(yè)發(fā)展離不開學校組織環(huán)境的支持，反過來說，當教師感知到學校為自我發(fā)展提供了大量機會時，自己在不斷地獲得專業(yè)成長，從而產生高的自我實現(xiàn)滿意度;在人際關系滿意度的變異中，鼓勵教學與創(chuàng)新的貢獻率最大，校長鼓勵教學與創(chuàng)新有助于促進教師之間的交流，但是在除了人際關系的其它四個維度上，影響效應均為負，這表明鼓勵班主任進行教學上的創(chuàng)新，可能給予了班主任額外的壓力而導致較低的滿意度，因此學校鼓勵教學與創(chuàng)新需要結合班主任的實際需求和情況，不能忽視班主任的工作負擔而盲目追求教學創(chuàng)新。相對而言，班主任自身的特征對工作滿意度變異的貢獻較小,尤其是性別變量在五個維度上貢獻的份額均較小;但是，班主任人口學變量對付出回報合理性滿意度變異的貢獻強度要遠大于其他四個維度，尤其是教齡和職稱兩個變量對班主任付出回報合理性滿意度變異的貢獻分別占到了3%以上，付出回報合理性維度與其他四個維度相比更容易通過實際的付出和收益來衡量，與班主任自身的利益密切相關，因此不同特征的班主任可能會存在較大的差異。五、討論與結論班主任工作滿意度不僅是衡量班主任對工作整體感受的一個非常重要的綜合性評價指標，也是全面深化教育改革、實施教師有效管理的主要抓手。因此，考察我國中小學班主任的工作滿意度的現(xiàn)狀及其影響因素顯得尤為重要。本研究基于中國基礎教（質量監(jiān)測區(qū)域項目的調查數據，不僅描述了鄭州市小學班主任的工作滿意度的現(xiàn)狀，還分析了教師層面以及學校層面的因素對小學班主任工作滿意度的影響程度。主要結論如下：（一）鄭州市小學班主任工作滿意度良好，只有付出與回報合理性維度偏低總體來說，鄭州市小學班主任工作滿意度水平良好，尤其是對領導與管理、學校發(fā)展環(huán)境的滿意度較高，均超過4分,這表明班主任對所在學校的組織氛圍有較高的認同度，學校的管理制度、文化環(huán)境能夠基本滿足教師的需求。付出與回報合理性維度得分較低，這反映了教師對薪資待遇的不滿，這與穆洪華（2016）的結論一致。赫茲伯格雙因素理論把企業(yè)中有關因素分為兩種，即