劉業(yè)進(jìn), 溫 馨

(1. 首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 城市經(jīng)濟(jì)與公共管理學(xué)院， 北京 100070；2. 北京師范大學(xué) 政府管理學(xué)院， 北京 100875)

一、問(wèn)題的提出

教師是供給教育服務(wù)的核心微觀主體。教師隊(duì)伍建設(shè)的質(zhì)量決定了教育領(lǐng)域“供給側(cè)”結(jié)構(gòu)的合理性，影響著中國(guó)教育產(chǎn)出的“品質(zhì)”。因此教師隊(duì)伍建設(shè)成為教育事業(yè)改革向縱深推進(jìn)的重要環(huán)節(jié)，是國(guó)家教育改革的重要政策發(fā)力點(diǎn)之一。在教師隊(duì)伍建設(shè)與改革過(guò)程中，教師工作投入(主要指教師在教學(xué)日常工作中所表現(xiàn)出的活力、奉獻(xiàn)、專(zhuān)注等心理狀態(tài))是激活教師隊(duì)伍、決定教育改革成敗的關(guān)鍵要素，教師的工作投入水平不僅影響教師的心理健康和工作滿(mǎn)意度，而且影響教師授課效果以及學(xué)生的身心發(fā)展，乃至影響社會(huì)對(duì)教育的期望以及國(guó)家的人力資本積累。因此如何有效提高教師工作投入水平成為深化教育改革的重點(diǎn)，也是新時(shí)期加快教育現(xiàn)代化、建設(shè)教育強(qiáng)國(guó)的基石。

作為新時(shí)期的知識(shí)型員工，教師工作投入的影響因素逐漸發(fā)生變化，相應(yīng)的激勵(lì)政策也呈現(xiàn)出新趨勢(shì)，從注重教師的物質(zhì)激勵(lì)開(kāi)始向物質(zhì)與非物質(zhì)的雙重激勵(lì)并重演化。激勵(lì)因素包括能夠有效滿(mǎn)足教師物質(zhì)需求和心理需求的要素和手段[1]，它們?cè)谙處煵粷M(mǎn)并維持工作效率的基礎(chǔ)上進(jìn)一步激發(fā)工作熱情與積極性[2]。依據(jù)激勵(lì)因素的存在狀態(tài)差異可以將其劃分為物質(zhì)激勵(lì)因素和非物質(zhì)激勵(lì)因素。其中物質(zhì)激勵(lì)因素一般包括教師薪酬、福利補(bǔ)貼、設(shè)備設(shè)施以及工作環(huán)境等，是教師激勵(lì)中的重要“保健”因素。非物質(zhì)激勵(lì)因素則體現(xiàn)為情感因素、制度因素和認(rèn)知因素等，能滿(mǎn)足員工的成就感、受尊重感、被認(rèn)可感、對(duì)工作的積極感知以及個(gè)體發(fā)展需要等[3-4]，是教師工作中的核心“激勵(lì)”因素。

本文的調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，C市薪酬收入水平在7萬(wàn)以上的教師樣本占比為52.5%，這與C市城鎮(zhèn)非私營(yíng)單位從業(yè)人員的平均年收入70 221元基本一致?？梢?jiàn)，C市教師群體的物質(zhì)收入水平逐漸接近城鎮(zhèn)非私營(yíng)單位收入的平均水平，且高于地區(qū)整體平均水平。上述數(shù)據(jù)表明，隨著政府加大對(duì)教師隊(duì)伍的物質(zhì)激勵(lì)措施的推進(jìn)，教師的物質(zhì)收入與其他職業(yè)的差距逐漸縮小，教師工作投入的物質(zhì)激勵(lì)狀況初步好轉(zhuǎn)。

相較于物質(zhì)激勵(lì)，非物質(zhì)激勵(lì)因素對(duì)新時(shí)期教師工作投入具有更加重要的影響，但往往容易被政策所忽視。已有研究發(fā)現(xiàn)，相較于勞動(dòng)密集型員工，對(duì)知識(shí)型員工開(kāi)展非物質(zhì)激勵(lì)能夠取得更好的激勵(lì)效果，引發(fā)其敬業(yè)度提升并抑制職業(yè)倦怠的產(chǎn)生[5]。因此，新時(shí)期的教師激勵(lì)應(yīng)在強(qiáng)化物質(zhì)激勵(lì)的同時(shí)重視非物質(zhì)激勵(lì)，從個(gè)體層面、組織層面乃至社會(huì)層面探尋教師工作投入的激勵(lì)要素，從而使得教師激勵(lì)制度的完善能夠有的放矢，能激發(fā)教師內(nèi)在動(dòng)機(jī)，誘導(dǎo)積極行為并發(fā)揮內(nèi)在潛力，促使教師為實(shí)現(xiàn)工作目標(biāo)而提升整體的工作投入水平[6]。激發(fā)教師工作投入，有利于使其具備與工作相關(guān)的積極、飽滿(mǎn)的情緒和認(rèn)知，進(jìn)而激發(fā)教師提供優(yōu)質(zhì)教育的主觀意愿，使教師人力資本價(jià)值得以充分釋放。

已有研究基于“工作要求—工作資源”模型對(duì)教師工作投入的影響因素進(jìn)行了較為全面的理論探索與實(shí)證研究。該模型認(rèn)為所有工作特征都可以被劃分為工作要求和工作資源。其中，工作要求反映工作過(guò)程中的工作量負(fù)荷以及完成工作需要付出的生理、心理與社交成本[7]，包括工作強(qiáng)度、工作技能要求以及工作—家庭沖突等[8]。它們?cè)诠ぷ髦袠?gòu)成消耗個(gè)體精力的“負(fù)向因素”，形成工作對(duì)個(gè)體的“損耗路徑”[9]。因此，現(xiàn)有研究將工作要求視為一種壓力性因素，它將會(huì)導(dǎo)致工作者消極的心理和行為反饋，降低工作投入水平[10]。工作資源表現(xiàn)為工作者感受到的激勵(lì)性因素，通常包括自主控制、組織管理、同事支持、硬件條件等[11]，構(gòu)成工作對(duì)個(gè)體的“增益路徑”[9]。其中，組織管理指領(lǐng)導(dǎo)管理及組織制度對(duì)教師工作的支撐與協(xié)助；人際支持是教師感受到的來(lái)自領(lǐng)導(dǎo)、同事、家長(zhǎng)、學(xué)生以及家人的協(xié)助和關(guān)心等。兩者是工作資源中與激勵(lì)機(jī)制設(shè)計(jì)高度相關(guān)的重要非物質(zhì)激勵(lì)因素，能夠較為全面地反映教師的工作資源狀態(tài)，并且對(duì)提升教師工作投入具有重要的政策指導(dǎo)意義，因此成為本文集中關(guān)注的兩類(lèi)工作資源。綜合來(lái)看，“工作要求—工作資源”模型提出了“損耗路徑”和“增益路徑”的雙路徑假設(shè)，一方面強(qiáng)調(diào)減少工作要求能緩解職業(yè)倦怠，另一方面提出通過(guò)優(yōu)化工作資源來(lái)化解職業(yè)倦怠，從而提高工作投入。由此可見(jiàn)，工作要求、工作資源是直接與教師工作投入及教學(xué)績(jī)效高度相關(guān)的非物質(zhì)激勵(lì)因素，工作資源能夠幫助教師降低工作要求引發(fā)的身體與心理成本，刺激教師發(fā)展與成長(zhǎng)，進(jìn)而推動(dòng)工作投入和教學(xué)績(jī)效水平的提升[12]。

雖然已有研究取得了上述豐富理論成果，但仍存在一定理論缺口。一方面，已有相關(guān)研究重點(diǎn)聚焦企業(yè)等營(yíng)利性組織中的工作者[13]，對(duì)于教師等非營(yíng)利組織雇員的工作投入及其影響因素關(guān)注不足。由于中國(guó)公辦學(xué)校的教師工作具有明顯的公共屬性，且教師職業(yè)有穩(wěn)定性高、績(jī)效激勵(lì)不明顯等特殊性，因此仍需針對(duì)這一特殊群體進(jìn)行深入探索，真正揭示對(duì)教師群體的工作投入、教學(xué)績(jī)效產(chǎn)生重要影響的工作要求和工作資源。另一方面，既有文獻(xiàn)較多關(guān)注教師的個(gè)體資源(尤其是內(nèi)在心理特征)對(duì)其工作投入的影響，這雖然有助于解釋教師工作投入的水平差異，但是缺乏對(duì)外生情境和政策的依賴(lài)，對(duì)新時(shí)期教師隊(duì)伍建設(shè)的改革實(shí)踐缺乏現(xiàn)實(shí)的指導(dǎo)意義。此外，工作投入如何在工作要求、工作資源和教學(xué)績(jī)效之間發(fā)揮中介作用尚未得到足夠關(guān)注與探索，該中介效應(yīng)仍有待進(jìn)一步驗(yàn)證。針對(duì)上述研究缺口，本文聚焦探索工作要求、工作資源如何影響中小學(xué)教師工作投入，進(jìn)而揭示兩者如何通過(guò)工作投入進(jìn)一步影響教師教學(xué)績(jī)效。

本文的主要貢獻(xiàn)包括如下三方面：首先，在已有研究工作基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步探究了教師工作投入對(duì)教學(xué)績(jī)效的影響，試圖將當(dāng)前的“工作要求、工作資源—工作投入”的研究框架進(jìn)一步延伸，構(gòu)建“工作要求、工作資源—工作投入—教學(xué)績(jī)效”的研究框架。已有研究一方面聚焦“工作要求—工作資源”模型的內(nèi)涵拓展，以及該模型對(duì)工作投入等積極心理和職業(yè)倦怠等消極心理的影響效應(yīng)，進(jìn)而對(duì)“工作要求—工作資源”模型的雙路徑假設(shè)、緩沖假設(shè)和應(yīng)對(duì)假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)[4, 14]；另一方面，已有研究重點(diǎn)揭示了工作重塑、個(gè)體價(jià)值觀如何通過(guò)工作投入影響工作績(jī)效[15-16]。上述研究鮮有論證工作要求、工作資源、工作投入與教學(xué)績(jī)效之間的內(nèi)在關(guān)系，導(dǎo)致“工作要求、工作資源—工作投入—教學(xué)績(jī)效”的理論路徑尚未得到應(yīng)有關(guān)注。因此，這是本文的首要寫(xiě)作動(dòng)機(jī)。其次，多數(shù)研究著重考察了工作資源對(duì)工作投入的積極影響，而對(duì)工作要求關(guān)注較少。本文進(jìn)一步關(guān)注了工作要求對(duì)工作投入的影響效應(yīng)，試圖揭示二者之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)。最后，本文將工作資源在社會(huì)與制度層面進(jìn)行了細(xì)分?？疾炝私處熑穗H支持這一社會(huì)性的工作資源對(duì)工作投入水平的影響，同時(shí)還探索了組織管理這一制度性的工作資源對(duì)教師工作投入水平的影響，在個(gè)體與組織的雙重視角下探索了不同類(lèi)別工作資源對(duì)教師工作投入以及教學(xué)績(jī)效的影響效應(yīng)，為政策制定提供一定理論借鑒。

二、理論分析與研究假設(shè)

1. 工作要求與工作投入

對(duì)于教師群體來(lái)說(shuō)，工作要求被普遍認(rèn)為是一種預(yù)測(cè)消極工作結(jié)果的重要解釋變量。原因在于一項(xiàng)工作會(huì)對(duì)工作者提出生理、心理、社會(huì)以及組織等方面的要求，需要工作者持續(xù)付出身體和心理的努力[17]，同時(shí)也對(duì)工作者的身體和精神造成巨大消耗，形成了工作要求負(fù)向影響工作者積極情緒感知的“損耗路徑”[14]。精神成本引發(fā)教師的情緒衰竭[7]，使其感受到抑郁、焦慮以及職業(yè)倦怠等消極情緒[18]；身體消耗則引發(fā)潛在的勞動(dòng)損傷并正向預(yù)測(cè)教師的健康問(wèn)題[14]，甚至?xí)黾咏處煵⊥烁怕蔥7]。因此，過(guò)高的工作要求對(duì)工作者產(chǎn)生心理和生理的雙重壓力，進(jìn)而導(dǎo)致職業(yè)倦怠的發(fā)生[19]。隨著積極心理學(xué)研究的不斷深化，工作投入逐漸被納入教師職業(yè)心理研究之中。與職業(yè)倦怠的心理特征完全相反，工作投入表現(xiàn)為個(gè)體的高度快樂(lè)與激發(fā)屬性，是一種與工作相關(guān)的、積極的、愉快的認(rèn)知狀態(tài)，包含活力、奉獻(xiàn)和專(zhuān)注三種特征[20]。由于工作要求能夠顯著預(yù)測(cè)職業(yè)倦怠，那么相反，工作要求將預(yù)期抑制個(gè)體在工作中的積極情緒，進(jìn)而對(duì)工作投入產(chǎn)生消極影響。據(jù)此，本文提出假設(shè)H1。

H1：教師工作要求對(duì)工作投入具有顯著的負(fù)向影響。

2. 工作資源與工作投入

工作資源能夠激發(fā)正向工作結(jié)果，并構(gòu)成影響教師積極情緒感知的“緩沖路徑”和“增益路徑”?！熬彌_路徑”是指工作資源能夠支撐教師更好地滿(mǎn)足工作要求，補(bǔ)償工作要求對(duì)教師產(chǎn)生的工作壓力和身心損耗，對(duì)工作要求形成良性互補(bǔ)效應(yīng)?！霸鲆媛窂健眲t強(qiáng)調(diào)工作資源不僅能夠補(bǔ)償工作要求對(duì)教師的影響，降低工作過(guò)程中需要付出的身體與心理成本，而且能夠點(diǎn)燃教師的動(dòng)力并使他們沉浸工作之中，為完成日常的工作要求提供資源基礎(chǔ)，支持教師有效達(dá)成工作目標(biāo)，進(jìn)一步激勵(lì)教師個(gè)體的學(xué)習(xí)與成長(zhǎng)[21]。上述工作資源的積極效應(yīng)能夠顯著激活教師在工作中的活力、奉獻(xiàn)和專(zhuān)注，呈現(xiàn)出積極、充實(shí)的心理狀態(tài)。因此，本文預(yù)期工作資源將能夠顯著刺激教師工作投入水平的提升。

教師工作資源是一個(gè)極具包容性的概念，已有研究將工作資源進(jìn)行了不同維度的劃分，提出工作資源具有兩種基本類(lèi)型：其一是源于外部的資源支持，如組織資源和社會(huì)資源；其二是源于個(gè)體內(nèi)部或個(gè)體自身的資源，如個(gè)人認(rèn)知以及行為方式[9]。也有部分研究系統(tǒng)性地梳理了5種教師職業(yè)工作資源[22]，分別為工作自主性、信息獲取、領(lǐng)導(dǎo)支持、創(chuàng)新的校園環(huán)境以及社會(huì)環(huán)境，從物質(zhì)維度、心理維度、組織維度以及社會(huì)維度全面詮釋工作資源的內(nèi)涵。由于本文重點(diǎn)聚焦非物質(zhì)激勵(lì)因素和非個(gè)體影響因素，因此組織維度和社會(huì)維度構(gòu)成本文的核心關(guān)注要素。基于上述考慮，本文從組織管理以及人際支持兩個(gè)維度考察教師社會(huì)性和制度性的工作資源狀況，探索兩者對(duì)工作投入的影響。其中，人際支持能夠助推教師之間獲得更多的社交情感支持以及專(zhuān)業(yè)信息交流，從技能與情感層面共同促進(jìn)了教師的工作投入動(dòng)機(jī)；組織管理為教師提供了工作自主性、職業(yè)發(fā)展機(jī)會(huì)以及公平的組織環(huán)境等組織及制度資源支持，提升教師的工作能力以及組織歸屬感，進(jìn)而激發(fā)工作投入水平的提升。對(duì)此，本文提出假設(shè)H2。

H2：工作資源對(duì)教師工作投入具有積極影響。

3. 工作投入與教學(xué)績(jī)效

工作投入是一種飽滿(mǎn)的工作狀態(tài)，代表工作者在工作中充滿(mǎn)活力、奉獻(xiàn)以及專(zhuān)注，體現(xiàn)為教師在工作中的身體投入、認(rèn)知投入和情感投入。因此工作投入高的個(gè)體往往表現(xiàn)出更加積極的個(gè)人特征，表現(xiàn)為在工作中具有充沛精力、心理適應(yīng)力并付出更多努力，能夠從工作中獲得價(jià)值及認(rèn)可，從而更加全神貫注地投入于工作之中，甚至對(duì)他人的工作投入水平具有積極帶動(dòng)效應(yīng)[20]。同時(shí)，也有研究表明，工作投入高的教師能夠獲得更高的工作滿(mǎn)意度和組織承諾，并且具有更加健康的心理以及更低的職業(yè)倦怠和離職傾向。因此，若教師具備上述良好的個(gè)人狀態(tài)，將有利于教師更加專(zhuān)注于教學(xué)工作，提升教學(xué)激情，使教師個(gè)體的價(jià)值目標(biāo)與組織目標(biāo)、學(xué)生利益協(xié)調(diào)一致，在工作場(chǎng)域中表現(xiàn)出更優(yōu)的績(jī)效水平。對(duì)此，本文提出假設(shè)H3。

H3：工作投入對(duì)教師教學(xué)績(jī)效具有正向影響。

4. 工作要求、工作資源與教學(xué)績(jī)效

工作要求往往導(dǎo)致工作者出現(xiàn)情緒低落、個(gè)人成就感低等問(wèn)題。超額的工作要求將會(huì)引發(fā)工作者的職業(yè)倦怠，不僅會(huì)弱化工作者對(duì)組織的滿(mǎn)意程度、認(rèn)同程度和信任程度，以及降低其業(yè)績(jī)表現(xiàn)，甚至導(dǎo)致工作者的身心健康受損，嚴(yán)重影響組織績(jī)效水平[23]。因此本文認(rèn)為工作要求對(duì)教師教學(xué)績(jī)效具有消極影響。

另外，工作資源相較于工作要求發(fā)揮出一種補(bǔ)償性效應(yīng)，能夠在一定程度上弱化工作要求產(chǎn)生的消極影響。正如上文所述，工作資源能夠幫助工作者滿(mǎn)足工作要求以及減少由此產(chǎn)生的身心付出，且?guī)椭ぷ髡邔?shí)現(xiàn)工作目標(biāo)并進(jìn)一步促進(jìn)個(gè)體的成長(zhǎng)與發(fā)展，因此工作資源被視為工作中的激勵(lì)因素。人際支持與組織管理是本文核心關(guān)注的兩類(lèi)教師工作資源，是激勵(lì)教師產(chǎn)生積極心理、提升教學(xué)績(jī)效的重要非物質(zhì)激勵(lì)因素。其中，人際支持強(qiáng)化了教師的情感支撐、交流合作與技術(shù)支持，而組織管理則提供了良好的領(lǐng)導(dǎo)水平、職業(yè)發(fā)展以及公平的組織環(huán)境等。二者能夠有效激發(fā)教師產(chǎn)生積極的工作心理與工作行為，從而提升教學(xué)績(jī)效。綜上所述，工作資源被預(yù)期能夠促進(jìn)教師的工作投入和工作滿(mǎn)意度，提升教師工作能力，最終為教師提升個(gè)人的教學(xué)績(jī)效提供資源支持。因此，本文認(rèn)為工作資源對(duì)教學(xué)績(jī)效具有顯著的提升作用。基于上文理論分析，本文提出假設(shè)H4。

H4：工作要求對(duì)教師教學(xué)績(jī)效具有負(fù)向影響，而工作資源對(duì)教師教學(xué)績(jī)效具有正向影響。

5. 工作投入的中介效應(yīng)

工作要求對(duì)工作投入具有消極影響，不僅降低教師在教學(xué)工作中的活力、奉獻(xiàn)以及專(zhuān)注程度，且進(jìn)一步阻礙教師的組織信任與組織認(rèn)同，并降低教師工作滿(mǎn)意度，使得這一負(fù)面效應(yīng)向教學(xué)績(jī)效傳導(dǎo)，對(duì)教學(xué)績(jī)效產(chǎn)生一定的消極影響。與之相反，工作資源能夠促進(jìn)教師達(dá)成工作目標(biāo)，刺激教師的個(gè)人發(fā)展，以及幫助教師補(bǔ)償和緩沖工作要求帶來(lái)的約束，從而能夠正向刺激教師工作投入水平的提升，并對(duì)教學(xué)績(jī)效產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用?；诖耍疚倪M(jìn)一步提出假設(shè)H5。

H5：工作要求通過(guò)抑制教師工作投入對(duì)教學(xué)績(jī)效產(chǎn)生消極影響；而工作資源通過(guò)提升工作投入促進(jìn)教師教學(xué)績(jī)效的提升。

三、研究設(shè)計(jì)

1. 研究對(duì)象

本文依照如下原則選取研究對(duì)象并開(kāi)展數(shù)據(jù)收集工作。第一，組織多樣性原則。為保障研究對(duì)象能夠均衡代表C市教師整體的工作狀況，調(diào)研學(xué)校覆蓋“小初高”三個(gè)辦學(xué)層次。在正式調(diào)查中，抽取小學(xué)數(shù)量為14所，中學(xué)(含初高中)數(shù)量為16所。其中包括重點(diǎn)學(xué)校12所，非重點(diǎn)學(xué)校18所；有20所學(xué)校位于C市城區(qū)，10所位于C市鄉(xiāng)鎮(zhèn)。由此本文的研究樣本對(duì)城鄉(xiāng)不同區(qū)域、不同辦學(xué)類(lèi)型和不同辦學(xué)層次的中小學(xué)形成了較為全面的覆蓋。第二，調(diào)研對(duì)象的代表性與隨機(jī)性原則。問(wèn)卷均對(duì)各學(xué)校全體教師進(jìn)行發(fā)放，保障每位教師具有同等機(jī)會(huì)進(jìn)入樣本，滿(mǎn)足樣本隨機(jī)性原則。同時(shí)，各校教師涵蓋了不同崗位、不同職稱(chēng)、不同教齡、不同學(xué)科等教師個(gè)體，滿(mǎn)足研究樣本的代表性原則。

基于上述原則，本文對(duì)預(yù)測(cè)試對(duì)象和正式測(cè)試對(duì)象進(jìn)行了整群抽樣，有效擴(kuò)大抽樣的應(yīng)用范圍，保障研究對(duì)象具有充足的代表性與普適性。首先，依照上述樣本選取原則，在C市所有中小學(xué)構(gòu)成的總體中采用簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣方法選取10所中小學(xué)，進(jìn)而將10所學(xué)校的300位全體教師作為預(yù)測(cè)試對(duì)象，并通過(guò)“問(wèn)卷星”進(jìn)行問(wèn)卷發(fā)放，回收有效問(wèn)卷239份，回收率79.67%。本文利用預(yù)測(cè)試數(shù)據(jù)對(duì)工作投入等量表進(jìn)行項(xiàng)目分析和探索性因子分析，逐步剔除跨因子、鑒別度與同質(zhì)性不合格的題目，進(jìn)而對(duì)原量表進(jìn)行修正并形成最終的測(cè)量工具。其次，基于修正后的測(cè)量工具，本文再次采用整群抽樣方法開(kāi)展正式的調(diào)查與數(shù)據(jù)收集。同樣將C市全部中小學(xué)作為總體，并結(jié)合上文抽樣原則，利用簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣方法從總體中選取30所中小學(xué)作為樣本群體，然后由這30所中小學(xué)群體的全體教師構(gòu)成研究樣本。共發(fā)放問(wèn)卷500份，問(wèn)卷全部收回，回收率100%。最后，對(duì)回收的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行初步檢驗(yàn)，剔除答題時(shí)間以及題目得分明顯不合理的研究樣本，最終得到有效問(wèn)卷478份。

問(wèn)卷數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果能夠良好體現(xiàn)教師群體的特征分布狀況。從性別來(lái)看，男性教師占比明顯低于女性，占樣本總數(shù)的22%，而女性教師占比為78%。就學(xué)歷狀況來(lái)看，C市教師學(xué)歷水平明顯集中在本科層次，占比為89.5%，碩士研究生學(xué)歷教師占比僅為7.7%，沒(méi)有教師樣本擁有博士研究生學(xué)歷，表明C市30所中小學(xué)教師的高學(xué)歷人才占比較低，教師隊(duì)伍質(zhì)量體現(xiàn)為基礎(chǔ)穩(wěn)健、高端人才不足的特征。在職業(yè)編制方面，有1/3的教師尚未納入事業(yè)編制。而就職稱(chēng)情況看，擁有高級(jí)職稱(chēng)的教師占比不高，僅為樣本量的13.8%，擁有初級(jí)和中級(jí)職稱(chēng)占比共計(jì)64.6%，仍有21.6%的教師尚未獲取任何職稱(chēng)。這一數(shù)據(jù)表明教師職業(yè)發(fā)展路徑仍存較大瓶頸，編制配置和高級(jí)職稱(chēng)比重仍然偏低。從收入情況來(lái)看，樣本教師之間存在較為顯著的收入差異，主要的樣本分布在5萬(wàn)—6萬(wàn)、7萬(wàn)—8萬(wàn)以及9萬(wàn)—10萬(wàn)，這三檔收入水平的教師占比達(dá)到71.8%，而收入達(dá)到10萬(wàn)以上的樣本占比僅為7.1%?？梢?jiàn)，當(dāng)前教師收入普遍處于中等水平，高收入教師占比仍然較低，教師之間收入差距并不顯著。從職業(yè)動(dòng)機(jī)來(lái)看，60.5%的研究樣本認(rèn)為教師是其理想的或適合的職業(yè)；而20.9%的樣本則認(rèn)為從事教師職業(yè)可以平衡好生活與工作的關(guān)系；17.8%的樣本并非基于自己的主觀意愿而選擇教師職業(yè)，其職業(yè)選擇源于他人期待或社會(huì)評(píng)價(jià)等外在因素；而只有0.8%的樣本認(rèn)為教師職業(yè)能夠提供良好的物質(zhì)與聲譽(yù)福利。這表明較大部分教師都主動(dòng)選擇了教師職業(yè)，并對(duì)其具有較高的職業(yè)認(rèn)同。

2. 研究工具

(1)工作投入量表

本文采用張軼文、甘怡群修訂的中文版《工作投入量表》測(cè)量教師工作投入情況[24]。該量表包括三個(gè)維度，分別為活力、奉獻(xiàn)和專(zhuān)注?；盍χ腹ぷ髦械母吣芰克?，是精力充沛、適應(yīng)力強(qiáng)、愿意為工作投入精力且不易被打擊的能力；奉獻(xiàn)是指在全身心投入工作的過(guò)程中，伴隨著熱情和意義，并給人帶來(lái)一種自豪感和靈感；專(zhuān)注指對(duì)工作的認(rèn)同，能體驗(yàn)到工作的意義和挑戰(zhàn)，是一種沉浸的、愉快的工作狀態(tài)。量表形式為5點(diǎn)式Likert量表。通過(guò)信效度檢驗(yàn)，工作投入量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.941，活力、奉獻(xiàn)以及專(zhuān)注層面的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.894、0.850以及0.897，均達(dá)到了0.8以上，表明工作投入量表及各維度均具有理想的信度。在驗(yàn)證性因素分析的擬合指標(biāo)中，χ2/df=2.588，GFI=0.955，CFI=0.981，NFI=0.970，TLI= 0.976，RMSEA=0.057，表明模型擬合效果較為理想。上述檢驗(yàn)結(jié)果表明工作投入量表具有良好的信度和效度。

(2)工作要求量表

工作要求量表主要用于測(cè)量教師工作面臨的身體、心理、家庭乃至組織的各方面要求。本文采用李敏編制的教師工作要求量表作為測(cè)量工具[25]。該量表包括三個(gè)維度，分別為工作強(qiáng)度要求、工作技能要求和工作家庭沖突。量表形式為5點(diǎn)式Likert量表。信效度檢驗(yàn)表明，工作要求量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.881，工作強(qiáng)度要求為0.861，工作技能要求為0.922，工作—家庭沖突為0.870。驗(yàn)證性因素分析的擬合指標(biāo)為χ2/df=1.707，GFI=0.985，CFI=0.995，NFI=0.989，TLI= 0.991，RMSEA=0.038，模型擬合指標(biāo)均達(dá)到理想標(biāo)準(zhǔn)。上述檢驗(yàn)結(jié)果表明工作要求量表具有良好的信度和效度。

(3)人際支持量表

本文采用李敏編制的人際支持量表測(cè)量教師工作過(guò)程中獲得來(lái)自工作場(chǎng)域內(nèi)外部的社交支持，反映教師工作資源中個(gè)體層面的社會(huì)性工作資源[25]。該量表共包括5個(gè)維度，分別為領(lǐng)導(dǎo)支持、同事支持、學(xué)生和家長(zhǎng)支持以及家人支持。量表形式為5點(diǎn)式Likert量表。人際支持量表整體的Cronbach’s α系數(shù)為0.918，其中，領(lǐng)導(dǎo)支持為0.911，同事支持為0.902，學(xué)生和家長(zhǎng)支持為0.845，家人支持為0.868。驗(yàn)證性因素分析擬合指標(biāo)為χ2/df=2.260，GFI=0.966，CFI=0.987，NFI=0.977，TLI=0.981，RMSEA=0.051，表明模型擬合良好，各項(xiàng)擬合指標(biāo)均滿(mǎn)足相應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)。上述檢驗(yàn)結(jié)果表明人際支持量表具有良好的信度和效度。

(4)組織管理量表

本文采用李敏編制組織管理量表測(cè)量教師工作過(guò)程中獲取的組織資源支持[25]，反映教師工作能夠在組織層面獲取的制度性工作資源。量表包含5個(gè)維度，分別為工作自主性、領(lǐng)導(dǎo)管理水平、績(jī)效反饋、職業(yè)發(fā)展機(jī)會(huì)以及組織公平。與上述量表類(lèi)似，組織管理量表同樣采用5點(diǎn)式Likert量表。組織管理量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.955，其中工作自主性為0.866，領(lǐng)導(dǎo)管理水平為0.958，績(jī)效反饋為0.934，職業(yè)發(fā)展機(jī)會(huì)為0.873，組織公平為0.944，表明量表具有良好的內(nèi)部一致性和理想信度。驗(yàn)證性因子分析模型的擬合指標(biāo)良好，分別為χ2/df=2.08，GFI=0.959，CFI=0.989，NFI=0.979，TLI=0.984，RMSEA=0.048。上述結(jié)果表明組織管理量表具有良好的信度和效度。

(5)教學(xué)成果量表

教學(xué)成果量表通過(guò)學(xué)生學(xué)業(yè)水平以及綜合素質(zhì)反映教師的教學(xué)績(jī)效。本文采用李敏編制的教學(xué)成果量表對(duì)教師教學(xué)績(jī)效進(jìn)行測(cè)量[25]。教學(xué)成果量表Cronbach’s α系數(shù)為0.909。驗(yàn)證性因子分析模型的擬合指標(biāo)良好，擬合指標(biāo)為χ2/df=1.358，GFI=0.993，CFI=0.998，NFI=0.994，TLI=0.997，RMSEA=0.027。上述結(jié)果表明量表具備良好的信效度。

四、模型和實(shí)證檢驗(yàn)

1. 相關(guān)分析

本文首先通過(guò)SPSS 20.0對(duì)主要潛變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析和相關(guān)分析(參見(jiàn)表1)。分析結(jié)果表明，教師的平均教學(xué)績(jī)效與工作投入水平的均值高于中位數(shù)3，說(shuō)明樣本中教師群體的平均教學(xué)績(jī)效與工作投入處于較高水平；同時(shí)，工作要求、人際支持以及組織管理三個(gè)影響因素均值的平均得分都在3以上，表明教師群體對(duì)這些影響因素具有較為強(qiáng)烈的感知。其中人際支持得分均值達(dá)到3.887，比工作要求和組織管理均值高約0.21，這是教師在工作中感知到的最突出工作特征。通過(guò)相關(guān)分析結(jié)果可知，人際支持和組織管理均與工作投入顯著正相關(guān)，而工作要求與工作投入負(fù)相關(guān)但不顯著，這與“工作要求—工作資源”模型的“雙路徑”假設(shè)保持一致。工作投入、工作要求、人際支持以及組織管理均與教學(xué)績(jī)效呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，表明工作投入、工作要求以及工作資源與教學(xué)績(jī)效呈現(xiàn)同向變動(dòng)趨勢(shì)。工作要求與組織管理之間的相關(guān)系數(shù)顯著為負(fù)，表明組織管理提供的工作資源與工作要求之間并沒(méi)有形成良好的協(xié)同效應(yīng)，即當(dāng)教師感知的工作要求水平上升時(shí)，感知到的組織管理水平卻呈下降趨勢(shì)。此外，組織管理與人際支持之間的相關(guān)系數(shù)顯著為正，表明兩者之間存在協(xié)同遞進(jìn)關(guān)系。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

2. 共同方法偏差檢驗(yàn)

本文借鑒已有研究[26-27]，開(kāi)展問(wèn)卷的預(yù)測(cè)試程序，并基于預(yù)測(cè)試數(shù)據(jù)對(duì)量表進(jìn)行項(xiàng)目分析和探索性因子分析，不斷完善量表的題項(xiàng)設(shè)計(jì)；在正式施測(cè)過(guò)程中，本文通過(guò)匿名化處理以及控制樣本來(lái)源等舉措對(duì)可能存在的共同方法偏差實(shí)施程序控制。事后控制采用統(tǒng)計(jì)控制方法中的單因子法對(duì)本文的共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，所有的測(cè)量項(xiàng)被提取出9個(gè)因子，總的方差貢獻(xiàn)率為72.44%，且第一個(gè)因子的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為21.164%，低于臨界值40%，表明不存在嚴(yán)重共同方法偏差的問(wèn)題。

3. 結(jié)構(gòu)方程模型分析

(1)模型的擬合度評(píng)價(jià)

鑒于各主要量表已經(jīng)獲得了較高的信度和效度保證，且測(cè)量模型各項(xiàng)擬合指標(biāo)均較為理想，因此能夠?qū)ζ溥M(jìn)一步開(kāi)展結(jié)構(gòu)方程模型分析，揭示各潛變量之間的因果效應(yīng)。由于本文的量表和題項(xiàng)較多，為避免題項(xiàng)過(guò)多造成的參數(shù)估計(jì)誤差，因此對(duì)題目采取“打包法”處理[28-29]。借鑒吳艷、溫忠麟的方法，本文對(duì)多維結(jié)構(gòu)量表在子量表內(nèi)進(jìn)行題目打包，將每個(gè)量表的子維度打包成1個(gè)指標(biāo)[30]。通過(guò)上述處理，本文運(yùn)用AMOS 24.0進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析。

結(jié)構(gòu)方程模型需要滿(mǎn)足相應(yīng)的擬合度標(biāo)準(zhǔn)，因此需要考察模型擬合后的相應(yīng)指標(biāo)是否符合對(duì)應(yīng)的判斷標(biāo)準(zhǔn)。結(jié)構(gòu)方程模型研究通常需要匯報(bào)的擬合度指標(biāo)包括χ2/df、GFI、CFI、NFI、IFI、TLI以及RMSEA[31]，其相應(yīng)判斷標(biāo)準(zhǔn)以及本文的擬合度情況如表2所示。通過(guò)對(duì)比，本文的結(jié)構(gòu)方程模型擬合度均滿(mǎn)足相應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)，模型整體擬合效果較為理想。

表2 結(jié)構(gòu)方程模型擬合度指標(biāo)及檢測(cè)

(2)參數(shù)估計(jì)與假設(shè)檢驗(yàn)

通過(guò)運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)主要變量進(jìn)行測(cè)量并開(kāi)展路徑分析，能夠進(jìn)一步明晰各潛變量之間的因果效應(yīng)。分析結(jié)果及結(jié)構(gòu)方程模型路徑圖分別參見(jiàn)表3和圖1。

通過(guò)表3可以看出，工作要求以及人際支持顯著影響了工作投入。其中，工作要求的標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)系數(shù)為-0.232，CR值為-4.827，表明工作要求顯著抑制了教師的工作投入，本文H1得到驗(yàn)證；組織管理的回歸系數(shù)雖然為正，但其并未達(dá)到5%的統(tǒng)計(jì)顯著性水平，因此不能拒絕其系數(shù)為0的原假設(shè)，表明組織管理對(duì)工作投入的影響效應(yīng)并不具有足夠的顯著性。在人際支持影響工作投入的研究路徑中，人際支持標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)系數(shù)為0.341，CR值為3.049，表明其顯著促進(jìn)了教師的工作投入水平。作為兩類(lèi)重要的教師工作資源，人際支持對(duì)教師工作投入具有顯著積極影響，而組織管理對(duì)工作投入影響并不顯著，表明不同類(lèi)別工作資源在影響教師工作投入的路徑中具有不同效應(yīng)，假設(shè)H2得到部分驗(yàn)證。

表3 結(jié)構(gòu)方程模型分析及假設(shè)檢驗(yàn)

此外，在工作投入影響教學(xué)績(jī)效的路徑中，工作投入估計(jì)系數(shù)為0.335，CR值為5.966，表明其對(duì)教學(xué)績(jī)效具有顯著的積極影響，假設(shè)H3得到了數(shù)據(jù)驗(yàn)證。在工作資源和工作要求對(duì)教學(xué)績(jī)效的影響路徑中，工作要求對(duì)教師教學(xué)績(jī)效具有顯著的正向影響，這與假設(shè)H4并不一致，呈現(xiàn)出了相反的研究結(jié)論?？赡艿脑蚴潜匾墓ぷ饕笤黾恿私處煹墓ぷ鲏毫?，迫使教師投入更多的教學(xué)精力到日常教學(xué)中，進(jìn)而促進(jìn)了教學(xué)績(jī)效的提升。同時(shí)，從工作資源要素來(lái)看，人際支持對(duì)教學(xué)績(jī)效具有顯著的正向影響，而組織管理對(duì)教學(xué)績(jī)效的影響效應(yīng)并不顯著，表明不同類(lèi)別工作資源在影響教師教學(xué)績(jī)效的路徑中具有差異化作用，假設(shè)H4得到部分驗(yàn)證。上述結(jié)構(gòu)方程模型路徑圖如圖1所示。

圖1 結(jié)構(gòu)方程模型及路徑系數(shù)

(3)中介效應(yīng)檢驗(yàn)

基于上述基礎(chǔ)模型分析，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)工作投入的中介效應(yīng)，以驗(yàn)證本文的H5。借鑒溫忠麟、葉寶娟提出的檢驗(yàn)程序[32]，通過(guò)分步回歸、Sobel檢驗(yàn)以及Bootstrap法相結(jié)合的策略對(duì)工作投入的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。參數(shù)估計(jì)結(jié)果和置信區(qū)間如表4所示。

表4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

首先就工作要求來(lái)看，工作要求對(duì)工作投入具有顯著的負(fù)向影響，T值達(dá)到-4.296；同時(shí)，工作投入對(duì)教學(xué)績(jī)效具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)，T值達(dá)到3.722；上述結(jié)果表明系數(shù)a、b在“工作要求—工作投入—教學(xué)績(jī)效”的中介效應(yīng)研究路徑中均顯著；同時(shí)，上述中介效應(yīng)路徑中的系數(shù)c’為0.276，T值達(dá)到5.208。此外，通過(guò)Sobel檢驗(yàn)表明，Z檢驗(yàn)值為-2.81，相應(yīng)的p值為0.005。上述檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了工作投入在工作要求和教學(xué)績(jī)效之間具有顯著的部分中介效應(yīng)。以此為基礎(chǔ)，本文進(jìn)一步運(yùn)用Amos 24.0軟件，采用Bootstrap方法構(gòu)建了間接效應(yīng)(ab)置信度為95%的置信區(qū)間。結(jié)果顯示，工作要求對(duì)教學(xué)績(jī)效的間接效應(yīng)置信區(qū)間為[-0.147,-0.033]，該區(qū)間不含0，證明工作投入在“工作要求—教學(xué)績(jī)效”路徑中發(fā)揮了顯著的中介效應(yīng)。上述結(jié)果表明，在“工作要求—工作投入—教學(xué)績(jī)效”路徑中，工作要求通過(guò)抑制工作投入水平，進(jìn)而導(dǎo)致工作要求促進(jìn)教學(xué)績(jī)效的總效應(yīng)受到削弱，形成了工作要求通過(guò)降低工作投入抑制教學(xué)績(jī)效的“損耗路徑”。因此工作要求對(duì)教學(xué)績(jī)效的促進(jìn)是以降低教師工作投入為代價(jià)的。隨著工作要求的不斷提升甚至突破了教師的可承受范圍，上述負(fù)向的間接效應(yīng)將進(jìn)一步強(qiáng)化，工作要求對(duì)教學(xué)績(jī)效的促進(jìn)效應(yīng)也將進(jìn)一步弱化，甚至出現(xiàn)工作要求抑制教學(xué)績(jī)效的消極結(jié)果。

其次就組織管理來(lái)看，組織管理對(duì)工作投入的影響效應(yīng)雖然為正，但并不顯著；同時(shí)工作投入對(duì)教學(xué)績(jī)效的影響效應(yīng)顯著為正，因此難以直接通過(guò)系數(shù)a和b的顯著性判斷是否存在中介效應(yīng)，需要進(jìn)一步進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)。Sobel統(tǒng)計(jì)量為1.31，對(duì)應(yīng)的p值為0.189，表明組織管理在工作投入與教學(xué)績(jī)效之間并不具有顯著的中介效應(yīng)。進(jìn)一步采用Bootstrap方法構(gòu)建置信區(qū)間，結(jié)果顯示組織管理對(duì)教學(xué)績(jī)效的間接效應(yīng)置信區(qū)間為[-0.021,0.177]且包含0，證明工作投入在“組織管理—教學(xué)績(jī)效”之間沒(méi)有發(fā)揮顯著的中介效應(yīng)。因此在“組織管理—工作投入—教學(xué)績(jī)效”路徑中，組織管理尚未發(fā)揮顯著的資源基礎(chǔ)作用以促進(jìn)工作投入和教學(xué)績(jī)效，繼而使得工作投入的中介效應(yīng)并不顯著。結(jié)合工作要求與組織管理之間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系的分析結(jié)果可知，組織管理與工作要求存在顯著的結(jié)構(gòu)性失調(diào)問(wèn)題，即組織管理提供的工作資源難以匹配教師實(shí)際面臨的工作要求，進(jìn)而導(dǎo)致工作資源難以對(duì)教師的工作要求形成有效的緩沖和支撐，因此本研究認(rèn)為組織管理對(duì)教師的工作投入和教學(xué)績(jī)效提升難以發(fā)揮顯著的促進(jìn)作用。

最后，就人際支持來(lái)看，其對(duì)工作投入具有顯著的正向影響，T值為2.336；同時(shí)，工作投入對(duì)教學(xué)績(jī)效呈現(xiàn)顯著的積極影響，T值為3.722。這說(shuō)明工作投入在人際支持與教學(xué)績(jī)效之間發(fā)揮了顯著的中介效應(yīng)。通過(guò)考察c’可以看出，其對(duì)應(yīng)的T值為0.806且不顯著，表明工作投入在人際支持和教學(xué)績(jī)效之間發(fā)揮了完全中介效應(yīng)。此外，Sobel的檢驗(yàn)結(jié)果顯示其統(tǒng)計(jì)量為1.97，p值為0.048，表明中介效應(yīng)顯著。進(jìn)一步的Bootstrap方法置信區(qū)間結(jié)果為[0.041,0.243]，該區(qū)間不含0，表明工作投入在“人際支持—教學(xué)績(jī)效”的路徑中發(fā)揮了顯著的中介效應(yīng)。因此在“人際支持—工作投入—教學(xué)績(jī)效”路徑中，人際支持通過(guò)提升工作投入水平，進(jìn)一步使人際支持促進(jìn)教學(xué)績(jī)效的總效應(yīng)得到提升，形成了人際支持通過(guò)提升工作投入促進(jìn)教學(xué)績(jī)效的“增益路徑”。在這一路徑中，教師獲取的多元人際支持使其獲得了滿(mǎn)足工作要求所需的技能知識(shí)、情感支持以及社會(huì)認(rèn)可，這無(wú)疑有助于激發(fā)教師工作的積極心理，提升工作投入水平，最終進(jìn)一步促進(jìn)教學(xué)績(jī)效的顯著提升。

五、結(jié)論與啟示

1. 研究結(jié)論

本文基于“工作要求—工作資源”模型，對(duì)教師工作投入的影響因素開(kāi)展理論分析，并進(jìn)一步考察了工作要求、工作資源如何通過(guò)工作投入影響教師的教學(xué)績(jī)效。本文最終得出了如下研究結(jié)論：

第一，工作要求是抑制教師工作投入的顯著因素。本文從工作強(qiáng)度要求、工作技能要求以及工作—家庭沖突三個(gè)維度考察了教師面臨的工作要求，進(jìn)而發(fā)現(xiàn)上述工作要求對(duì)教師工作投入具有顯著的消極影響，這也與已有研究結(jié)論普遍發(fā)現(xiàn)的“損耗”路徑相符[33]。通過(guò)統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，教師工作要求得分高于中位數(shù)3，表明教師面臨著較大的工作要求壓力。尤其當(dāng)教師工作要求中摻雜較多阻礙性要求時(shí)(如行政性要求、壓力性要求等)[31]，往往給教師造成心理、身體的雙重壓力和精力資源的耗散，并負(fù)向影響工作過(guò)程中的活力、奉獻(xiàn)及專(zhuān)注，顯著抑制了工作投入水平。

與上述相反，部分工作資源對(duì)教師工作投入具有顯著的積極影響。人際支持與組織管理是教師工作中的兩類(lèi)重要工作資源。研究發(fā)現(xiàn)，人際支持能夠顯著促進(jìn)教師的工作投入，但組織管理并未發(fā)揮顯著的積極影響。這與已有研究中工作資源的“增益路徑”假設(shè)存在一定差異。這一結(jié)論表明，不同類(lèi)型工作資源對(duì)教師工作投入具有差異化影響，這要求對(duì)工作資源進(jìn)行類(lèi)別細(xì)分，探究不同類(lèi)型工作資源在“工作要求—工作資源”模型中的作用機(jī)制[4]。本文考察了作為社會(huì)資源的人際支持和作為制度資源的組織管理對(duì)教師工作投入的影響效應(yīng)。其中，人際支持為教師工作提供了領(lǐng)導(dǎo)支持、學(xué)生和家長(zhǎng)支持、同事支持以及家人支持，不僅為教師增加工作投入提供了強(qiáng)大情緒動(dòng)力，而且為教師工作投入提供了技術(shù)和情感的雙重支撐。但就組織管理來(lái)看，本文發(fā)現(xiàn)其對(duì)工作投入并未產(chǎn)生顯著影響?？赡艿脑蛟谟诋?dāng)前政府機(jī)構(gòu)和學(xué)校組織并未給教師提供有效的資源支持，如績(jī)效考評(píng)缺乏差異、績(jī)效結(jié)果缺乏反饋等，導(dǎo)致組織管理的影響效應(yīng)并不顯著。同時(shí)教師職業(yè)發(fā)展瓶頸依然難以突破，教師管理體制整體僵化，使得教師的工作自主性并不充足。由此可見(jiàn)，人際支持發(fā)揮了顯著的“增益”效應(yīng)和“緩沖”效應(yīng)，不僅激發(fā)了教師的積極心理，而且彌補(bǔ)了因工作要求造成的身心損耗，并對(duì)教師工作投入產(chǎn)生顯著的積極作用。而組織管理對(duì)教師工作投入的影響尚不顯著，仍存在較大的制度優(yōu)化空間。

第二，本文發(fā)現(xiàn)工作投入、工作要求、人際支持對(duì)教學(xué)績(jī)效具有顯著的正向影響，而組織管理對(duì)教學(xué)績(jī)效的影響并不顯著。上述研究發(fā)現(xiàn)表明，工作投入既能激發(fā)教師教學(xué)的奉獻(xiàn)、專(zhuān)注和活力等積極心理，又能促進(jìn)教師教學(xué)的積極行為，從而顯著提升了教師的教學(xué)績(jī)效；而人際支持賦予了教師技能與情感支撐，在一定程度上對(duì)工作要求造成的身心損耗形成有效緩沖，對(duì)教學(xué)績(jī)效產(chǎn)生積極影響。值得注意的是，工作要求雖然不利于工作投入等積極心理的產(chǎn)生，但它能夠確保教師按時(shí)按量完成工作目標(biāo)，進(jìn)一步確保教學(xué)績(jī)效的實(shí)現(xiàn)。然而工作要求對(duì)教學(xué)績(jī)效的促進(jìn)效應(yīng)是以教師的工作投入下降為代價(jià)，雖然短期內(nèi)推動(dòng)了績(jī)效目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，但從長(zhǎng)期來(lái)看，持續(xù)提高工作要求將導(dǎo)致“工作要求—工作資源”的失調(diào)，難以實(shí)現(xiàn)可持續(xù)的教學(xué)績(jī)效升級(jí)。此外，本文未發(fā)現(xiàn)組織管理對(duì)教師教學(xué)績(jī)效具有顯著影響，這不僅表明不同細(xì)分類(lèi)型的工作資源具有差異化的作用機(jī)制，而且表明當(dāng)前教師的組織管理仍存在可優(yōu)化空間，只有當(dāng)組織管理的資源支持與教師工作要求相匹配，才能發(fā)揮顯著的“增益”作用和“緩沖”作用。

第三，本文揭示了工作投入是工作要求、工作資源影響教師教學(xué)績(jī)效的重要中介路徑。這一研究發(fā)現(xiàn)并進(jìn)一步豐富了工作要求、工作資源等工作特征影響教學(xué)績(jī)效的心理機(jī)制。其一，工作要求通過(guò)降低工作投入弱化了工作要求對(duì)教學(xué)績(jī)效的正向影響。這一中介效應(yīng)表明，工作要求是以加劇教師情緒耗竭、降低教師工作投入為代價(jià)，短期內(nèi)促進(jìn)了教學(xué)績(jī)效的提升。但隨著工作要求的逐漸升級(jí)將導(dǎo)致教師難以承受，工作資源則難以對(duì)工作要求形成有效緩沖，將會(huì)導(dǎo)致負(fù)向的間接效應(yīng)不斷提升，使工作要求對(duì)教學(xué)績(jī)效的總效應(yīng)由正轉(zhuǎn)負(fù)。其二，人際支持通過(guò)強(qiáng)化工作投入進(jìn)而促進(jìn)了教學(xué)績(jī)效的進(jìn)一步提升；但工作投入在組織管理與教學(xué)績(jī)效之間尚未發(fā)揮顯著的中介效應(yīng)。上述結(jié)論一方面表明教師的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在工作中發(fā)揮重要的資源基礎(chǔ)作用，能夠?yàn)榻處熖峁┣楦信c能力的雙重支撐，在激發(fā)教師工作投入等積極心理的基礎(chǔ)上提升教學(xué)績(jī)效；另一方面，組織管理在工作投入和教學(xué)績(jī)效中均沒(méi)有形成顯著的資源“增益”效應(yīng)。這說(shuō)明當(dāng)前組織管理所提供的資源支持難以滿(mǎn)足教師工作要求或與教師工作需要不匹配，導(dǎo)致組織管理無(wú)法激活教師的積極心理，也不能顯著促進(jìn)教師的教學(xué)績(jī)效。

2. 實(shí)踐啟示

基于上述研究結(jié)論，本文得到如下實(shí)踐啟示：

第一，優(yōu)化和細(xì)分教師的工作要求，使其維持在適度區(qū)間，同時(shí)減少“行政性”和“形式性”的工作要求，緩解“阻礙性要求”對(duì)教師工作投入產(chǎn)生的消極影響。適度的工作要求雖然能夠在短期內(nèi)提升教師教學(xué)績(jī)效，但是其以降低教師工作投入為代價(jià)，難以真正長(zhǎng)期對(duì)教學(xué)績(jī)效形成持續(xù)性的促進(jìn)作用。因此在未來(lái)教育改革中，學(xué)校管理者應(yīng)該優(yōu)化教師的工作要求，將其與教學(xué)目標(biāo)、學(xué)生發(fā)展、教師發(fā)展以及組織發(fā)展緊密結(jié)合，以挑戰(zhàn)性要求結(jié)合發(fā)展性要求適當(dāng)促進(jìn)教師不斷提升自身的工作投入水平與教學(xué)績(jī)效[31]。同時(shí)教育主管部門(mén)要盡量避免對(duì)教師施加“行政性”和“形式性”等阻礙性工作要求，避免上述工作要求對(duì)教師教學(xué)帶來(lái)額外的精力耗散和情緒衰竭，繼而對(duì)教師的工作投入和教學(xué)績(jī)效產(chǎn)生不良影響。

第二，重點(diǎn)優(yōu)化組織資源，讓組織管理真正發(fā)揮出應(yīng)有的激勵(lì)效能。當(dāng)前組織管理所提供的工作資源與教師工作要求存在不充分、不匹配的問(wèn)題，組織管理存在結(jié)構(gòu)性失衡。因此，未來(lái)教育改革一方面應(yīng)優(yōu)化現(xiàn)有的組織管理資源，包括工作自主性、領(lǐng)導(dǎo)管理水平、績(jī)效反饋、職業(yè)發(fā)展機(jī)會(huì)以及組織公平等，破除組織資源支持的不充分問(wèn)題；另一方面，隨著新時(shí)期教師隊(duì)伍建設(shè)的深化改革，應(yīng)讓教師成為崗位上有幸福感、事業(yè)上有成就感、社會(huì)上有榮譽(yù)感的職業(yè)。這需要教育主管部門(mén)密切關(guān)注教師的工作資源新需要和職業(yè)發(fā)展新需求，對(duì)中小學(xué)教師編制配備、素質(zhì)能力提升、職稱(chēng)與個(gè)人發(fā)展以及教師社會(huì)地位提高等體制和機(jī)制開(kāi)展優(yōu)化與創(chuàng)新。在工作自主性、崗位匹配、決策參與、職業(yè)發(fā)展通道以及營(yíng)造尊師重教組織氛圍和社會(huì)風(fēng)尚等方面提供充足的組織資源支撐，從而使組織管理這一工作資源與新時(shí)期的教師發(fā)展需要有效匹配，發(fā)揮組織資源的“增益”效應(yīng)和“緩沖”效應(yīng)，從而有效激發(fā)教師的工作投入動(dòng)機(jī)。

第三，強(qiáng)化對(duì)教師的社會(huì)資源支持。教師的社會(huì)資源在工作投入激發(fā)和教學(xué)績(jī)效提升過(guò)程中具有重要作用。一方面，在組織層面應(yīng)構(gòu)建起和諧溝通與高效合作的工作氛圍，在教師同事之間、教師與學(xué)校管理者之間形成常態(tài)化溝通機(jī)制，促進(jìn)教師之間技能、情感的交流與合作，強(qiáng)化教師對(duì)學(xué)校的組織歸屬感和認(rèn)同感，使得教師能夠及時(shí)獲得同事支持或領(lǐng)導(dǎo)支持；另一方面，學(xué)?？梢蕴剿鹘ⅰ皩W(xué)?！處煛议L(zhǎng)—學(xué)生”的多元主體交流平臺(tái)，為教師提供充分的溝通機(jī)會(huì)并搭建“網(wǎng)狀”溝通渠道，促進(jìn)學(xué)校與學(xué)生、家長(zhǎng)之間，教師與學(xué)生、家長(zhǎng)之間的情感與信任積累，進(jìn)而對(duì)教師形成積極的情感支持與社會(huì)認(rèn)可。此外，學(xué)校以及政府部門(mén)應(yīng)關(guān)注教師與家庭之間的情感紐帶和工作—家庭沖突，為困難教師提供組織支持與幫助，使教師的教學(xué)工作獲得良好的家庭支持。只有通過(guò)全方位的社會(huì)資源積累與賦能，才能不斷提升教師工作投入水平，從而促進(jìn)教師的教學(xué)績(jī)效。