教师参与学校治理意愿影响因素的实证研究＊——计划行为理论框架下的分析

魏叶美 范国睿

（1. 南京晓庄学院教师教育学院，南京 211171；2. 华东师范大学教育治理研究院，上海 200062）

一、引言

党的十八届三中全会首次提及“推进国家治理体系和治理能力现代化”，十九届四中全会进一步就推进国家治理体系和治理能力现代化作了系统要求。教育是社会事业的重要组成部分，努力实现教育治理体系和治理能力现代化是贯彻落实全会精神、深化教育领域综合改革的重要目标。面对新的契机和挑战，通过协商民主激发各主体参与教育的积极性和主动性，促进教育的民主化、法治化、制度化和效率化已经成为教育治理的关键。自1985 年《中共中央关于教育体制改革的决定》到2012 年《全面推进依法治校实施纲要》、2017 年《义务教育学校管理标准》等无不对建立学校民主管理制度、促进包括教师在内的多元主体参与作出明确要求。但实践中部分教师秉持“不在其位、不谋其政”的观点，也有教师抱怨发表意见但遭忽视。总体而言，教师参与具有明显的私己利益相关性，整体参与治理意愿并不高。国内学者在开展学校治理相关研究时往往聚焦于价值、机制、结构等理想层面的建构，虽然对治理主体的多元参与有所提及，但专门探讨的实证研究却仍较少。尽管国外学者对教师参与学校决策的维度、方式、影响因素等有较多关注，但由于国情、文化与制度的不同，教师参与学校治理的影响因素和完善对策无法照搬。教师参与学校治理多是通过表达意见看法、提供建议、过程中监督、参与研讨协商等途径影响学校事务的决策与执行，而意愿是影响教师这些参与行为的决定性因素。因此，本文基于计划行为理论，构建教师参与学校治理意愿影响因素的理论模型，探讨影响教师参与治理意愿的机制与路径。

二、理论框架与研究假设

计划行为理论（The theory of planned behavior，TPB）由美国学者Ajzen 提出，它源于理性行为理论，已被成功运用于解释和预测人类各种行为，例如减肥（Schifter & Ajzen，1985）、戒烟（Godin，Valois，Lepage，& Desharnais，1992）、技术使用（Rei，Lang，& Welker，2002）、参与计划的意愿（Dawkins & Frass，2005）等，在心理学、管理学、社会学以及政治参与、环境保护等领域获得较多运用。在教育领域，TPB 主要用于预测教师和学生的行为，比如教师专业发展活动（Dunn，Hattie，& Bowles，2018）、大学教师学术创业（苏洋，赵文华，2019）、学生自主学习（赵宝春，2012）、学业拖延（林琳，白新文，2014）、创业意愿（刘加凤，2017）等。本文主要探究教师参与学校治理意愿的心理归因，在TPB 理论的基础上，从主观规范（Subjective Norm）、知觉行为控制（Perceived Behavioral Control）、行为态度（Behavior Attitude）三个方面及其互动机制出发，分析教师参与学校治理的行为意愿（Behavior Intention）。

理性行为理论认为，影响行为意愿的因素包括行为信念和规范信念，前者对执行行为的个体态度有潜在影响，后者是影响个体行为的主观规范，即信息通过态度和主观规范影响意愿及随后的行为（Fishbein & Ajzen，1975）。该理论的隐含假设是人的行为能够由个人意志控制完成，但现实中有些事情可以完全依照自己意愿决定，有些事情却深受非意愿因素的影响（徐世勇，2020）。基于此，Ajzen 对理性行为理论做出拓展，加入知觉行为控制变量，认为个体感知到的行为控制能力可以和行为信念、规范信念一样通过影响意愿而对行为产生影响，也可以直接影响行为。当人们缺乏必要的资源而感到无法控制行为时，即使他们对行为表现有良好的态度或主观规范，他们执行行为的意愿也可能会很低。已有研究也证明，人们的行为受他们对行为能力的信心的强烈影响（Bandura，Adams，Hardy，&Howells，1980）。Ajzen 和Maddens 对学生课堂出勤率的实验研究发现，在控制了态度和主观规范后，知觉行为控制是意愿的显著预测因子，但对控制意愿后的目标行为预测没有贡献（Ajzen & Madden，1986）。有关TPB 理论的元分析表明，主观规范、行为态度和知觉行为控制可以解释行为意愿39%的变异（Armitage & Conner，2001）。一般而言，行为态度和主观规范越有利，感知控制力越强，行为人的行为意愿越强烈（Ajzen，2002）。

主观规范是个体在行动前感受到的来自外部社会的压力，这种压力往往由社会结构中的社会关系对个体施加产生（Ajzen，1991）。因此，他人是否进行此行为或者他人是否认为应该进行此行为都会对个体行为意愿产生规范。由于规范的存在，如果教师个体自身行为与群体相悖，就会引起群体的排斥，教师可能还会产生内在的诸如自尊心受损、羞愧等心理感受，这会影响教师对参与学校治理的态度。在有关品牌忠诚的研究中已经发现，主观规范对独生子女行为态度有显著正向影响（王明天，薛永基，2017）。基于此，本研究认为主观规范会对教师参与学校治理的态度产生影响，再结合TPB 理论行为态度对行为意愿的直接影响，可以提出研究假设：

H1 主观规范通过参与治理态度影响教师参与治理意愿。

知觉行为控制的含义与班杜拉的自我效能感较为一致（Ajzen，1991），都强调对特定行为的掌控程度，具体是指个体对自己能否顺利完成预期目标的能力判断及主观行为感受与信念（Bandura，1986）。个体行为受到其对执行能力信心的强烈影响。在教育领域，自我效能感与行为态度的关系已经在较多研究中得到证实。例如，学生学习自我效能感越高，表现出的学习态度越积极（成媛，赵静，2015）；中学生自我效能感越高，身体锻炼行为的态度越积极（陈作松，周爱光，2007）。可见，知觉行为控制对行为态度有影响，再结合TPB 理论行为态度对意愿的影响，本研究认为知觉行为控制通过影响行为态度对行为意愿产生作用。其实，这已经获得了社区治理研究的支持，比如有学者发现知觉行为控制不仅可以直接影响居民参与社区治理的意愿，还可以通过参与治理态度对参与社区治理意愿产生作用（张红，张再生，2015）。基于此，本研究假设：

H2 知觉行为控制通过参与治理态度影响教师参与治理意愿。

在教师发展阶段论中，不论是富勒的教师关注阶段论、伯顿的教师发展阶段论，还是我国学者连榕综合教龄、职称、业绩等因素的教师专业发展心理历程论，都将教师从教后的第五年作为重要变化期（连榕，2008）。因此，五年可以作为教师专业发展中的一个“分水岭”，本研究认为教龄5 年及以下的是“新手教师”，教龄5 年以上的是“熟手型教师”。由于新老教师所处专业发展阶段不同，他们对学校事务的认知程度、心理状态、专业能力以及在学校中的地位等都有所不同。对于不同发展阶段的教师，影响其参与学校治理意愿的因素不同，且这些因素间的关系也不同。也就是说，教龄会对主观规范、参与治理态度和参与治理意愿的关系产生影响，也会对知觉行为控制、参与治理态度和参与治理意愿的关系产生影响。据此，提出假设：

H3 教龄对主观规范通过参与治理态度影响参与治理意愿的中介效应具有调节作用。

H4 教龄对知觉行为控制通过参与治理态度影响参与治理意愿的中介效应具有调节作用。

教职工代表大会是学校民主管理的重要途径，是否为教代会代表是教师在学校“政治”身份的体现。普通教师将自己的权利交给代议制中的“委托人”即教代会代表来处理，可以说在学校“政治”中他们被边缘化了。而教代会代表对学校事务尤其是涉及教师切身利益的事务、涉及学校发展的重大事项拥有更多的建言讨论机会和投票权利。本研究认为，教师身份的不同使得教师对自身能力的认知、对学校事务的心理感受等有所不同。对于不同身份的教师，影响其参与学校治理意愿的因素变得不同，且这些因素间的关系也不同。也就是说，是否为教代会代表会对主观规范、参与治理态度和参与治理意愿的关系产生影响，也会对知觉行为控制、参与治理态度和参与治理意愿的关系产生影响。因此，提出假设：

H5 教师身份对主观规范通过参与治理态度影响参与治理意愿的中介效应具有调节作用。

H6 教师身份对知觉行为控制通过参与治理态度影响参与治理意愿的中介效应具有调节作用。

三、研究方法

（一）研究工具初步编制

根据计划行为理论，本研究主要涉及变量参与治理意愿、参与治理态度、主观规范和知觉行为控制。行为意愿是个体愿意尝试行为、计划为执行行为而付出努力的程度。在本研究中，其主要是指教师愿意参与学校事务并付出努力的程度，变量操作化指标为：“我能接受在完成教学任务的基础上多参与学校事务（BI1）”“我能接受牺牲一些休息时间参与学校事务（BI2）”“我愿意了解实情，建言献策（BI3）”“我愿意参与除课堂活动之外的学校事务（BI4）”。行为态度是指个体对行为所持有的正面或负面、乐观或悲观的评价。在本研究中，其主要是指教师对参与学校事务的态度评价，操作化指标为：“参与学校事务让我感到很高兴自豪（BA1）”“参与学校事务让我觉得满足感和自我价值获得实现（BA2）”“我对参与学校事务很感兴趣（BA3）”。主观规范是指个体执行或不执行行为所感受到的社会压力。在本研究中，其主要是指教师同事对参与学校事务的看法及行为，操作化指标为：“我周围的同事参与学校事务都很积极（SN1）”“同事参与的态度和行为会影响到我（SN2）”“我一般会跟从大家的脚步参与学校事务（SN3）”“我是一个比较在乎他人看法的人（SN4）”。知觉行为控制是个体预期在采取某一特定行为时自己所感受到可以控制或掌控的程度，在本研究中指人们对执行行为难易程度的感知。个体拥有资源和机会对行为的实际控制是重要的，然而比实际控制更具心理特性的是知觉行为控制，以及它对意愿和行为的影响。据此，本研究设计相关测量题目，如“我具备参与学校事务所需的沟通能力（PBC1）”“我具备参与学校事务所需的合作能力（PBC2）”“我所具备的知识和技能可以为学校提供帮助（PBC3）”。

（二）研究工具优化

为优化研究工具，研究者收集初测数据对问卷进行了信效度检验。在中学教师中发放纸质问卷230 份，回收有效问卷215 份。采用李克特五点量表对各观测指标进行测量，从“非常不符合”到“非常符合”分别赋值1—5 分。通过验证性因子分析检测各潜变量的结构效度，通过信度分析（Cronbach’s α）检测各潜变量的内部一致性，具体结果见表1。吴明隆（2010，第57 页）指出，因子载荷值应介于0.50—0.95 之间且越大越好；各变量信度至少要在0.6 以上，0.8—0.9 之间则表示信度极佳。需要指出的是，潜变量“参与治理意愿”中删除了因子载荷低于0.5 的题目BI2。整体而言，各潜变量的信效度均符合指标要求。

表1 各变量信效度分析结果

（三）数据来源与处理

问卷正式施测采用分层抽样的方法，综合考虑办学层次和办学水平两个方面的因素。办学层次包括初中和高中，办学水平包括中上和中下。在上海市B 区、S 区和M 区共选择15 所学校，其中初中9 所、高中6 所。通过线下和线上相结合的方式发布问卷，回收问卷510 份。剔除无效问卷（学校管理者作答）和质量较低问卷（规律作答问卷和作答时间低于300 秒的问卷）后获得有效问卷442 份，有效率为86.7%。

样本情况如下：初中教师278 位（占62.9%），高中教师164 位（占37.1%）；男教师135 位（占30.5%），女教师307 位（占69.5%）；本科及以下学历教师359 位（占81.2%），硕士及以上学历教师83 位（占18.8%）；教龄1—5 年的教师102 位（占23.1%），6—10 年的教师64 位（占14.5%），11—20 年的教师135 位（占30.5%），20 年以上的教师141 位（占31.9%）；中上水平学校的教师212 位（占48%），中下水平学校的教师230 位（占52%）。

采用SPSS25 进行各变量的描述统计分析、相关分析和内部一致性分析，运用AMOS25 进行各变量的验证性因子分析、中介效应和调节效应分析等。

四、实证结果与讨论

（一）描述性统计结果和变量间的相关

由表2 可知，主观规范和参与治理态度、知觉行为控制、参与治理意愿间存在显著正相关；参与治理态度和知觉行为控制、参与治理意愿显著正相关；知觉行为控制和参与治理意愿显著正相关。这是进行中介效应检验的基础。主观规范的得分为3.406±0.598，参与治理态度的得分为3.361±0.639，知觉行为控制的得分为3.387±0.569，参与治理意愿的得分为3.361±0.671。

表2 各变量间的相关系数和描述统计结果

（二）中介路径分析

在检验中介效应之前，需要对模型中所包含的中介路径系数进行估计，并对其进行显著性检验。如图1 所示，主观规范显著正向影响教师参与学校治理意愿（β=0.14，P＜0.001）；主观规范显著正向影响教师参与学校治理态度（β=0.25，P＜0.001）；参与治理态度显著正向影响教师参与学校治理意愿（β=0.26，P＜0.001）；知觉行为控制显著正向影响教师参与学校治理态度（β=0.71，P＜0.001）；知觉行为控制显著正向影响教师参与学校治理意愿（β=0.63，P＜0.001）。β皆为标准化路径系数。

图1 教师参与学校治理意愿影响因素结构方程模型

本研究假设主观规范通过参与治理态度影响教师参与治理意愿，知觉行为控制通过参与治理态度影响教师参与治理意愿。所有变量均为潜变量，需要通过SEM 模型检验中介作用，具体路径分析如图1所示。同时，采用方差极大似然法（Maximum likelihood）对结构方程模型的各参数进行估计，得到系列拟合指标，具体数值见表3。

表3 中介模型整体检验

根据整体适切度良好的标准，RMSEA应小于0.1，GFI、RFI、IFI、NFI、CFI应大于0.9，CMIN/DF在1—5 之间可以接受（吴明隆，2010，第52 页）。由表3 可知，本研究模型的RMSEA为0.083，GFI、RFI、IFI、NFI、CFI均高于0.9，CMIN/DF为4.026，说明该模型的整体适切度良好。

（三）中介效应显著性检验

在模型适切的基础上，为明确各路径的直接效应、间接效应、总间接效应和总效应，本研究采用Bootstrap 检验，重复随机抽取1000 个Bootstrap 样本，设置95%的置信区间。各效应的点估计值、Z 值和置信区间见表4。（1）主观规范通过教师参与治理态度对其参与学校治理的意愿产生正向作用，中介效应值为0.056，百分位数和偏差校正 95%的置信区间都不包含0，P＜0.01，达到显著水平，假设H1 成立。（2）知觉行为控制通过教师参与治理态度对其参与学校治理意愿产生正向影响，中介效应值为0.204，百分位数和偏差校正 95%的置信区间都不包含0，P＜0.01，达到显著水平，假设H2 成立。（3）从总中介效应来看，效应值为0.260，百分位数和偏差校正 95%的置信区间都不包含0，P＜0.01，达到显著水平。同时，主观规范到参与治理意愿的直接效应值为0.122，置信区间不包含0，P＜0.01，达到显著水平；知觉行为控制到参与治理意愿的直接效应值为0.701，置信区间不包含0，P＜0.01，达到显著水平。因此，两条中介作用路径都是部分中介。（4）知觉行为控制通过参与治理态度影响教师参与治理意愿的中介效应要显著强于主观规范通过参与治理态度影响教师参与治理意愿的中介效应。

表4 中介模型效应分解

（四）中介效应的差异检验

1. 中介效应的教龄差异分析

为了检验中介效应在教龄上的差异，本研究采用分群组分析，即通过设定模型系数跨教龄得到第一个模型，接着设定模型系数跨教龄等值得到第二个模型，然后通过比较来检验中介模型的教龄差异。检验结果显示，跨教龄变化模型和跨教龄等值模型的卡方存在显著差异，Δχ2（5）=12.374，P＜0.05。这说明，多重中介模型作用存在显著的教龄差异。为了具体检验两条中介作用路径是否存在教龄差异，使用Bootstrap 法进一步分析，分析结果见表5。可以看出，PBC→BA→BI 的教龄差异分析中Bootstrap 置信区间包含0，未达到最低显著性水平（P＞0.05），说明PBC→BA→BI 路径在“新手教师”和“熟手型教师”间没有显著性差异。SN→BA→BI 的职务差异分析中Bootstrap 置信区间不包含0，达到了最低显著性水平（P＜0.05），说明此条中介路径在“新手教师”和“熟手型教师”间存在显著性差异。因此，假设H3 成立，假设H4 不成立。具体来看，在新教师中SN→BA→BI 路径系数乘积为0.45*0.29=0.1305，在老教师中为0.18*0.21=0.0378，即主观规范对1—5 年教龄的新手教师参与治理态度的预测系数高于5 年以上教龄的熟手教师，1—5 年教龄的新手教师的参与治理态度对参与治理意愿的预测系数高于5 年以上教龄的熟手教师，说明SN→BA→BI 在新教师中的效应更明显。

表5 中介效应的教龄差异分析表

2. 中介效应的“教师身份”差异分析

为了检验中介效应在教师身份上的差异，本研究采用分群组分析，即通过设定模型系数跨身份得到第一个模型，接着设定模型系数跨身份等值得到第二个模型，然后通过比较来检验中介模型的身份差异。检验结果显示，跨身份变化模型和跨身份等值模型的卡方存在显著差异，Δχ2（5）=11.379，P＜0.05。这说明，多重中介模型作用存在显著的“教师身份”差异。为了具体检验两条中介作用路径是否存在身份差异，使用Bootstrap 法进一步分析，分析结果见表6。可以看出，PBC→BA→BI 的身份差异分析中Bootstrap 置信区间包含0，未达到最低显著性水平（P＞0.05），说明PBC→BA→BI 路径在不同职务的老师间没有显著性差异。SN→BA→BI 的职务差异分析中Bootstrap 置信区间不包含0，达到了最低显著性水平（P＜0.05），说明此条中介路径在具有不同“教师身份”的教师间存在显著性差异。因此，假设H5 成立，假设H6 不成立。具体来看，在教代会群体中SN→BA→BI 路径系数乘积为0.19*0.05=0.0095，非教代会代表群体中为0.25*0.3=0.075，即主观规范对非教代会代表参与治理态度的预测系数高于教代会代表，非教代会代表的参与治理态度对参与治理意愿的预测系数高于教代会代表，说明SN→BA→BI 在非教代会代表中的效应更明显。

表6 中介效应的身份差异分析表

五、讨论与建议

本文依据TPB 理论构建了影响教师参与学校治理意愿的理论模型，通过实证分析主要得出以下结论：（1）主观规范、知觉行为控制、参与治理态度和教师参与学校治理意愿显著正相关；（2）主观规范、知觉行为控制不仅可以直接正向预测教师参与学校治理意愿，二者还可以通过参与治理态度间接作用于教师参与学校治理意愿；（3）教师身份和教龄对主观规范通过参与治理态度影响教师参与治理意愿的中介效应有调节作用，非教代会代表、新手教师的效应更明显。

教师为了做出社会规范和角色期待的行为决策，会受主观规范的影响。这一方面深受儒家文化传统的影响，个体通过自身对社会道德的感知和自适的方式定义其社会成员角色（贾鼎，2018）；另一方面在信息不对称的情况下，当参与者掌握信息或知识不完备时，其往往会依据周围人的一般做法或重要他人的观点做出行为选择（Al-Debei，Al-Lozi，& Papazafeiropoulou，2013）。教师感受到的群体规范给其自身参与或不参与学校治理带来了压力，也对其行为意愿产生了约束、引导或激励作用。同时，由知觉行为控制对教师参与意愿的影响可知，教师实际参与能力固然重要，它是保障教师参与的前提（朱家德，2017），但知觉到的参与效能感同样关键。早在1967 年Bridges（1967）的研究就已指出，教师对参与决策感兴趣主要有两方面的原因：一是决策结果与自身利益相关；二是其有能力影响结果，即其对自身能力的感知。研究者认为，教师自我效能感通常受领导反馈的影响，也就是说教师对自身能力的认知通常受已有参与中个体和领导互动过程与结果的影响。如果校方对教师个体意见予以重视甚至采纳，教师在以后的参与中自我效能感会较高，参与意愿相应也较高。正如公共政策中的公民参与理论（托马斯，2010，第27—28 页）所认为的，管理者想要获得一定水平的公民参与，必须提供与之相当的影响权力作为激励方式，否则就会面临参与失败的风险。

本研究在TPB 理论框架下，根据变量之间的关系假设，重构了影响教师参与学校治理意愿的理论模型，主要表现为将参与态度作为中介变量。态度是个体内在心理的外放（李春梅，2018），既是教师对“参与”本身的喜好体现，也深受主观规范、知觉行为控制的影响，已有研究也证明参与主体对参与本身的心理态度也是影响其参与行为的重要变量（Cohen，Vigoda，& Samorly，2001），因此教师参与态度的中介效应显著。本研究还发现，教龄和教师身份能显著调节教师参与态度的中介作用。新教师的职业适应是动态复杂的，其需要与所处环境互动、调整以达和谐状态，教师不仅要扮演好职业角色，还要进行个体其他方面的社会化。一位处在“求生存”阶段的新手教师会更加在意周围同事的看法，行为更受同事言行的影响。因此，主观规范更会影响新手教师的参与治理态度，从而对其参与治理意愿产生影响。“公民身份是给予一个共同体的完全成员的一种地位，拥有这种地位的人就这种地位所授予的权利和义务而言是平等的。”（Marshall，1992, p. 18）身份是参与的前提，代表的“政治”身份让教师在学校治理中享有参与的权利和义务，其参与既是权利也是义务；而那些非代表身份的教师就不具备这些权利和义务，其不受参与职责所限，如果学校事务不涉及其私己利益，其参与与否便有很大不确定性，这时身边同侪的参与言行极有可能影响其对参与的态度，从而对其参与治理意愿产生影响。基于以上分析，本研究建议采取如下措施促进教师参与学校治理的意愿。

1. 加强参与理念宣传，营造良好参与氛围。由于身边同事关于参与治理的言行会对教师产生规范作用，强化正向群体规范的压力、营造教师参与氛围就显得非常重要。学校领导要意识到教师参与对降低学校运行人际成本、推进学校高质量决策的价值，鼓励教师为学校和自身发展建言献策。同时，学校领导民主、包容、公平与否会在很大程度上影响教师敢不敢表达、参与程度如何，学校领导要包容乃至采纳异见，对为学校发展提供建设性意见的教师进行表扬，树立参与学校治理的典型案例与榜样，让教师感受到同侪间的参与竞争压力，从而内化为自身积极参与的动力。另外，学校必须建立并完善自身的协商民主机制，秉承“有事好商量，众人的事情由众人商量”的民主真谛，充分利用现有的学校协商民主途径，如教职工代表大会、校务委员会、教师大会、工会等，探索学校协商民主的新形式，如学校民主管理委员会、教师议事会等。如此，丰富教师参与途径，形成良好的教师参与氛围，对提高教师参与意愿有重要意义。

2. 注重意见反馈，让教师感受到参与影响力。教师非常关注其意见能否得到决策者的尊重及反馈，这是其影响力的重要体现，也对其感知行为控制有重要影响。校方要采取措施让教师感知到自己有能力参与学校事务，有能力对学校治理产生影响。因此，需要完善意见反馈机制，这是学校尊重教师、重视教师话语权的表现。无论是教代会、座谈会，还是民意调查或者教师私下向领导表达意见，校方都要及时与教师反馈并沟通交流，通过意见反馈提升教师参与效能感，从而提高其参与学校治理的意愿。首先，可以依据问题性质和关涉利益主体建立反馈前的意见整理、归纳、分类工作机制；其次，树立调研、协商、决策的意见分析机制，用证据说话，程序民主，以理服人；再次，形成正式公告与私下交流相结合的意见反馈工作形式，做好教师个人的安抚工作。此外，将意见反馈制度化，制裁意见不反馈行为，如不进行任何反馈，符合条件的可以认定该行政决策程序有重大瑕疵，经由相关机关予以撤销（姬亚平，2012）。如此，形成规范化、制度化的学校治理意见反馈机制，让参与者意识到自身对学校发展的影响力，提升参与效能感，从而正向影响参与学校治理的意愿。

3. 用好激励机制，转变教师参与治理态度。激励机制则是教师参与的助推，能够提升教师参与的积极性。校方在制定激励政策时，一方面要注重物质激励，将参与和绩效、职称评审等挂钩，让教师获得参与的合理报偿。比如，学校可以设置“金点子”制度，建立学校管理专项课题并给与经费支持，鼓励教师为学校发展出谋划策。另一方面更要重视精神激励。比如，对采纳其建议的教师给予公开表扬、设置普通教师学校发展贡献奖和纪念奖；对未采纳意见者，校方要解释原因并表示感谢，如有可能，在合适的时间和项目中体现其意见理念等。同时，构建激励相容机制，承认学校整体利益和教师所重视之私益的差别，通过与教师协商、沟通，引导教师认识公共利益所在，双方在参与过程中实现共赢。总之，通过激励满足教师内心的高级需求是影响教师参与治理态度的关键，良好激励机制的建立可以提升教师对学校的认可度，转消极参与治理态度为积极。

4. 关注“边缘”群体，提高新教师和非教代会代表的参与积极性。校方要格外重视调动新手教师和非教代会代表教师参与的积极性。首先，树立良好的参与氛围是前提，尤其注重在新手教师和非教代会代表中树立参与的典型，打消他们由于主观规范所产生的重重参与顾虑。其次，学校领导要多邀请新手型教师、非教代会代表教师参与活动，举办专门针对这类群体的座谈会、听证会、咨询委员会等。同时，还可通过关键公众接触的方式了解他们的观点和意见，通过各种途径扩大学校“边缘”群体参与学校治理的途径渠道与受众范围。总之，参与有助于提高新手教师的共同体感，帮助其顺利完成组织社会化，也有助于改变不担任职务的老教师为学校发展出谋划策动力不足的现状。

本研究将计划行为理论应用到教师参与学校治理的研究中，拓展了该理论的应用范畴，也为教师参与提供了较好的阐释框架。虽然研究力求严谨与科学，但囿于一些客观条件，仍存在一些不足。由于研究者精力和能力有限，出于调查的方便性与可行性，仅对上海市的15 所中学进行了调查，样本选择的有限性可能影响研究结论的适用范围。另外，影响教师参与学校治理意愿的因素有很多，如学校制度、校长领导风格等，本文主要基于计划行为理论关注的变量探讨教师心理层面的因素对其参与治理意愿的影响，后续研究需关注其他变量对教师参与学校治理意愿的影响。