王淑華，王以寧，張 海，史 冊

(1. 東北師范大學 信息科學與技術學院，吉林 長春 130117；2. 東北師范大學 傳媒科學學院，吉林 長春 130117)

一、問題提出

教育信息化是推進教育變革的革命性力量，是提高教育質量、促進教育公平的有效手段[1-2]。校長作為學校信息化建設工作的帶頭人，其信息化領導力水平?jīng)Q定著學校教育信息化建設的成敗。2014年教育部頒布了《中小學校長信息化領導力標準(試行)》(以下簡稱《標準》)?！稑藴省分赋觯嫣岣咧行W校長信息化領導力水平，加快教育信息化建設步伐[3]。2018年，《教育信息化2.0行動計劃》強調，在信息化2.0時代，要推進新時期教育信息化發(fā)展，培育創(chuàng)新驅動發(fā)展新引擎，特別是要深入開展校長信息化領導力培訓，促進教師、校長主動接受新興技術浪潮帶來的機遇和挑戰(zhàn)[4]。

隨著5G技術、人工智能(AI)、虛擬現(xiàn)實(VR)、增強現(xiàn)實(AR)等新興技術快速向教育領域應用延伸，校長信息化領導力的重要性躍升到了前所未有的高度。筆者通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，學術界對校長信息化領導力的研究主要聚焦在概念內涵、評價指標、構成要素、現(xiàn)狀調查、提升策略等維度，僅有部分學者以人口統(tǒng)計學[5]、技術感知[6]、管理氛圍[7]為切入點對影響因素進行了研究?？傮w而言，關于校長信息化領導力影響因素的研究還很薄弱，特別是從領導風格的視角開展對校長信息化領導力的研究還不多見。鑒于此，本研究從領導風格入手，分析變革型領導對中小學校長信息化領導力的影響，并在組織層面引入組織氛圍變量，在個人層面引入自我效能感變量，分析二者所起到的二維中介作用。希望在豐富校長信息化領導力影響因素研究的基礎上，也為提高校長信息化領導力水平提供實踐參考。

二、研究假設

1. 變革型領導與校長信息化領導力

1978年，美國政治社會學家詹姆斯·麥格雷戈·伯恩斯(Burns)在他的《領導力》一書中正式提出變革型領導理論，該理論是繼領導特質理論、領導行為理論、領導權變理論之后出現(xiàn)的一種與眾不同的領導理論。Bass在Burns變革型領導理論基礎上，建構形成了變革型領導的四維結構模型，并編制形成了變革型領導問卷MLQ[8]。我國學者李超平、時勘等人結合中國特殊的文化背景，對變革型領導模型進行了中國化修訂，形成了以愿景激勵、領導魅力、德行垂范和個性化關懷為核心內容的中國版變革型領導問卷[9]。截至目前，變革型領導已然是中西方領導學領域研究的經(jīng)典范式[10]。

Judge和 Lowe各自通過量化分析發(fā)現(xiàn)，變革型領導與領導力的正向指標存在正相關關系[11-12]。Conger和Kanungo通過研究多因素領導力問卷發(fā)現(xiàn)，變革型領導與領導力高度相關(r=0.88)[13]。Howell研究指出，變革型領導通過描述美好的愿景，會使下屬的價值觀內化，促使其超越眼前利益去追求更高的目標和使命[14]。李超平采用結構方程和回歸分析法證實，變革型領導能夠顯著增強領導力有效性。其中，領導魅力、智能激發(fā)和個性化關懷對領導力影響作用最為明顯[15]。董燕等人從內涵層面研究指出，校長信息化領導力是校長領導力的下位概念[16]，變革型領導風格對領導力的作用關系同樣也適用于校長的信息化領導力。因此，本文提出以下假設：

H1a：愿景激勵對校長信息化領導力有顯著的正向影響作用。

H1b：德行垂范對校長信息化領導力有顯著的正向影響作用。

H1c：個性化關懷對校長信息化領導力有顯著的正向影響作用。

H1d：領導魅力對校長信息化領導力有顯著的正向影響作用。

2. 組織氛圍的中介

組織氛圍是指組織成員個體對組織行為環(huán)境的主觀知覺和感受[17]，它是基于成員感知的多維工作環(huán)境屬性的總和。Kopelman通過研究領導風格、組織氛圍和組織忠誠之間的關系發(fā)現(xiàn)，組織氛圍在領導風格和組織忠誠之間起到中介橋梁作用[18]。杜璿通過量化分析的方法，深入研究組織氛圍的前因變量發(fā)現(xiàn)，領導的管理風格是組織氛圍的關鍵影響因素[19]。羅瑾璉等人基于特定的科層關系指出，組織內部領導對下屬的個性化關懷能夠很好地預測組織內部氣氛[20]。Bass研究發(fā)現(xiàn)，愿景激勵使下屬意識到工作的重要意義，通過激發(fā)員工的高層次需求會建立相互信任的組織氛圍[21]。Waddell指出，變革型領導通過愿景分享、個性關懷和魅力展現(xiàn)，能夠與員工共同營造積極的組織氛圍[22]。

良好的組織氛圍一般都具有合作性、凝聚力和積極的情緒，能夠形成高質量的團隊合作[23-24]。Zilwa研究發(fā)現(xiàn)，良好的組織氛圍有助于領導力的產(chǎn)生和持續(xù)。在良好的組織氛圍中，下屬會積極地自我調節(jié)和自我意識，不斷增強非合理事件的防范抵御能力，從而使領導者、下屬、同事之間生成積極情緒的協(xié)同效應[25]。學校信息化建設是個復雜的系統(tǒng)性工程。在信息化建設過程中，良好的組織氛圍能夠促使師生更好地對校長的決策予以感知和執(zhí)行?；谝陨辖Y論，本研究提出以下假設：

H2a：愿景激勵、德行垂范、個性化關懷和領導魅力分別對組織氛圍具有顯著的正向影響作用。

H2b：組織氛圍對校長信息化領導力有顯著的正向影響作用。

H2c：組織氛圍在愿景激勵對校長信息化領導力的影響中具有中介作用。

H2d：組織氛圍在德行垂范對校長信息化領導力的影響中具有中介作用。

H2e：組織氛圍在個性化關懷對校長信息化領導力的影響中具有中介作用。

H2f：組織氛圍在領導魅力對校長信息化領導力的影響中具有中介作用。

3. 自我效能感的中介

自我效能感這一概念最早由Bandura于1977年提出[26]。Stevens研究后指出，自我效能感是反映個體與任務績效相關聯(lián)的各種決定因素的可變判斷的總和[27]。Lent等人將自我效能感簡單地概括為個體有意識地從事特定的工作或力爭達到一個特定目標的意愿[28]。Gist則將自我效能感定義為個體相信自己能夠成功完成特定任務的自信程度，并指出自我效能感是動態(tài)發(fā)展的，它會隨著個體掌握新信息和新經(jīng)驗的變化而變化[29]。Podsakoff通過研究發(fā)現(xiàn)，變革型領導所表現(xiàn)出的領導行為，會為員工樹立榜樣，促使員工通過強化學習向領導靠近，從而提升領導的自我效能感[30]。田在蘭認為，領導者充分利用分享愿景規(guī)劃和個性化關懷手段，通過提升員工的自信心的方式，可以促進自我效能感的提高[31]。于淼、陳瑾等人通過研究得出，變革型領導與自我效能感在0.001水平下顯著正相關，相關系數(shù)是0.499[32]。劉志迎、廖素琴等人以企業(yè)管理者為研究對象，通過結構方程計算發(fā)現(xiàn)，變革型領導與自我效能感的相關系數(shù)是0.634(p<0.01)[33]。董艷等人通過量化分析發(fā)現(xiàn)，校長的自我效能感與領導力顯著正相關，相關系數(shù)為0.659(p<0.001)[7]?；谝陨辖Y論，本研究提出以下假設：

H3a：愿景激勵、德行垂范、個性化關懷和領導魅力分別對自我效能感有顯著的正向影響作用。

H3b：自我效能感對校長信息化領導力有顯著的正向影響作用。

H3c：自我效能感在愿景激勵對校長信息化領導力的影響中具有中介作用。

H3d：自我效能感在德行垂范對校長信息化領導力的影響中具有中介作用。

H3e： 自我效能感在個性化關懷對校長信息化領導力的影響中具有中介作用。

H3f：自我效能感在領導魅力對校長信息化領導力的影響中具有中介作用。

綜合以上分析，本研究得出以下研究假設模型，如圖1所示。

圖1 研究假設模型

三、研究設計

1. 研究工具

(1)校長信息化領導力

本研究以教育部頒布的《中小學校長信息化領導力標準(試行)》為主要依據(jù)，借鑒孫禎祥的“校長信息化領導力現(xiàn)狀調查問卷”和“學校信息化領導力評價指標體系調查問卷”，分別從信息化素養(yǎng)、信息化愿景規(guī)劃、信息化建設與管理和信息化評價與推動四個方面編制問卷。經(jīng)過多次篩選和反復修正，形成的中小學校長信息化領導力問卷包含題項15個。利用結構方程進行擬合，得到絕對擬合指數(shù)為：x2/df=1.980，RMSEA=0.076，RMR=0.038；相對擬合指數(shù)為：CFI=0.950，NFI=0.910，IFI=0.951；簡約擬合指數(shù)為：PGFI=0.620，PNFI=0.724。總體而言，模型擬合度較好。采用統(tǒng)計軟件SPSS25.0對校長信息化領導力量表進行測量，算得量表信度克隆巴赫α值為0.961，KMO檢驗系數(shù)為0.950(p<0.001)。

(2)變革型領導

隨著Burns、Bass等人的變革型領導理論得到學術界的普遍認可，MLQ也成為西方變革型領導研究普遍采用的問卷。Hofstede通過研究認為，中國是高集體主義、高權利距離國家，其領導過程有獨特的特色[34]。實勘通過研究企業(yè)管理者發(fā)現(xiàn)，中西方管理者模型存在一定差異[35]。李超平等人在MLQ的基礎上，編制基于中國文化背景的變革型領導問卷，該問卷含有問卷題項25個?；诒狙芯繑?shù)據(jù)測得該量表信度克隆巴赫α值為0.997，KMO檢驗系數(shù)為0.984(p<0.001)。

(3)組織氛圍

很多學者對組織氛圍量表進行了深入的研究，比較成熟的量表包括Insel編制的WES量表和Siegel開發(fā)的CCQ量表。蓋洛普公司開發(fā)出的蓋洛普 Q12 量表，因其簡潔實用得到國內企業(yè)的廣泛使用。李建軍在Q12量表的基礎上，采用因子分析的方法，建構形成了含有6個題項的組織氛圍量表，經(jīng)檢驗，該量表具有很好的信度和效度?；诒狙芯繑?shù)據(jù)，測得李建軍的組織氛圍量表信度克隆巴赫α值為0.989，KMO檢驗系數(shù)為0.933(p<0.001)。

(4)自我效能感

1981年，Schwarzer等人編制了自我效能感量表GSES，經(jīng)過修訂和改進，該量表含有題項10個。目前GSES被翻譯成近30種語言，在世界范圍內廣泛被采納。2001年，王才康等人將GSES量表進行了漢化和修訂，成為國內學者開展相關研究的有效工具?；诒狙芯繑?shù)據(jù)，測得漢化版GSES量表的信度克隆巴赫α值為0.850，KMO檢驗系數(shù)為0.918(p<0.001)。

2. 數(shù)據(jù)獲取

研究團隊以參加“校長國培計劃”中小學校長示范性培訓項目、“校長國培計劃”中西部農(nóng)村校長培訓項目培訓的中小學校長為測試對象，在2017年9月至2019年7月，先后發(fā)放問卷21次，發(fā)出問卷960份，回收問卷753份。篩除信息不全、存在空白項或選擇方式呈現(xiàn)規(guī)律性的問卷，得到有效問卷509份，有效問卷回收率為53.02%。

3. 數(shù)據(jù)描述

本研究在問卷調查的同時，采集了被試對象的人口統(tǒng)計學變量和學校情況等基本信息，如性別、年齡、學歷、任職年限、專業(yè)背景、學校學段、學校所在區(qū)域等。509個被試對象中，男性校長有292人，占比為57.4%，女性校長占比為42.6%。29歲及以下校長有25人，占比為4.9%；30歲至39歲的校長有125人，占比為24.6%；40至49歲校長有265人，占比為52.1%；50歲及以上校長有94人，占比為18.5%。擁有大專及以下學歷的校長有94人，占比為18.5%；擁有本科及以上學歷的校長有415人，占比為81.5%。任職年限1至5年的校長有285人，占比為56%；任職年限6至10年的校長有137人，占比為26.9%；任職年限11年及以上的校長有87人，占比為17.1%。有計算機或信息技術相關專業(yè)背景的校長有15人，占比為3.0%。小學校長245人，占比為48.1%；初中校長有143人，占比為28.1%；高中校長為121人，占比為23.8%。被試對象中來自東部地區(qū)的校長有59人，占比為11.6%；校長所在學校處在中部地區(qū)的有140所，占比為27.5%；西部地區(qū)的學校有187所，占比為36.7%；東北地區(qū)的學校有123所，占比為24.2%。

變量的均值、方差、標準差等描述性統(tǒng)計如表1所示。校長信息化領導力標準差比較小，且均值為3.10，表明被試校長信息化領導力處于中等偏上水平。在變革型領導四個維度中，德行垂范均值最大，為3.39，表明被試校長的德行垂范有較好的表現(xiàn)。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

四、假設檢驗

考慮到不同變量的多維影響效應，本研究分三步對假設進行驗證：(1)采用非參數(shù)相關分析法檢驗人口學、組織學等變量對校長信息化領導力的影響；(2)基于第一步分析結果，將有影響的人口學、組織學變量予以控制，采用偏相關分析法檢驗變革型領導對組織氛圍、自我效能感的影響，并驗證三者對校長信息化領導力的影響；(3)在前兩步分析基礎上，采用Bootstrap法檢驗組織氛圍和自我效能感的中介效應。

1. 控制變量影響分析

基于人口學、組織學變量為分級變量的原因，研究采用斯皮爾曼Rho非參數(shù)相關分析法檢驗性別、年齡、學歷、任職年限、專業(yè)背景、學校學段、學校所在區(qū)域等控制變量對校長信息化領導力的影響，相關系數(shù)矩陣如表2所示。根據(jù)系數(shù)矩陣可以發(fā)現(xiàn)，校長的年齡、學歷、任職年限、學校學段和學校所在區(qū)域等變量在顯著水平p<0.01(雙尾)下呈現(xiàn)顯著弱相關性，校長學歷與校長信息化領導力不相關。被試對象中有計算機或信息技術相關專業(yè)背景的校長占比僅為3.0%，非參數(shù)相關分析同樣沒能檢測到專業(yè)背景與校長信息化領導力的相關性。通過分析可知，性別、年齡、任職年限、學校學段以及學校所在經(jīng)濟區(qū)域因素對校長信息化領導力的影響盡管較弱，但其影響效果不應該被忽略。在接下來的檢驗中，研究考慮采用有效措施，將人口統(tǒng)計學等變量的影響效應予以剔除。

表2 控制變量對校長信息化領導力影響分析 (N=509)

注：1代表性別，2代表年齡，3代表學歷，4代表任職年限，5代表專業(yè)背景，6代表學校學段，7代表學校所在區(qū)域。

2. 相關性分析

研究將性別、年齡、學歷、任職年限、學校學段和學校所在區(qū)域等對校長信息化領導力存在影響的變量予以控制，采用偏相關分析法分析校長變革型領導、組織氛圍、自我效能感以及信息化領導力之間的關聯(lián)關系。偏相關系數(shù)矩陣如表3所示。根據(jù)相關系數(shù)矩陣可知，愿景激勵對校長信息化領導力呈顯著正向影響，r=0.78，p<0.001,假設H1a成立；德行垂范對校長信息化領導力呈顯著正向影響，r=0.73，p<0.001,假設H1b成立；個性化關懷對校長信息化領導力呈顯著正向影響，r=0.77，p<0.001,假設H1c成立。領導魅力對校長信息化領導力呈顯著正向影響，r=0.75，p<0.001,假設H1d成立。此外，個性化關懷和領導魅力對組織氛圍影響最大(r=0.95, p<0.001)，愿景激勵和德行垂范對組織氛圍的影響稍弱(r=0.94，p<0.001)，假設H2a成立。組織氛圍對校長信息化領導力呈顯著正向影響，r=0.76，p<0.001，假設H2b成立。同理，愿景激勵、德行垂范、個性化關懷、領導魅力分別對自我效能感呈現(xiàn)顯著正向影響，自我效能感對校長信息化領導力呈現(xiàn)顯著正向影響，假設H3a、H3b成立，這些假設的成立為中介分析提供了理論支撐。

表3 各變量偏相關分析系數(shù)矩陣 (N=509)

注：***p<0.001。

3. 中介效應檢驗

中介效應檢驗可以分析自變量對因變量的影響過程和作用機理，相比單純的自變量與因變量相關關系分析，中介效應檢驗能夠得到更多、更細致的結論。

經(jīng)典的中介效應檢驗有馬爾科夫鏈蒙特卡羅(MCMC)分析法、Baron的逐步回歸法和Bootstrap法。MCMC法因為算法復雜，還涉及具有爭議性的先驗分布，因此使用該方法的較少。相比逐步回歸法，Bootstrap法是一種非參數(shù)檢驗法，具有更良好的檢驗效果[36]。本文采用Bootstrap法檢驗組織氛圍和自我效能感在變革型領導對校長信息化領導力的影響作用中的中介效應，并設置5 000次樣本抽樣數(shù)，在95%置信區(qū)間中檢驗中介效應。檢驗結果如表4和表5所示。

(1)采用Bootstrap法，檢驗組織氛圍的中介效應

研究對校長的性別、年齡、任職年限、學校學段和學校所在區(qū)域等變量予以控制后，愿景激勵與校長信息化領導力影響的中介效應不包含0，顯著存在于區(qū)間[0.034, 0.244]。因此，組織氛圍是愿景激勵和校長信息化領導力之間的中介變量。與此同時，愿景激勵對校長信息化領導力的直接效應為0.356，顯著存在于區(qū)間 [0.255, 0.457] 且不包含0。由此可知，組織氛圍在愿景激勵與校長信息化領導力之間起到部分中介作用，假設H2c成立。在組織氛圍中介下，中介效應為0.139，總效應為0.495，中介效應比為28.08%。同理，組織氛圍在個性化關懷和領導力之間起到部分中介作用，中介效應為0.327，假設H2e成立，中介效應比為70.78%；組織氛圍在領導魅力和領導力之間起到部分中介作用，中介效應為0.214，假設H2f成立，中介效應比為41.55%。此外，德行垂范與校長信息化領導力影響的中介效應不包含0，顯著在于區(qū)間[0.267, 0.474]，中介效應值為0.369；德行垂范對校長信息化領導力的直接效應為0.054，顯著存在區(qū)間[-0.045, 0.153]包含0。因此，組織氛圍在德行垂范與校長信息化領導力之間起到完全中介作用，假設H2d成立，中介效應比為87.23%。

表4 組織氛圍在變革型領導和信息化領導力間的中介效應檢驗

注：***p<0.001，**p<0.01，*p<0.05

表5 自我效能感在變革型領導和信息化領導力間的中介效應檢驗

注：***p<0.001。

(2)基于Bootstrap法，檢驗自我效能感的中介效應

研究對校長人口統(tǒng)計學變量以及學?；厩闆r等變量控制后，愿景激勵與校長信息化領導力影響的中介效應不包含0，顯著存在于區(qū)間[0.072, 0.235]。因此，自我效能感是愿景激勵和校長信息化領導力之間的中介變量。與此同時，愿景激勵對校長信息化領導力的直接效應為0.342，顯著存在于區(qū)間 [0.260, 0.423] 且不包含0。由此可推斷，自我效能感在愿景激勵與校長信息化領導力之間起到部分中介作用，假設H3c成立。在自我效能感的中介下，中介效應為0.153，總效應為0.495，中介效應比為30.91%。同理可知，自我效能感在領導魅力和領導力之間起到部分中介作用，中介效應為0.196，假設H3f成立，中介效應比為38.06%；自我效能感在個性化關懷和領導力之間起到完全中介作用，中介效應為0.253，假設H3e成立，中介效應比為54.76%。此外，德行垂范與校長信息化領導力影響的中介效應包含0，顯著存在于區(qū)間[-0.203, 0.361]。中介效應不存在，假設H3d不成立。

4. 討論分析

研究發(fā)現(xiàn)，變革型領導的愿景激勵、德行垂范、個性化關懷和領導魅力四個子維度均對校長信息化領導力存在顯著的正向影響。這與Judge、Conger、Howell、李超平等人的研究結論基本吻合[11-15]，但影響系數(shù)有所不同(H1a：r=0.78，p<0.001；H1c：r=0.77，p<0.001；H1d：r=0.75，p<0.001；H1b：r=0.73，p<0.001)。其中，愿景激勵對校長信息化領導力的作用效果最強。學校信息化建設離不開信息化愿景規(guī)劃?？茖W合理的信息化愿景規(guī)劃是學校未來中長期信息化建設的規(guī)劃和藍圖，也是廣大師生對學校未來發(fā)展的期望。因此，校長要將學校的信息化愿景制定成學校全體成員共同的愿景，使大家在共同愿景的激勵下，凝聚共識，形成合力。

研究顯示，學校組織氛圍和校長自我效能感分別對校長信息化領導存在顯著的正向影響。這與Zilwa和董燕的研究結果基本一致[25] [7]，不同之處在于，本研究中，組織氛圍和自我效能感對校長信息化領導力影響更強(H2b：r=0.76，p<0.001；H3b：r=0.77，p<0.001)。由此可知，組織氛圍和自我效能感對促進校長信息化領導力十分重要。在校長開展學校信息化建設中，良好的組織氛圍是組織層面的支持，積極的自我效能感是校長個人層面的保障，兩者相輔相成，互為補充。

研究證實，在控制了人口統(tǒng)計學等變量后，組織氛圍在變革型領導的四個子維度(愿景激勵、德行垂范、個性化關懷、領導魅力)對校長信息化領導力的影響中存在中介效應，自我效能感在變革型領導的三個子維度(愿景激勵、個性化關懷、領導魅力)對校長信息化領導力的影響中存在中介效應。其中，組織氛圍對德行垂范與校長信息化領導力之間的中介效應最大，且為完全中介(H2d：β=0.369，p<0.001)。具有良好品德素養(yǎng)的校長能夠率先垂范，正己化人。德才兼?zhèn)涞男ｉL，不僅注意大節(jié)，還注意小節(jié)。這樣的校長，開展工作布置，師生會欣然采納，對于過錯的批評，員工也會誠懇接受。在民主、和諧、融洽的組織氛圍中，學校的信息化建設自然會順利開展。

研究與假設不同的是，自我效能感在德行垂范對校長信息化領導力影響中的中介效應不存在(H3e不成立)。具體原因有可能是善于德行垂范的校長一般會謹慎小心，對于事情的完成和別人的能力缺少足夠的信心。

五、研究結論

在理論方面，本研究以變革型領導理論和校長信息化領導力理論為基礎，通過引入組織氛圍和自我效能感作為二維中介變量，構建了變革型領導風格對校長信息化領導力的影響模型。通過研究發(fā)現(xiàn)，愿景激勵、德行垂范、個性化關懷、領導魅力、組織氛圍和自我效能感分別對校長信息化領導力具有顯著的正向影響。研究證實，組織氛圍和自我效能感在變革型領導與校長信息化領導之間具有中介效應。其中，組織氛圍對變革型領導的德行垂范子維度與校長信息化領導力之間具有完全中介效應。該發(fā)現(xiàn)為進一步提升校長信息化領導力提供了理論支撐。

在實踐方面，研究對于校長信息化領導力的專業(yè)化成長提供了路徑參考。首先，校長若要提高信息化領導力水平，除了要具備基本的信息化知識和能力外，可以從領導風格，特別是變革型領導風格入手，通過強化愿景激勵、德行垂范、個性化關懷以及領導魅力等方面的表現(xiàn)提高信息化領導力水平。其次，采取有效手段，提高學校的組織性。這對于提高校長信息化領導力，順利開展信息化建設也會有十分重要的促進作用。另外，校長在日常管理工作中，還要注意自我效能感的養(yǎng)成和促進，通過提高校長們在自我效能感方面的表現(xiàn)，也會促進校長信息化領導力的專業(yè)化成長。