《Frontiers in Psychology》：The relationship between school innovation climate and teacher innovation behavior in higher vocational colleges: the chain mediating role of teacher job crafting and creative self-efficacy
编辑推荐：
摘要专业翻译
背景： 教师创新行为对于提升高职教育教学质量和人才培养至关重要，然而学校创新氛围与教师创新行为之间的心理机制仍未得到充分理解。本研究基于工作要求-资源模型（Job Demands-Resources model，JD-R model），考察工作重
摘要专业翻译
背景： 教师创新行为对于提升高职教育教学质量和人才培养至关重要，然而学校创新氛围与教师创新行为之间的心理机制仍未得到充分理解。本研究基于工作要求-资源模型（Job Demands-Resources model，JD-R model），考察工作重塑（job crafting）与创造性自我效能（creative self-efficacy）是否在学校创新氛围与教师创新行为之间起序列中介作用。
方法： 研究人员于2026年5月至6月通过问卷星平台对603名高职院校教师进行了问卷调查。采用成熟量表分别测量学校创新氛围、工作重塑、创造性自我效能和教师创新行为。数据采用SPSS 27.0和AMOS 27.0进行分析，包括描述性统计、信效度检验、共同方法偏差评估、相关分析和中介分析。
结果： 结果表明，学校创新氛围与教师创新行为呈显著正相关。工作重塑和创造性自我效能分别发挥显著的中介作用，且二者构成显著的序列中介路径。工作重塑和创造性自我效能在学校创新氛围与教师创新行为关系中的间接效应分别为0.260和0.097，工作重塑与创造性自我效能的序列间接效应估计为0.074。这三条间接效应分别占总效应的43.16%、16.18%和12.31%。
结论： 研究结果表明，支持性的学校创新氛围与教师创新行为呈正相关，工作重塑和创造性自我效能是该关系中重要的间接路径。
论文解读
一、研究背景与问题提出
在职业教育高质量发展和教学改革持续推进的背景下，高职院校人才培养对课堂教学质量和教师教学方式提出了越来越高的要求。教师作为教学活动的直接实施者，其主动更新教学内容、改进教学方法、灵活运用教学资源的能力与教学质量提升密切相关。教师创新行为是指教师在教学实践中积极探索新的教学理念，采用多元化教学方法或技术以增强学生参与度并优化教学过程的行为倾向。与普通教育情境相比，高职院校更强调应用技能培养、产教融合、实践训练以及数字化和职业化技术融入教学，这些制度性要求需要教师将课堂教学与实践教学相协调，根据行业和技术变化更新教学内容，持续调整教学方法以适应技能型人才培养的需要。
现有研究表明，教师创新行为与个体因素和学校组织环境因素密切相关。在个体因素方面，创造性自我效能、工作重塑、工作投入、人工智能素养和知识共享等变量均与教师创新行为显著相关；在组织环境方面，校长领导力、学校创新氛围和感知支持等也被识别为教师创新行为的前因变量。然而，已有研究大多通过孤立路径或双变量相关来探讨学校创新氛围、工作重塑、创造性自我效能与教师创新行为之间的关系，未能在一个统一分析框架内全面揭示这些变量的协同作用机制。基于此，本研究以工作要求-资源模型为理论基础，将学校创新氛围作为组织层面的工作资源，工作重塑作为主动工作调整过程，创造性自我效能作为个体心理资源，纳入一个序列中介框架中进行考察，以揭示高职院校教师创新行为的形成机制。
二、研究设计与方法
本研究于2026年5月至6月通过问卷星平台，对河南省三所高职院校的教师开展在线问卷调查。经行政批准后获取教师名册，采用随机数字生成方式在各院校内随机选取参与者，共发放642份问卷，经数据清理后保留603份有效问卷，有效回收率为93.93%。样本中男性262人（43.4%），女性341人（56.6%）；51岁及以上教师占比最大（33.2%）；理工医类教师最多（41.8%）；教龄11-15年者占比最高（27.0%）；学历以硕士（36.8%）和本科（35.5%）为主；中级职称教师占比最大（39.8%）。独立样本t检验和单因素方差分析显示，教师创新行为在性别、专业类别和学历背景上存在显著差异，因此将这三个变量作为协变量纳入后续回归分析。
研究采用四个成熟量表进行测量：学校创新氛围量表（8个条目，5点计分，Cronbach's α = 0.921）、工作重塑量表（15个条目，6点计分，Cronbach's α = 0.969）、创造性自我效能量表（15个条目，5点计分，Cronbach's α = 0.959）和教师创新行为量表（5个条目，5点计分，Cronbach's α = 0.886）。统计分析采用SPSS 27.0和AMOS 27.0，包括描述性统计、信效度检验、验证性因子分析（CFA）、共同方法偏差（CMB）评估、相关分析、层级回归分析以及PROCESS宏程序Model 6的序列中介效应检验（5000次Bootstrap重抽样）。
三、研究结果
信效度检验与区分效度评估。 各量表的组合信度（CR）和Cronbach's α均超过0.70的可接受标准，平均方差提取量（AVE）均高于0.50的阈值，表明测量工具具有良好的内部一致性和收敛效度。基于Fornell-Larcker准则，各构念AVE平方根（SIC = 0.771，JC = 0.820，CSE = 0.780，TIB = 0.780）均大于对应的构念间相关系数（0.589-0.678），表明四个构念之间具有良好的区分效度。
描述性统计与相关分析。 学校创新氛围与教师创新行为（r = 0.589，p < 0.001）、工作重塑（r = 0.639，p < 0.001）和创造性自我效能（r = 0.600，p < 0.001）均呈显著正相关；教师创新行为与工作重塑（r = 0.678，p < 0.001）和创造性自我效能（r = 0.627，p < 0.001）显著正相关；工作重塑与创造性自我效能显著正相关（r = 0.621，p < 0.001）。
共同方法偏差检验。 Harman单因子检验显示第一个因子解释的方差为48.905%，未超过50%的参考标准；验证性因子分析显示基线模型拟合良好（χ2/df = 1.393，RMSEA = 0.026，SRMR = 0.025，GFI = 0.917，CFI = 0.984），加入未测量的潜在方法因子后拟合指标变化极小，未发现占主导地位的共同方法因子。
中介效应分析。 在控制性别、专业类别和学历背景后，学校创新氛围对工作重塑具有显著正向预测作用（B = 0.798，p < 0.001）；学校创新氛围（B = 0.167，p < 0.001）和工作重塑（B = 0.159，p < 0.001）均显著正向预测创造性自我效能；学校创新氛围（B = 0.171，p < 0.001）、工作重塑（B = 0.326，p < 0.001）和创造性自我效能（B = 0.585，p < 0.001）均显著正向预测教师创新行为，支持了假设H1。中介效应检验显示，总效应为0.602，直接效应为0.171（95% CI [0.092, 0.249]）；通过工作重塑的间接效应为0.260（95% CI [0.183, 0.346]），占总效应的43.163%；通过创造性自我效能的间接效应为0.097（95% CI [0.055, 0.146]），占总效应的16.182%；工作重塑与创造性自我效能的序列中介效应为0.074（95% CI [0.044, 0.107]），占总效应的12.311%。所有Bootstrap置信区间均不包含零，假设H2、H3和H4均得到支持。敏感性分析采用AMOS潜变量结构方程模型（SEM）得到与合成分数PROCESS分析实质一致的结果。
四、讨论与结论
研究讨论部分围绕三个核心发现展开。第一，学校创新氛围与高职院校教师创新行为呈显著正相关，这与已有研究一致。在JD-R模型视角下，学校创新氛围作为组织层面的工作资源，为教师开展教学改革、尝试新方法和整合教学资源提供了必要的环境支持。第二，工作重塑和创造性自我效能分别在学校创新氛围与教师创新行为之间发挥显著的中介作用。学校创新氛围作为组织层面的工作资源，与教师主动优化教学安排、整合教学资源和拓展专业合作的倾向相关，也与教师设计创新课程、采用新教学方法和应对教学改革不确定性的信心相关。第三，工作重塑与创造性自我效能的序列中介路径得到验证。教师主动重塑教学活动、整合教学资源和拓展专业合作，可能与成功经验、积极反馈以及开展创新教学活动的信心相关，进而与教师创新行为相关联。
研究结论指出，基于JD-R模型，学校创新氛围与高职院校教师创新行为呈显著正相关，工作重塑和创造性自我效能分别及共同构成显著的间接路径。组织资源、教师主动工作调整和个体心理资源均与高职院校教师的创新行为有意义地相关联。该研究为理解教师创新行为的相关因素和序列关联提供了新的实证证据，并为高职院校营造创新支持环境、培养教师主动工作调整能力和创造性教学信念提供了实践启示。研究同时指出样本代表性、横断面设计、自我报告测量等局限性，建议未来研究采用纵向追踪、多源数据或课堂观察等方法进一步检验变量间的时序关系。
