职业成熟度是个体完成与职业发展阶段相适应的发展任务的程度，可以预测个体的职业发展和职业行为^[1]。教师作为特殊领域专业人员，其专业发展的表现就是在职业认识、情感和个性品质等方面更为匹配和成熟的过程。根据《国家中长期教育改革和发展规划纲要(2010-2020年)》，提升教师职业成熟度，促进教师专业发展，已经上升到国家战略高度。

教师学习是提升职业成熟度的必然路径。根据自我调节学习理论^[2]，教师可通过决定学习目标，控制情绪，发展学习策略以促进学习绩效。一般认为，自我调节学习的结构包括动机水平、情绪管理、元认知策略、认知策略和自我效能感四个元素^[3]。郭成等人^[4]的研究表明，我国本土中小学教师反思理论结构包括实践、认知、元认知、情感、批判以及道德六个维度，可见，教师的职业成熟度与教师学习存在紧密的内部联系。因此，本研究拟探讨教师工作满意度、学习策略以及一般教学效能感对职业成熟度的影响，拓宽职业成熟度的研究视野，并对教师专业发展的实践指导提供实证依据。

教师的工作满意度对职业成熟度有直接影响。控制-价值理论(control-value theory)认为，情绪能预测学习绩效，积极情绪体验具有促进作用，低唤醒消极情绪如失望、厌倦对学习效果有负面影响，而高唤醒消极情绪如焦虑可能加强外在进取心^[5]。工作满意度作为情绪功能的体现，是指教师对影响工作的各个外部环境因素的评价与态度体验^[6]。一般认为，教师工作满意度与组织承诺、工作绩效成正相关^[7]，具有高工作满意度的教师职业成熟度更高^[8]，低工作满意度往往与职业倦怠联系密切^[9]。

学习策略是学习能力的有效指标，对学习质量与效果的贡献比较稳定^[10]。与学生相比，教师学习策略性更强^[11]，对教师专业发展绩效具有预测力。学习策略是情绪影响学习绩效的中介要素，不同情绪促使学习者采用相异的学习策略，激活不同的学习风格^[12]。有人甚至认为，仅当学习策略发挥中介作用时，积极情绪才可能提升学习绩效^[13]。已有学者的研究表明，学习策略在学习调节方式与教师工作成就的关系具有一定的中介作用^[14]。由于情感与认知存在交互作用，情绪体验及态度会影响到学习策略的类型及使用效果。另一方面，教师学习策略与诸如薪酬这样的外部因素有关，这些外部因素通过影响学习者的态度和体验发挥作用^[15]。因此，根据控制-价值理论，教师学习策略可能在工作满意度影响职业成熟度的路径中具有中介作用。

在工作和学习中，自我效能感作为一种稳定的、重要的内在认知资源，可以有效缓解压力所带来负性情绪的影响，常具有调节作用^[16]。根据控制-价值理论，控制感和价值感是情绪影响学习的核心机制^[17]。有研究已经证明，中小学教师自主性及各因子对工作绩效变量有显著预测作用^[18]。教学效能感作为教师信念体系中的核心因素，可以预测教师的行为和成就^[19]。一般教学效能感较个人教学效能对教师专业发展相关变量的预测能力更强，对教师工作满意度与学习策略的关系可能存在调节作用。当工作满意度一致时，自我效能感高的教师，往往具有较高的计划和组织水平，提升学习策略效果不理想时的坚持性，减轻工作满意度较低所导致的焦虑，从而提高绩效^[20]。已有研究发现，教师的高工作满意度并不总是带来高学习投入，部分低满意度教师的投入反而更高，更具策略性^[21]。这可能是因为，积极情绪与元认知策略、批判性思维等关系密切，但是低满意度对学习策略的影响较弱且不稳定^[17]。

根据自我调节学习理论和控制-价值理论，情绪体验及态度、学习策略以及自我效能感等因素对学习绩效有重要影响。基于以上论述，本研究提出以下假设：(1) 教师学习策略是工作满意度影响职业成熟度的中介变量；(2) 教师一般教学效能感调节着工作满意度对学习策略的影响。本研究通过科学把握教师职业成熟度的特征，探讨其相关因素及心理机制，不仅可以拓宽职业成熟度的研究视野，深化自我调节学习理论，也有利于教育行政部门、教师教育机构以及学校制订更具针对性的实践方案，进一步提升教师发展的质量，更好地促进教师高效成长。

以浙江省、山东省、四川省、重庆市等地34所中小学的教师作为研究对象，共发放调查问卷1 600份，回收有效问卷1 197份，有效率为83.01%。被试中，小学教师479人，初中教师392人，高中教师324人；男性342人，女性855人；平均教龄为11.15年，其中在5年及以下的教师358人，5~10年的292人，10~15年的218人，15年及以上的328人；城市教师607人，乡镇及农村教师590人。职称未评定的119人，初级职称455人，中级504人，高级119人；研究生学历41人，本科930人，专科194人，中师或中专32人。

采用“教师教学效能感问卷”中“一般教学效能感”问卷。该问卷有10个条目，采用Likert 5点计分，1到5分别表示被调查者对题项描述从“完全不同意”到“完全同意”水平，得分越高表示教师的一般教学感越强。本研究中，Cronbach's α系数为0.88。

“教师工作满意度量表”包括“职业活动满意度”、“工作环境满意度”、“升迁与进修机会满意度”、“工作收入满意度”和“学校管理满意度”5个维度，共30个条目。采用Likert 5点计分，从1到5分别表示“非常不同意”到“非常同意”，得分越高表示工作满意度越高。本研究中，总量表的Cronbach's α系数为0.92，除“升迁进修满意度”的Cronbach's α系数略低于0.60外，其余各维度的Cronbach's α系数为0.86、0.65、0.73、0.91，均高于编制者所报告的测量学指标。

“教师学习策略问卷”共36个条目，将教师学习策略划分为“知识转化策略”、“反思质疑策略”、“观摩探索策略”、“团队学习策略”、“自我导向策略”和“信息管理策略”；采用Likert 5点计分，1~5分分别表示条目描述与被调查者实际状况的符合程度由“从不如此”到“总是如此”，评分越高说明教师认同该学习策略。本研究中，总问卷Cronbach's α系数为0.93，各子维度在0.63~0.84之间。

“教师职业成熟度问卷”共34个条目，包括“教学技能”、“专业发展效能”、“职业压力应对”、“职业情感”、“同事适应”和“师生关系”六个维度；采用Likert 5点计分，1~5表示条目描述与研究对象的符合程度由“从不如此”到“总是如此”，评分越高说明被调查者专业发展的绩效越好。本研究中，问卷Cronbach's α系数为0.90，各分量表分别为0.87、0.82、0.73、0.79、0.65、0.65。

采用SPSS19.0软件进行数据分析，通过直接检验有调节的中介效应指标(the index of moderated mediation)a1b3的显著性来判断效应是否存在^[25]，探讨本研究两个假设的数理模型(见图 1)。其中，回归系数的显著性检验采用Bootstrapping方法(重复抽样5 000次)获得参数估计的稳健标准误及95%偏差校正的置信区间，若置信区间(CI)不含零则表示相应的效应显著。

针对可能存在的共同方法偏差，在调查问卷的指导语中强调真实作答的必要性，并增加了反向题和测谎题；在施测过程中匿名作答，尽可能保证调查情境一致，降低随机误差对数据的甄别和录入采用统一的标准。采用Harman单因素检验将四个心理变量的所有项目做因素分析，第一个特征根大于1的公因子方差解释率为21.60%，远低于40%的判定值，故共同方法偏差并不明显。

由表 1可知，职业成熟度与各变量显著相关(p < 0.01)，除与一般教学效能感的相关系数为0.23外，其余均高于0.50，关系较为密切。

以性别、学历、职称为控制变量，教师工作满意度为自变量，教师学习策略为中介变量，教学效能感为教师工作满意度与学习策略之间的调节变量，教师职业成熟度为因变量进行有调节的中介效应检验(表 2)。

表 2显示，教师工作满意度能够显著预测教师学习策略(a1=0.41，95% CI=^{[0.36，0.47]})，学习策略又能显著正向预测教师职业成熟度(b1=0.67，95% CI=^{[0.63，0.71]})。在加入学习策略这一变量后，工作满意度对教师职业成熟度的预测作用依然显著，但其作用效果减弱(c'=0.23，95% CI=^{[0.20，0.27]})，这表明，教师学习策略在工作满意度和职业成熟度间起部分中介作用，假设1得到了验证。

进一步分析发现，工作满意度与教学效能感的交互作用对教师学习策略有显著的正向预测作用(b3=.08，95% CI=^{[0.04，0.13]})。同时，有调节的中介效应指标(the index of moderated mediation)显著(a1×b3=0.05，95% CI=^[0.02~0.09])，这说明一般教学效能感在中介效应中的调节效应成立，主要调节了部分中介路径中的前半段，假设2得到了验证。具体来说，当教学效能感较高时，中介效应成立(95% CI=^{[0.28，0.39]})；教学效能感较低时，中介效应依然成立(95% CI=^{[0.16，0.29]})。

采用简单斜率回归分析对一般教学效能感的调节效应进行分析。将一般教学效能感得分高于平均数和低于平均数一个标准差划分出高分组(N=246) 和低分组(N=196)，分别进行一元回归分析(教师学习策略为因变量，工作满意度为自变量)，标准化回归系数β分别为0.54(t=9.96，p < 0.001) 和0.30(t=4.38，p < 0.001)。然后，采用同样的方法划分高工作满意度组和低工作满意度组，计算两组的平均数，带入两个回归方程中，得到一般教学效能感高分组和低分组条件下的学习策略分数。结果发现，一般教学效能感对工作满意度影响教师学习策略的调节主要发生在低工作满意度群组中，表现为低一般教学效能感教师更注重学习方法和调控，学习策略水平更高一些。其调节效应如图 2所示。

工作满意度对职业成熟度的影响既具有直接效应，也具有间接效应。由于情绪具有动机功能，教师的工作满意度作为一种态度体验，能激励个体的活动，提高活动效率，进而直接提升职业成熟度。学习策略部分中介了工作满意度对职业成熟度的影响。由于低满意度在信息加工过程中先占用了相关认知资源，而高满意度使个体在建构情境时更具创造性和灵活性，能利用有效策略促进问题解决^[26]。根据自我调节学习理论，工作满意度涉及对职业活动、工作环境、升迁进修、收入薪酬、管理制度等外部因素的主观评价与体验，低满意度意味着主观评价趋于负向，易于产生不良情绪以及职业倦怠；高满意度则可能评价较为正向，情绪体验更为积极，增强组织合作。显然，不同工作满意度的教师为应对学习压力、促进学习效益所采取的学习策略有所差异，符合控制-价值理论中关于情绪与学习绩效之间存在学习策略这一中介过程的假设。

值得注意的是，本研究中教师学习策略是职业成熟度的强预测变量，决定系数(R²=β×R)约为0.50，高于以学生为研究对象中学习策略对学习绩效预测率17%左右的稳定值^[10]。这可能是因为教师所面临的知识和技能更新压力较大，学习动机较为强烈，更为注重学习策略的使用，其收益在成人群体中更加明显。

已有研究发现，低自我效能感个体在面临困难时，会轻易地放弃而不去寻找问题解决的途径^[27]。在本研究中，一般教学效能感调节了工作满意度对学习策略的影响，在低工作满意度情境下，一般教学效能感较低的教师学习策略水平更高一些。通常，个体的控制感越小，对环境的敏感性就越高，其行为和决策更多地依据环境因素；控制感越大，对环境的敏感性越低，个人因素所发挥的作用就大^[28]。根据职业社会认知理论，低工作满意度情境为教师专业提供的职业成熟发展环境和平台较为消极，高教学效能感的教师由于对环境的依赖更小，更倾向于凭自己的当前能力来解决教学问题，忽视或否认学习的重要性以维护自我价值，导致学习策略的水平相对较低；低教学效能感的教师对环境的敏感程度更高，在完成教学任务信心不足的情况下，更可能通过学习来改善自己的处境。还有一种可能是，过高的效能感不利于学习者在应对学习困难时调动积极性，会导致个体面对难度较大的任务时出现逃避行为，或做出外在归因以维护自身高水平的自我效能感；而低自我效能感的学习者能产生更大的努力^[29]。

本研究通过探讨工作满意度与职业成熟度的关系，发现教师学习策略的中介作用和一般教学效能感对工作满意度影响学习策略的调节作用。较为全面和科学地揭示了教师职业成熟度的心理机制。在此基础上，有关部门对教师的培训发展应更加关注其职业满意度和内部自我效能感等心理特征，力求从更深层次上解决教师职业倦怠等问题。

本研究的不足之处与对后继研究的建议有以下几点：一是在低工作满意度下，教师可能会产生不同的情绪体验，如低唤醒消极情绪和高唤醒消极情绪，根据控制-价值理论，它们对认知和行为具有相异的调节方式：消极低唤醒的学业情绪，如厌烦和失望，会减弱学习动机；而消极高唤醒的情绪如生气、焦虑、羞愧等，对动机的作用则很复杂。因此，有必要进一步探讨两类消极情绪体验对职业成熟度的影响机制。二是在自我调节学习的结构体系中，包含了学习动机、自我效能感、情绪以及学习策略四个成分。赫恩发现，教师的教学动机越具有自主性，其教学风格越趋于以学生为中心，否则在专业发展上更倾向于以教师为中心的教学风格^[30]。可见，教师教学动机的水平与专业发展关系密切。后续研究可以将动机成分纳入，更为深入、全面地探讨教师自我调节学习对职业成熟度的影响。三是本研究采用的是问卷调查的方法，尽管样本量较大且具有代表性，但是仍然缺乏控制严格的行为实验，没有进行追踪研究，这也是后续研究需要着重加强的方向。