呂立杰 丁奕然

（東北師范大學教育學部，長春 130024）

一、研究背景

課程領(lǐng)導作為指引學校課程變革、促進課程統(tǒng)整規(guī)劃與完善學校課程評價的教育活動，意在通過引導他人作出關(guān)于課程的正確判斷與協(xié)同管理，改善學校課程與教學品質(zhì)，進而助力教師專業(yè)發(fā)展與學生素養(yǎng)提升。相較于課程管理而言，課程領(lǐng)導可以從更為專業(yè)性與創(chuàng)新性的層面達成學校課程的演進，滿足各類主體對教育的需求。正因如此，課程領(lǐng)導自上世紀80年代開始便成為國際課程研究的焦點領(lǐng)域（呂立杰等，2019）。如Sergiovanni（1995）從領(lǐng)導管理的目的性出發(fā)，提出課程領(lǐng)導是“為學校成員提供必要的基本支持與資源，進而充實教師的課程專業(yè)知能，發(fā)展優(yōu)質(zhì)學校教育方案……最后把學校發(fā)展成為課程社群，達成卓越教育的目標?！盙latthorn（1995）從功能行使的角度分解了課程領(lǐng)導的內(nèi)涵，即應(yīng)制定課程發(fā)展的目標、重新思考教學方案、致力于以學習為中心的課程安排、統(tǒng)整課程的內(nèi)容以及監(jiān)控課程的實施，從而為學生提供優(yōu)質(zhì)的課程。臺灣學者游家政則從領(lǐng)導過程的視角提出“課程領(lǐng)導是在教育的團體情境里，借影響力來引導教育工作者在課程實物（含教學）的努力方向，使其同心協(xié)力去達成教育目標的歷程（臺灣海洋大學師資培育中心，2006，第18頁）?！笨梢?，不同學者的觀點各不相同，但均明確了課程領(lǐng)導是學校教育中的領(lǐng)導主體以領(lǐng)導各類課程要素為中介，進而優(yōu)化學校課程體系，達成教育目標，并滿足相關(guān)利益者需求的過程。

21世紀以來，隨著我國第八次課程改革大規(guī)模地展開，國內(nèi)課程領(lǐng)導研究產(chǎn)生了眾多研究成果。根據(jù)文獻計量學的實證研究表明，國內(nèi)課程領(lǐng)導的研究成果主要集中于新課改理念下的課程領(lǐng)導實踐探索、校本課程領(lǐng)導力研究，以及校長課程領(lǐng)導力研究（袁嬌等，2017）。校長作為學校課程規(guī)劃與改革發(fā)展的推動者與負責人，他們的課程領(lǐng)導力水平關(guān)乎學校課程教學的整體質(zhì)量。在中小學教育實踐中，校長既會以專業(yè)踐行者的經(jīng)驗調(diào)適、統(tǒng)整與創(chuàng)新學校的課程建設(shè)，更會以職位領(lǐng)導者的身份感染重要他人、協(xié)調(diào)各類資源、創(chuàng)生督管機制，用以促進師生取得課程收獲或滿意。由此可見，校長課程領(lǐng)導力具備了課程建設(shè)的任務(wù)指向與人際指向的雙重目標指向。然而，校長課程領(lǐng)導力的獲得并非一蹴而就。由于校長參與課程決定的過程可能面臨著環(huán)境勢力抗拒、課程知識匱乏、實務(wù)經(jīng)驗不足與權(quán)力使用技巧欠缺等多方面阻礙，致使他們課程領(lǐng)導力往往是在“覺醒—認知—行動—反思”的實踐循環(huán)中不斷提升的（林志成等，2020）。那么，國內(nèi)中小學校長課程領(lǐng)導力的現(xiàn)實水平、影響因素，以及其實際的路徑模型等方面是否已經(jīng)形成了完善的實證研究，就值得一探究竟。

相較于國外以及我國港臺地區(qū)校長課程領(lǐng)導力實證研究的數(shù)量與質(zhì)量，目前國內(nèi)相關(guān)研究仍舊處于增長期。例如：針對個案校長的訪談進行了課程領(lǐng)導力的組成部分與影響因素深描（顏曉程，2017，第2頁）；調(diào)查我國普通高中校長的選修課課程領(lǐng)導力現(xiàn)狀（張楠等，2017）；對我國當下中小學校長的課程領(lǐng)導力進行了測量，并對校長的角色類型采用進行了聚類分析與特征描述（呂立杰等，2019）；采用多元線性回歸深入分析了學習投入、管理經(jīng)驗與辦學自主權(quán)對課程領(lǐng)導力的影響作用（雷萬鵬，馬麗，2019）?？偟膩砜矗瑖鴥?nèi)校長課程領(lǐng)導力的實證研究中對現(xiàn)實水平測量與外部影響因素分析的研究已有呈現(xiàn)，然而對于校長課程領(lǐng)導力內(nèi)部構(gòu)成要素作用機制的實證研究尚不充分。為此，本研究通過測量的方式調(diào)研我國中小學校長課程領(lǐng)導力的構(gòu)成要素，并采用結(jié)構(gòu)方程模型的方法探討各要素間的作用機制，以期能為一線校長課程領(lǐng)導力的提升提供建議。

二、研究模型與假設(shè)

（一）校長課程領(lǐng)導力以自我課程意識覺醒為起點

校長課程領(lǐng)導力的內(nèi)涵要素根據(jù)國內(nèi)外學者的研究角度不同，其劃分的要素與維度也各不相同。研究者基于Hall（1996）教授、臺灣學者高博詮（2001）等人的研究結(jié)果予以歸納分析，其課程領(lǐng)導力涵蓋了從課程組織規(guī)劃、實施管理與評估反饋等基本要素。然而，任何行為的外顯表達都暗含著內(nèi)隱的知覺意識，校長課程領(lǐng)導的行為表現(xiàn)也不例外，因為其課程領(lǐng)導力往往是在“覺醒—認知—行動—反思”的實踐循環(huán)中生成的。無論是歐用生先生（2004）所指出的“自我是課程發(fā)展的助力，課程領(lǐng)導是一種自我覺醒的學問”，還是Fullan（2004）強調(diào)的課程領(lǐng)導者會依據(jù)其信念、價值所擬定之課程執(zhí)行策略，均體現(xiàn)了校長課程領(lǐng)導力以其課程意識覺醒為起點。校長課程意識的覺醒雖然可能源自教育政策等外界環(huán)境的壓迫，或出自教育實踐問題解決的需求，也可能出于自身專業(yè)學習的慎思，這些促進了校長對課程領(lǐng)導價值性與必要性認同、理論化與實操化的自覺。

（二）校長課程領(lǐng)導力以取得的課程效能為指向

從管理學的“投入—產(chǎn)出”工作模型來看，課程領(lǐng)導作為校長由課程意識本體覺醒，經(jīng)歷課程規(guī)劃、管理與評估等多個行為的實踐過程，其目的也必然期望得到相應(yīng)的產(chǎn)出或成效。不同學者在校長課程領(lǐng)導力的目的指向上各不相同，部分學者將其明確為學校課程的整體演進與有效教學的發(fā)生，有的學者側(cè)重于教師專業(yè)發(fā)展與學生成長的適性揚才，還有部分學者則認為校長課程領(lǐng)導力指向?qū)W校教育文化的轉(zhuǎn)型或重生。以上表述都在強調(diào)校長課程領(lǐng)導力在注重課程發(fā)展的基礎(chǔ)上，還應(yīng)當發(fā)揮更為深遠的作用。如同Stark（2002）早在2002年的實證研究中所表明的那樣，課程領(lǐng)導活動與風格影響課程發(fā)展與各種組織效能。因此，校長課程領(lǐng)導力是以取得課程優(yōu)化設(shè)置、師生共同成長、學校文化重構(gòu)等在內(nèi)的課程效能為指向的。對于校長自身而言，應(yīng)包含感知到的學校課程設(shè)置的合理性、管理效率的提升度，以及師生學習收獲的滿意度。鑒于此，研究者從中小學教育實踐的角度出發(fā)，將中小學校長課程領(lǐng)導力的構(gòu)成要素分解為校長課程意識、課程規(guī)劃能力、課程管理能力、課程評估能力、課程領(lǐng)導效能，并構(gòu)建了如下表1所示的基本路徑假設(shè)，用以進行后續(xù)的校長課程領(lǐng)導力測量與作用機制探討。

表1 校長課程領(lǐng)導力的基本路徑假設(shè)

三、研究過程與方法

（一）量表設(shè)計

為了能夠清晰、準確地測評研究假設(shè)中所提及的變量，研究者修訂了“校長課程領(lǐng)導勝任力”（呂立杰等，2019）的考查維度，更加關(guān)注校長具有的課程能力類型，將校長課程領(lǐng)導力測試量表的一級維度分為課程意識、課程規(guī)劃能力、課程管理能力、課程評估能力與課程領(lǐng)導效能。前四者為校長課程領(lǐng)導力的內(nèi)部構(gòu)成要素，課程領(lǐng)導效能則是其領(lǐng)導力產(chǎn)出結(jié)果的構(gòu)成要素。對于課程意識而言，研究者根據(jù)相關(guān)文獻將其分為價值認同、課程慎思、政策理解與理論自覺在內(nèi)的四個二級維度（歐用生，2004，第17頁）；課程規(guī)劃能力依據(jù)Glatthorn（2006）對學校課程規(guī)劃的幾點改進要求，劃分為目標達成、系統(tǒng)關(guān)聯(lián)、資源分配與協(xié)商論證四個維度；課程管理能力劃分為溝通領(lǐng)導、督管實施、環(huán)境協(xié)同與教師培訓四個維度；課程評估能力則劃分為組織評估、管理評估、實施評估與師生評估等二級維度。考慮到測評對象為校長，因而將課程領(lǐng)導效能的下屬維度劃分為校長本體感知的課程設(shè)置合理性、管理效率提升度，以及相關(guān)人員的學習收獲等維度（量表維度與解釋詳見表2所示）。在具體的量表題項設(shè)計中，研究者首先針對以上得出的二級維度，結(jié)合校長課程領(lǐng)導的實際情況，初步設(shè)計了相應(yīng)題項。其次，為確保測評量表題項的內(nèi)容效度，避免出現(xiàn)結(jié)構(gòu)交叉與語義重復等問題，研究者選擇了三位課程與教學論教授、五位教育家型校長進行量表的審閱、討論與反復修改。最終，研究編制完成了校長課程領(lǐng)導力的自陳式量表，共計測試題38道，均采用Likert 5.0的方式予以計分。

表2 校長課程領(lǐng)導力量表的各維度及解釋說明

（二）抽樣調(diào)查

為確保量化研究的群體可推廣性，此次研究的抽樣采用分層配額抽樣的方法。研究者根據(jù)我國“七五”規(guī)劃中劃分的我國東部、中部與西部地區(qū)，分別從三個地區(qū)中隨機選擇兩個省份進行調(diào)研。此外，依據(jù)我國教育部公布的2019年各學段學校的總體數(shù)量，研究確定校長所屬學段的小學、初中、高中調(diào)查比例大致為5:3:2（丁奕然,呂立杰，2020）。正因如此，研究者在實際調(diào)研中針對每個省份發(fā)放60份校長問卷，其中小學30份、初中18份、高中12份，且盡量保證農(nóng)村校長與城市校長數(shù)量比為1:1。整個調(diào)研過程均采用網(wǎng)絡(luò)問卷發(fā)放的形式，隨機抽選樣本學校調(diào)研學校正職校長或主管課程建設(shè)的副職校長，共計發(fā)放問卷360份，刪去作答不全、回答速度較快與明顯作答不認真的問卷，共計收回有效問卷347份（小學169份、初中106份、高中72份），問卷有效回收率達96.39%。

（三）數(shù)據(jù)分析

數(shù)據(jù)分析的量表信效度檢驗、統(tǒng)計性描述，以及結(jié)構(gòu)方程模型檢驗三個部分均采用R語言完成。量表的信度檢驗采用R語言嵌套的alpha函計算數(shù)據(jù)的Cronbach’s Alpha信度系數(shù)（丁奕然,呂立杰，2020）。由于本量表為自主開發(fā)的測試題，因此便采用探索性因子分析進行效度檢驗，其具體步驟如下：一是采用R語言附加的psych包（Revelle，2021）、MASS包（Ripley B，2021）分別對數(shù)據(jù)進行Bartlett球形檢驗與KMO檢驗，看其是否適用于探索性因子分析法進行適用性檢驗；二是采用fa.parallel函數(shù)判斷需提取的公共因子數(shù)，并在該函數(shù)下以主軸因子分析的方式提取因子，因子提取的標準為特征根大于1；三是采用fa.promax函數(shù)進行斜交因子旋轉(zhuǎn)，判斷其產(chǎn)生的因子相關(guān)性是否存在相關(guān)性，進而選擇正式的旋轉(zhuǎn)方法（呂晶，2020）；四是采用fa.varimax函數(shù)的最大方差法進行正交旋轉(zhuǎn)，刪去不符合刪選標準的題項，題項選取標準為因子載荷大于0.45，且不存在交叉因子載荷；五是將正式得到的量表數(shù)據(jù)重復進行上述的KMO檢驗與因子分析，得出KMO值、各題項因子載荷以及累積解釋變異量。

本研究的統(tǒng)計性描述采用R語言根據(jù)因子載荷系數(shù)加權(quán)的方式求潛變量得分，并將得到的分紙化歸至滿分為10分的標準化數(shù)值。緊接著采用R語言的mean函數(shù)、sd函數(shù)分別計算各潛變量的平均值與標準差，并通過附加的gglot2包繪制潛變量標準化分值的箱線分布曲線圖（Ito & Murphy，2013）。由于本研究的研究對象為校長，其樣本量搜集必然不可能較大，研究屬于探索性研究非驗證性，因此本研究結(jié)構(gòu)方程模型檢驗選擇了小樣本適用的偏最小二乘法結(jié)構(gòu)方程模型（Partial Least Squares Structural Equation Modeling, PLS-SEM）。相關(guān)研究表明即使在小樣本（如100左右）的情況下，PLS-SEM 也能取得較高水準的統(tǒng)計檢定力（Reinartz et al.，2009）。PLS-SEM檢驗的最小樣本量遵循十倍數(shù)原則即可，即以單一構(gòu)面中具有最多觀測變量的潛變量為基準，樣本數(shù)為該潛變量觀測變量數(shù)量的十倍（Barclay et al.，1995）?？梢?，本研究的樣本數(shù)量遠高于十倍數(shù)，因而采用R語言的semPLS包建構(gòu)PLS-SEM進行模型驗證，并將運行出相關(guān)結(jié)果后導入semplot包的semPaths程序美化輸出（丁奕然,呂立杰，2021）。

四、研究結(jié)果與分析

（一）量表信效度分析

經(jīng)R語言計算，研究者初步編制的問卷總體Cronbach’s Alpha信度系數(shù)為0.796。在是否適合進行因子分析方面，數(shù)據(jù)的Bartlett球形檢驗系數(shù)為428 817.234（P＜0.01）、KMO值為0.825＞0.8，以上結(jié)果表明該量表數(shù)據(jù)適合進行因子分析。而平行分析結(jié)果建議該量表提取的公共因子數(shù)為5個。因此，設(shè)定提取因子為5個進行主軸因子分析，結(jié)果顯示5個因子解釋了整個數(shù)據(jù)集78.312%的方差。緊接著，根據(jù)斜交因子旋轉(zhuǎn)的方式輸出因子間的相關(guān)關(guān)系矩陣，各因子間的相關(guān)系數(shù)均較低（r＜0.5）。因此，研究者判定量表提取的5個因子間相互獨立，進而采用基于最大方差法的正交旋轉(zhuǎn)，旋轉(zhuǎn)分析后研究者刪去了量表中6道因子載荷低于0.5的題項，進而生成了具有包含5個因子穩(wěn)定結(jié)構(gòu)的量表。針對最終確定的量表進行信效度分析，整個量表的Cronbach’s Alpha系數(shù)為0.861，而課程意識、課程規(guī)劃能力、課程管理能力、課程評估能力與課程領(lǐng)導效能的Cronbach’s Alpha系數(shù)分別為0.794、0.823、0.910、0.877、0.832。此外，該量表的KMO值0.872、所有題項的標準化因子載荷均在0.579-0.862、總解釋量83.466%，可見本研究開發(fā)的量表具有良好的信效度。

（二）描述性統(tǒng)計

根據(jù)化歸計量后的數(shù)值顯示，中小學校長課程意識、課程規(guī)劃能力、課程管理能力、課程評估能力與課程領(lǐng)導效能五個維度的平均值分別為7.605、8.388、8.226、7.290、7.435（均值為箱線曲線分布圖中的小方格）。由此可見，中小學校長通常擅長于課程規(guī)劃與管理，而課程意識與課程評估能力則較為薄弱。這恰恰印證了部分學者曾經(jīng)提及的，現(xiàn)實中的校長課程領(lǐng)導太強調(diào)實務(wù)層面、行政格式，將課程當作格式化的產(chǎn)品，缺乏深刻的課程意識（林文生，2005）。另一方面，在實際的學校教育教學中，校長課程領(lǐng)導的評估大多受限于“為評價而評價”的思維，將應(yīng)試或升學評價捆綁或強加在課程領(lǐng)導的評估中，如評估中忽視對課程本身的評價、注重對學生的評估，缺乏對領(lǐng)導過程的評價，集中于對結(jié)果的評估。

為了更好地展示各維度校長群體的異質(zhì)性，研究者對各維度的標準差進行了計算，并繪制了箱線曲線分布圖（具體如圖1所示）。中小學校長課程意識、課程規(guī)劃能力、課程管理能力、課程評估能力與課程領(lǐng)導效能五個維度的標準差分別為0.998、0.621、0.973、0.967、1.06。而根據(jù)箱線曲線分布圖來看，校長課程規(guī)劃能力的后四分位點都要遠高于課程意識、課程管理能力與課程領(lǐng)導效能的前四分位點?？梢?，中小學校長課程領(lǐng)導的規(guī)劃能力整體較高且差異較小，而其他方面均有較大的差異。中小學實際的教育教學中，校長大多抱著優(yōu)質(zhì)學?！皟?yōu)”在成熟的學校文化和豐富化的課程體系這一基本觀念，通常會將學校的課程體系規(guī)劃統(tǒng)整、完善生成為可以宣傳推廣、體現(xiàn)學校教育文化的資料（謝翌等，2020）。因此，各位校長在課程規(guī)劃層面進行的實踐探索與反思較多，從而該維度的整體水平較高，且個體差異較小。依據(jù)箱線曲線分布圖的數(shù)據(jù)呈現(xiàn)來看，校長課程意識、課程管理能力與課程評估能力三個維度的中位數(shù)（箱子中間的點畫線）要明顯大于其平均數(shù)，說明了這三個維度上大多數(shù)校長的課程意識、課程管理能力與課程評估能力也要比平均水平更高，但部分校長較低數(shù)值的出現(xiàn)使得平均分下移。該現(xiàn)象也提示了需要加強對課程領(lǐng)導力薄弱的校長這三個方面的培訓，從而進一步提升我國校長課程領(lǐng)導的整體水平。

圖1 校長課程領(lǐng)導力構(gòu)成要素的箱線曲線分布圖

（三）模型建構(gòu)及假設(shè)檢驗

PLS-SEM的擬合優(yōu)度判斷指標與一般的協(xié)方差結(jié)構(gòu)方程模型不同，其既需要考量各指標的有效性，還應(yīng)當對模型整體的解釋性進行分析。由于研究中假設(shè)的模型構(gòu)面均為形成性指標，因此各指標有效性的評價需根據(jù)weight和VIF予以判斷（Hair et al.，2011）。本研究構(gòu)建五個形成性指標（課程意識、課程規(guī)劃能力、課程管理能力、課程評估能力與課程領(lǐng)導效能）的weight值均大于0.2，VIF值均小于0.33，說明各指標對構(gòu)面的貢獻度較高。而從模型整體的結(jié)構(gòu)上來看，可從模型解釋功能上來看，四個內(nèi)生變量即課程規(guī)劃能力、課程管理能力、課程評估能力與課程領(lǐng)導效能的被解釋方差R2分別為0.563、0.527、0.605、0.643，相對影響的測度指標f2則分別為0.151、0.403、0.388、0.346。以上四個內(nèi)生變量的R2均大于0.5、f2均大于0.15，說明模型具有中度以上的解釋力，且外生潛變量對內(nèi)生變量的相對影響呈現(xiàn)中效果以上（Hair et al.，2011）。此外，模型中路徑系數(shù)的導出設(shè)定為顯示標準化系數(shù)，且只顯示P＜0.05達到顯著性水平的路徑。綜上所述，本研究建構(gòu)的中小學校長課程領(lǐng)導力模型具有較高的擬合優(yōu)度，且解釋度高（具體如圖2所示）。

圖2 校長課程領(lǐng)導力構(gòu)成要素作用機制的PLS-SEM

1.影響課程領(lǐng)導效能的總效應(yīng)與直接效應(yīng)分析

對于總效應(yīng)的分析顯示：對課程領(lǐng)導效能作用最為明顯的是課程評估能力，其次是課程意識，再次為課程規(guī)劃能力與課程管理能力，而其中僅課程評估能力與課程管理能力能夠?qū)φn程領(lǐng)導效能有直接效應(yīng)，標準化正向作用系數(shù)分別為0.477和0.369（各潛變量作用關(guān)系詳見表3）。這一結(jié)果從實證角度說明了校長課程領(lǐng)導力的生成是一種經(jīng)歷“覺醒—認知—行動—反思”的實踐智慧，僅停留于心理意識層面與規(guī)劃層面是無法達成學校課程發(fā)展、教育文化變革與師生共同成長的。然而，課程意識雖然對課程領(lǐng)導效能沒有直接影響，但其對課程領(lǐng)導效能的總效應(yīng)卻達0.443，居于所測潛變量的第二位。由此可見，校長深刻的課程意識中所包含的理論自覺、價值認同與課程慎思等往往構(gòu)造了其課程領(lǐng)導的內(nèi)驅(qū)力，繼而使其產(chǎn)生了課程規(guī)劃、管理與評估等各種行為意愿。這也契合了部分學者所認為的課程領(lǐng)導是一種詩性智慧，其是領(lǐng)導者長期系統(tǒng)記錄學校課程故事，將感性體會與理性邏輯融入其中，用自身篤定的信念與熱忱的行為去感染他人，尋找公共的善與利益（林文生，2005）。

表3 各潛變量作用關(guān)系表（標準化效應(yīng)值）

根據(jù)表3直接效應(yīng)的數(shù)值顯示，受課程意識直接影響最大的是課程評估能力，其次為課程規(guī)劃能力與課程管理能力。依據(jù)表3的直接效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，校長的課程規(guī)劃能力直接正向影響了其課程管理能力與課程評估能力。實際的校長課程領(lǐng)導中，學校課程規(guī)劃越為多元協(xié)調(diào)、系統(tǒng)完善，后續(xù)的課程管理與評估也越便于按圖索驥、深入思考，進而在行動與反思中提升自身的課程管理與評估能力。而課程評估能力對課程管理能力也具有直接作用，其正向作用系數(shù)為0.558。其實，課程評估能力的提升必然會涉及到完善學校課程資源的評估、教師課程素養(yǎng)的考評等多方面，這些在一定程度上能夠促進課程管理體系的完善，實現(xiàn)協(xié)同化管理，從而提升校長的課程管理能力。綜上所述，我們可以發(fā)現(xiàn)上文假設(shè)H1-H9全部成立，僅H4（校長的課程意識正向影響其課程領(lǐng)導效能）不存在直接效應(yīng)的正向作用，而是以間接效應(yīng)的多個中介作用與鏈式中介作用予以正向影響，因此，下文將著重對其進行深入探討。

2.課程意識對課程領(lǐng)導效能的間接效應(yīng)與路徑分析

課程意識對課程領(lǐng)導效能的直接效應(yīng)并不顯著，因此課程意識對課程領(lǐng)導效能全部為間接效應(yīng)。誠然，恰如社會心理學領(lǐng)域的計劃行為理論所呈現(xiàn)的，行為的產(chǎn)生及其結(jié)果呈現(xiàn)需要經(jīng)由行為意向發(fā)生，行為意向會受到個體態(tài)度等多方面的影響，而個體態(tài)度受到其信念的影響，信念等意識要素往往難以直接發(fā)生實際行為（閆巖，2014）。可見，校長的課程領(lǐng)導過程難以由意識直接影響到最后的課程領(lǐng)導效能。課程意識對課程領(lǐng)導效能的作用路徑共計6條，其中經(jīng)由一個中介變量作用的路徑有兩條，分別為：課程意識→課程管理能力→課程領(lǐng)導效能、課程意識→課程評估能力→課程領(lǐng)導效能，這兩條路徑的中介效果量（即該效應(yīng)量的總效應(yīng)量占比）分別為0.198（P＜0.01）和0.382（P＜0.01）。此外，還存在四條鏈式中介作用路徑，分別為：課程意識→課程規(guī)劃能力→課程管理能力→課程領(lǐng)導效能、課程意識→課程規(guī)劃能力→課程評估能力→課程領(lǐng)導效能、課程意識→課程評估能力→課程管理能力→課程領(lǐng)導效能、課程意識→課程規(guī)劃能力→課程評估能力→課程管理能力→課程領(lǐng)導效能，這四條路徑的中介效果量分別為0.108（P＜0.01）、0.101（P＜0.05）、0.169（P＜0.01）和0.042（P＜0.05）。

通過以上分析，我們不難發(fā)現(xiàn)課程規(guī)劃能力、課程管理能力與課程評估能力均在課程意識對課程領(lǐng)導效能的正向作用中起到中介作用。這說明校長課程意識可以正向預(yù)測課程領(lǐng)導效能，但是其中經(jīng)歷的路徑十分復雜。其實，校長課程意識中對學校課程的感性體悟與理性思考均源自個人在實踐規(guī)劃、管理與評估中的不斷進步，而深刻的課程意識絕不會讓課程發(fā)展停留在“如何做”的層面，其必然會慎思領(lǐng)導過程“為何這么做”。簡而言之，深刻的課程意識促進了校長傾聽多元主體的課程需求、落實時代變遷的課程政策、將共同的課程愿景植入學校課程變革中，促進學校整個領(lǐng)導效能的提升。這條路徑也恰恰提醒我們要注重校長課程領(lǐng)導的道德意涵。長期以來，課程領(lǐng)導研究中呈現(xiàn)出了課程與領(lǐng)導相分離的特點，突出以“技術(shù)理性”達成管理最優(yōu)化、效率最大化的基本轉(zhuǎn)向（Lee，2014）。然而，課程領(lǐng)導作為一種柔性化、共同體的領(lǐng)導，應(yīng)當以更為平和的心態(tài)與深刻的思考進行研究與實踐。只有校長自身具備課程為文化而變革、為學生而決定、為未來而演進的深刻課程意識，才真正具備了人道關(guān)懷與教育情懷，方能真正意義上獲取課程領(lǐng)導的最大效能。

五、研究結(jié)論與建議

基于此次的調(diào)查研究與模型檢驗分析，研究主要發(fā)現(xiàn)如下結(jié)論：（1）中小學校長通常擅長于課程規(guī)劃與管理，而課程意識與課程評估能力則較為薄弱；（2）直接影響校長課程領(lǐng)導效能的是其課程管理能力與課程評估能力，而發(fā)揮更大作用的是課程評估能力；（3）間接影響課程領(lǐng)導效能的最主要因素是校長本體的課程意識，其會經(jīng)由包含四條鏈式中介作用在內(nèi)的各類中介作用正向影響課程領(lǐng)導效能。為此，提出如下建議：

（一）注重校長課程領(lǐng)導力培訓的科學精準

根據(jù)校長課程領(lǐng)導力不同維度的測量結(jié)果顯示，當下中小學校長的課程規(guī)劃能力與課程管理能力較強，課程意識與課程評估能力等方面則較為薄弱，統(tǒng)計數(shù)值偏低的原因是部分校長的較低分的出現(xiàn)致使整體水平下移。因此，在實際的校長課程培訓中應(yīng)當改變過去通識、普適性的培訓方式，注重校長課程領(lǐng)導力培訓的科學化與精準化。隨著教育測量與評價技術(shù)進步與應(yīng)用，需進一步發(fā)展個性化、定制化教育培訓方式。對于校長課程領(lǐng)導力的科學精準培訓而言，一方面，需要加強對受培訓校長課程領(lǐng)導力各維度的量化與質(zhì)性測評，用以明確其課程領(lǐng)導力提升的實際所需與理論所求，并據(jù)此設(shè)置培訓內(nèi)容與形式；另一方面，要針對部分維度測評表現(xiàn)明顯薄弱的校長進行定向或?qū)优嘤枺屧摼S度中測評結(jié)果較好的校長與其一起進行相關(guān)課程領(lǐng)導任務(wù)的解決，從而快速促進中小學校長課程領(lǐng)導力水平的整體提升。此外，還應(yīng)當注重培訓后的回訪，采用持續(xù)跟蹤、定期評估與及時反饋的方式，促進中小學校長課程領(lǐng)導力整體水平的可持續(xù)發(fā)展。

（二）加強對校長課程領(lǐng)導心理要素的實證研究

此次實證研究結(jié)果表明校長課程領(lǐng)導中是否具備深刻的課程意識，關(guān)乎最終課程領(lǐng)導效能的提升與否。事實上自本世紀初，不少學者便提出校長課程領(lǐng)導的源動力應(yīng)當是校長課程領(lǐng)導意識的覺醒、信念的篤定，以及觀念的轉(zhuǎn)型（Henderson & Gornik，2007，p.3）可見，在研究方面應(yīng)加強對校長課程領(lǐng)導心理要素的實證研究。然而，至今國內(nèi)對于校長課程領(lǐng)導的實證研究仍舊集中在學校課程改進的行動研究、水平測量或行為觀測，以及外部影響因素等方面，對于校長本體課程領(lǐng)導情智要素的實證研究仍不多見。因此，對校長課程領(lǐng)導的實證研究應(yīng)進一步結(jié)合積極心理學、社會心理學等，加強對其心理要素的關(guān)注。首先，要對校長課程領(lǐng)導的認知、情感、意向、信念等要素予以量化測量或質(zhì)性深描，并進行它們對課程領(lǐng)導效能發(fā)生影響或作用的實證研究；其次，需要構(gòu)建校長對課程領(lǐng)導的自我效能感、效能期待、專業(yè)樂觀等各類心理資本的要素，并調(diào)研它們的實際現(xiàn)狀，進行這些對課程領(lǐng)導效能影響的實證研究；最后，還應(yīng)該構(gòu)建并測量校長的課程領(lǐng)導倦怠感，并加強校長自身心理要素對課程領(lǐng)導倦怠感調(diào)節(jié)能力的實證研究。

（三）構(gòu)建基于敘事-反思的校長課程領(lǐng)導力提升機制

課程領(lǐng)導力的生成取決于校長在自我課程行動中的感受與慎思。因而，校長課程領(lǐng)導力的提升不能僅限于課程領(lǐng)導力的理論培訓，應(yīng)當構(gòu)建基于敘事-反思的校長課程領(lǐng)導力提升機制。課程領(lǐng)導的敘事超越了簡單講述課程設(shè)置及其意義，其背后更包含了校長參與課程決定的思維模式、反思性實踐，以及課程相關(guān)利益者的訴求解讀與課程政策的邏輯理解（Lee，2014）。因此，構(gòu)建基于敘事-反思的校長課程領(lǐng)導力提升機制不僅要讓校長將自身課程領(lǐng)導的認知與思考過程顯性化，還要使其明確課程規(guī)劃、管理、評估等行為的內(nèi)在機理，及其課程決定是否滿足了相關(guān)主體的課程期待。具體而言，一方面需要校長轉(zhuǎn)型自身管理者、行政長官的角色，加強與包括教師、學生在內(nèi)的課程主體的溝通，以傾聽與對話提升對學校各課程主體期待的了解與體驗；另一方面，構(gòu)建校長間課程領(lǐng)導故事分享、實踐研討與成效交流的培訓機制，通過提升校長對課程領(lǐng)導重要事件的感受性，進而豐富其經(jīng)驗內(nèi)涵、促進專業(yè)實踐。