“工作要求”与“工作资源”如何影响中小学教师的工作投入和教学绩效

刘业进, 温 馨

(1. 首都经济贸易大学 城市经济与公共管理学院， 北京 100070；
2. 北京师范大学 政府管理学院， 北京 100875)

教师是供给教育服务的核心微观主体。教师队伍建设的质量决定了教育领域“供给侧”结构的合理性，影响着中国教育产出的“品质”。因此教师队伍建设成为教育事业改革向纵深推进的重要环节，是国家教育改革的重要政策发力点之一。在教师队伍建设与改革过程中，教师工作投入(主要指教师在教学日常工作中所表现出的活力、奉献、专注等心理状态)是激活教师队伍、决定教育改革成败的关键要素，教师的工作投入水平不仅影响教师的心理健康和工作满意度，而且影响教师授课效果以及学生的身心发展，乃至影响社会对教育的期望以及国家的人力资本积累。因此如何有效提高教师工作投入水平成为深化教育改革的重点，也是新时期加快教育现代化、建设教育强国的基石。

作为新时期的知识型员工，教师工作投入的影响因素逐渐发生变化，相应的激励政策也呈现出新趋势，从注重教师的物质激励开始向物质与非物质的双重激励并重演化。激励因素包括能够有效满足教师物质需求和心理需求的要素和手段[1]，它们在消除教师不满并维持工作效率的基础上进一步激发工作热情与积极性[2]。依据激励因素的存在状态差异可以将其划分为物质激励因素和非物质激励因素。其中物质激励因素一般包括教师薪酬、福利补贴、设备设施以及工作环境等，是教师激励中的重要“保健”因素。非物质激励因素则体现为情感因素、制度因素和认知因素等，能满足员工的成就感、受尊重感、被认可感、对工作的积极感知以及个体发展需要等[3-4]，是教师工作中的核心“激励”因素。

本文的调研数据显示，C市薪酬收入水平在7万以上的教师样本占比为52.5%，这与C市城镇非私营单位从业人员的平均年收入70 221元基本一致。可见，C市教师群体的物质收入水平逐渐接近城镇非私营单位收入的平均水平，且高于地区整体平均水平。上述数据表明，随着政府加大对教师队伍的物质激励措施的推进，教师的物质收入与其他职业的差距逐渐缩小，教师工作投入的物质激励状况初步好转。

相较于物质激励，非物质激励因素对新时期教师工作投入具有更加重要的影响，但往往容易被政策所忽视。已有研究发现，相较于劳动密集型员工，对知识型员工开展非物质激励能够取得更好的激励效果，引发其敬业度提升并抑制职业倦怠的产生[5]。因此，新时期的教师激励应在强化物质激励的同时重视非物质激励，从个体层面、组织层面乃至社会层面探寻教师工作投入的激励要素，从而使得教师激励制度的完善能够有的放矢，能激发教师内在动机，诱导积极行为并发挥内在潜力，促使教师为实现工作目标而提升整体的工作投入水平[6]。激发教师工作投入，有利于使其具备与工作相关的积极、饱满的情绪和认知，进而激发教师提供优质教育的主观意愿，使教师人力资本价值得以充分释放。

已有研究基于“工作要求—工作资源”模型对教师工作投入的影响因素进行了较为全面的理论探索与实证研究。该模型认为所有工作特征都可以被划分为工作要求和工作资源。其中，工作要求反映工作过程中的工作量负荷以及完成工作需要付出的生理、心理与社交成本[7]，包括工作强度、工作技能要求以及工作—家庭冲突等[8]。它们在工作中构成消耗个体精力的“负向因素”，形成工作对个体的“损耗路径”[9]。因此，现有研究将工作要求视为一种压力性因素，它将会导致工作者消极的心理和行为反馈，降低工作投入水平[10]。工作资源表现为工作者感受到的激励性因素，通常包括自主控制、组织管理、同事支持、硬件条件等[11]，构成工作对个体的“增益路径”[9]。其中，组织管理指领导管理及组织制度对教师工作的支撑与协助；
人际支持是教师感受到的来自领导、同事、家长、学生以及家人的协助和关心等。两者是工作资源中与激励机制设计高度相关的重要非物质激励因素，能够较为全面地反映教师的工作资源状态，并且对提升教师工作投入具有重要的政策指导意义，因此成为本文集中关注的两类工作资源。综合来看，“工作要求—工作资源”模型提出了“损耗路径”和“增益路径”的双路径假设，一方面强调减少工作要求能缓解职业倦怠，另一方面提出通过优化工作资源来化解职业倦怠，从而提高工作投入。由此可见，工作要求、工作资源是直接与教师工作投入及教学绩效高度相关的非物质激励因素，工作资源能够帮助教师降低工作要求引发的身体与心理成本，刺激教师发展与成长，进而推动工作投入和教学绩效水平的提升[12]。

虽然已有研究取得了上述丰富理论成果，但仍存在一定理论缺口。一方面，已有相关研究重点聚焦企业等营利性组织中的工作者[13]，对于教师等非营利组织雇员的工作投入及其影响因素关注不足。由于中国公办学校的教师工作具有明显的公共属性，且教师职业有稳定性高、绩效激励不明显等特殊性，因此仍需针对这一特殊群体进行深入探索，真正揭示对教师群体的工作投入、教学绩效产生重要影响的工作要求和工作资源。另一方面，既有文献较多关注教师的个体资源(尤其是内在心理特征)对其工作投入的影响，这虽然有助于解释教师工作投入的水平差异，但是缺乏对外生情境和政策的依赖，对新时期教师队伍建设的改革实践缺乏现实的指导意义。此外，工作投入如何在工作要求、工作资源和教学绩效之间发挥中介作用尚未得到足够关注与探索，该中介效应仍有待进一步验证。针对上述研究缺口，本文聚焦探索工作要求、工作资源如何影响中小学教师工作投入，进而揭示两者如何通过工作投入进一步影响教师教学绩效。

本文的主要贡献包括如下三方面：首先，在已有研究工作基础上，本文进一步探究了教师工作投入对教学绩效的影响，试图将当前的“工作要求、工作资源—工作投入”的研究框架进一步延伸，构建“工作要求、工作资源—工作投入—教学绩效”的研究框架。已有研究一方面聚焦“工作要求—工作资源”模型的内涵拓展，以及该模型对工作投入等积极心理和职业倦怠等消极心理的影响效应，进而对“工作要求—工作资源”模型的双路径假设、缓冲假设和应对假设进行检验[4, 14]；
另一方面，已有研究重点揭示了工作重塑、个体价值观如何通过工作投入影响工作绩效[15-16]。上述研究鲜有论证工作要求、工作资源、工作投入与教学绩效之间的内在关系，导致“工作要求、工作资源—工作投入—教学绩效”的理论路径尚未得到应有关注。因此，这是本文的首要写作动机。其次，多数研究着重考察了工作资源对工作投入的积极影响，而对工作要求关注较少。本文进一步关注了工作要求对工作投入的影响效应，试图揭示二者之间的内在关联。最后，本文将工作资源在社会与制度层面进行了细分。考察了教师人际支持这一社会性的工作资源对工作投入水平的影响，同时还探索了组织管理这一制度性的工作资源对教师工作投入水平的影响，在个体与组织的双重视角下探索了不同类别工作资源对教师工作投入以及教学绩效的影响效应，为政策制定提供一定理论借鉴。

1. 工作要求与工作投入

对于教师群体来说，工作要求被普遍认为是一种预测消极工作结果的重要解释变量。原因在于一项工作会对工作者提出生理、心理、社会以及组织等方面的要求，需要工作者持续付出身体和心理的努力[17]，同时也对工作者的身体和精神造成巨大消耗，形成了工作要求负向影响工作者积极情绪感知的“损耗路径”[14]。精神成本引发教师的情绪衰竭[7]，使其感受到抑郁、焦虑以及职业倦怠等消极情绪[18]；
身体消耗则引发潜在的劳动损伤并正向预测教师的健康问题[14]，甚至会增加教师病退概率[7]。因此，过高的工作要求对工作者产生心理和生理的双重压力，进而导致职业倦怠的发生[19]。随着积极心理学研究的不断深化，工作投入逐渐被纳入教师职业心理研究之中。与职业倦怠的心理特征完全相反，工作投入表现为个体的高度快乐与激发属性，是一种与工作相关的、积极的、愉快的认知状态，包含活力、奉献和专注三种特征[20]。由于工作要求能够显著预测职业倦怠，那么相反，工作要求将预期抑制个体在工作中的积极情绪，进而对工作投入产生消极影响。据此，本文提出假设H1。

H1：教师工作要求对工作投入具有显著的负向影响。

2. 工作资源与工作投入

工作资源能够激发正向工作结果，并构成影响教师积极情绪感知的“缓冲路径”和“增益路径”。“缓冲路径”是指工作资源能够支撑教师更好地满足工作要求，补偿工作要求对教师产生的工作压力和身心损耗，对工作要求形成良性互补效应。“增益路径”则强调工作资源不仅能够补偿工作要求对教师的影响，降低工作过程中需要付出的身体与心理成本，而且能够点燃教师的动力并使他们沉浸工作之中，为完成日常的工作要求提供资源基础，支持教师有效达成工作目标，进一步激励教师个体的学习与成长[21]。上述工作资源的积极效应能够显著激活教师在工作中的活力、奉献和专注，呈现出积极、充实的心理状态。因此，本文预期工作资源将能够显著刺激教师工作投入水平的提升。

教师工作资源是一个极具包容性的概念，已有研究将工作资源进行了不同维度的划分，提出工作资源具有两种基本类型：其一是源于外部的资源支持，如组织资源和社会资源；
其二是源于个体内部或个体自身的资源，如个人认知以及行为方式[9]。也有部分研究系统性地梳理了5种教师职业工作资源[22]，分别为工作自主性、信息获取、领导支持、创新的校园环境以及社会环境，从物质维度、心理维度、组织维度以及社会维度全面诠释工作资源的内涵。由于本文重点聚焦非物质激励因素和非个体影响因素，因此组织维度和社会维度构成本文的核心关注要素。基于上述考虑，本文从组织管理以及人际支持两个维度考察教师社会性和制度性的工作资源状况，探索两者对工作投入的影响。其中，人际支持能够助推教师之间获得更多的社交情感支持以及专业信息交流，从技能与情感层面共同促进了教师的工作投入动机；
组织管理为教师提供了工作自主性、职业发展机会以及公平的组织环境等组织及制度资源支持，提升教师的工作能力以及组织归属感，进而激发工作投入水平的提升。对此，本文提出假设H2。

H2：工作资源对教师工作投入具有积极影响。

3. 工作投入与教学绩效

工作投入是一种饱满的工作状态，代表工作者在工作中充满活力、奉献以及专注，体现为教师在工作中的身体投入、认知投入和情感投入。因此工作投入高的个体往往表现出更加积极的个人特征，表现为在工作中具有充沛精力、心理适应力并付出更多努力，能够从工作中获得价值及认可，从而更加全神贯注地投入于工作之中，甚至对他人的工作投入水平具有积极带动效应[20]。同时，也有研究表明，工作投入高的教师能够获得更高的工作满意度和组织承诺，并且具有更加健康的心理以及更低的职业倦怠和离职倾向。因此，若教师具备上述良好的个人状态，将有利于教师更加专注于教学工作，提升教学激情，使教师个体的价值目标与组织目标、学生利益协调一致，在工作场域中表现出更优的绩效水平。对此，本文提出假设H3。

H3：工作投入对教师教学绩效具有正向影响。

4. 工作要求、工作资源与教学绩效

工作要求往往导致工作者出现情绪低落、个人成就感低等问题。超额的工作要求将会引发工作者的职业倦怠，不仅会弱化工作者对组织的满意程度、认同程度和信任程度，以及降低其业绩表现，甚至导致工作者的身心健康受损，严重影响组织绩效水平[23]。因此本文认为工作要求对教师教学绩效具有消极影响。

另外，工作资源相较于工作要求发挥出一种补偿性效应，能够在一定程度上弱化工作要求产生的消极影响。正如上文所述，工作资源能够帮助工作者满足工作要求以及减少由此产生的身心付出，且帮助工作者实现工作目标并进一步促进个体的成长与发展，因此工作资源被视为工作中的激励因素。人际支持与组织管理是本文核心关注的两类教师工作资源，是激励教师产生积极心理、提升教学绩效的重要非物质激励因素。其中，人际支持强化了教师的情感支撑、交流合作与技术支持，而组织管理则提供了良好的领导水平、职业发展以及公平的组织环境等。二者能够有效激发教师产生积极的工作心理与工作行为，从而提升教学绩效。综上所述，工作资源被预期能够促进教师的工作投入和工作满意度，提升教师工作能力，最终为教师提升个人的教学绩效提供资源支持。因此，本文认为工作资源对教学绩效具有显著的提升作用。基于上文理论分析，本文提出假设H4。

H4：工作要求对教师教学绩效具有负向影响，而工作资源对教师教学绩效具有正向影响。

5. 工作投入的中介效应

工作要求对工作投入具有消极影响，不仅降低教师在教学工作中的活力、奉献以及专注程度，且进一步阻碍教师的组织信任与组织认同，并降低教师工作满意度，使得这一负面效应向教学绩效传导，对教学绩效产生一定的消极影响。与之相反，工作资源能够促进教师达成工作目标，刺激教师的个人发展，以及帮助教师补偿和缓冲工作要求带来的约束，从而能够正向刺激教师工作投入水平的提升，并对教学绩效产生积极的促进作用。基于此，本文进一步提出假设H5。

H5：工作要求通过抑制教师工作投入对教学绩效产生消极影响；
而工作资源通过提升工作投入促进教师教学绩效的提升。

1. 研究对象

本文依照如下原则选取研究对象并开展数据收集工作。第一，组织多样性原则。为保障研究对象能够均衡代表C市教师整体的工作状况，调研学校覆盖“小初高”三个办学层次。在正式调查中，抽取小学数量为14所，中学(含初高中)数量为16所。其中包括重点学校12所，非重点学校18所；
有20所学校位于C市城区，10所位于C市乡镇。由此本文的研究样本对城乡不同区域、不同办学类型和不同办学层次的中小学形成了较为全面的覆盖。第二，调研对象的代表性与随机性原则。问卷均对各学校全体教师进行发放，保障每位教师具有同等机会进入样本，满足样本随机性原则。同时，各校教师涵盖了不同岗位、不同职称、不同教龄、不同学科等教师个体，满足研究样本的代表性原则。

基于上述原则，本文对预测试对象和正式测试对象进行了整群抽样，有效扩大抽样的应用范围，保障研究对象具有充足的代表性与普适性。首先，依照上述样本选取原则，在C市所有中小学构成的总体中采用简单随机抽样方法选取10所中小学，进而将10所学校的300位全体教师作为预测试对象，并通过“问卷星”进行问卷发放，回收有效问卷239份，回收率79.67%。本文利用预测试数据对工作投入等量表进行项目分析和探索性因子分析，逐步剔除跨因子、鉴别度与同质性不合格的题目，进而对原量表进行修正并形成最终的测量工具。其次，基于修正后的测量工具，本文再次采用整群抽样方法开展正式的调查与数据收集。同样将C市全部中小学作为总体，并结合上文抽样原则，利用简单随机抽样方法从总体中选取30所中小学作为样本群体，然后由这30所中小学群体的全体教师构成研究样本。共发放问卷500份，问卷全部收回，回收率100%。最后，对回收的样本数据进行初步检验，剔除答题时间以及题目得分明显不合理的研究样本，最终得到有效问卷478份。

问卷数据的描述性统计分析结果能够良好体现教师群体的特征分布状况。从性别来看，男性教师占比明显低于女性，占样本总数的22%，而女性教师占比为78%。就学历状况来看，C市教师学历水平明显集中在本科层次，占比为89.5%，硕士研究生学历教师占比仅为7.7%，没有教师样本拥有博士研究生学历，表明C市30所中小学教师的高学历人才占比较低，教师队伍质量体现为基础稳健、高端人才不足的特征。在职业编制方面，有1/3的教师尚未纳入事业编制。而就职称情况看，拥有高级职称的教师占比不高，仅为样本量的13.8%，拥有初级和中级职称占比共计64.6%，仍有21.6%的教师尚未获取任何职称。这一数据表明教师职业发展路径仍存较大瓶颈，编制配置和高级职称比重仍然偏低。从收入情况来看，样本教师之间存在较为显著的收入差异，主要的样本分布在5万—6万、7万—8万以及9万—10万，这三档收入水平的教师占比达到71.8%，而收入达到10万以上的样本占比仅为7.1%。可见，当前教师收入普遍处于中等水平，高收入教师占比仍然较低，教师之间收入差距并不显著。从职业动机来看，60.5%的研究样本认为教师是其理想的或适合的职业；
而20.9%的样本则认为从事教师职业可以平衡好生活与工作的关系；
17.8%的样本并非基于自己的主观意愿而选择教师职业，其职业选择源于他人期待或社会评价等外在因素；
而只有0.8%的样本认为教师职业能够提供良好的物质与声誉福利。这表明较大部分教师都主动选择了教师职业，并对其具有较高的职业认同。

2. 研究工具

(1)工作投入量表

本文采用张轶文、甘怡群修订的中文版《工作投入量表》测量教师工作投入情况[24]。该量表包括三个维度，分别为活力、奉献和专注。活力指工作中的高能量水平，是精力充沛、适应力强、愿意为工作投入精力且不易被打击的能力；
奉献是指在全身心投入工作的过程中，伴随着热情和意义，并给人带来一种自豪感和灵感；
专注指对工作的认同，能体验到工作的意义和挑战，是一种沉浸的、愉快的工作状态。量表形式为5点式Likert量表。通过信效度检验，工作投入量表的Cronbach’s α系数为0.941，活力、奉献以及专注层面的Cronbach’s α系数分别为0.894、0.850以及0.897，均达到了0.8以上，表明工作投入量表及各维度均具有理想的信度。在验证性因素分析的拟合指标中，χ2/df=2.588，GFI=0.955，CFI=0.981，NFI=0.970，TLI= 0.976，RMSEA=0.057，表明模型拟合效果较为理想。上述检验结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测量教师工作面临的身体、心理、家庭乃至组织的各方面要求。本文采用李敏编制的教师工作要求量表作为测量工具[25]。该量表包括三个维度，分别为工作强度要求、工作技能要求和工作家庭冲突。量表形式为5点式Likert量表。信效度检验表明，工作要求量表的Cronbach’s α系数为0.881，工作强度要求为0.861，工作技能要求为0.922，工作—家庭冲突为0.870。验证性因素分析的拟合指标为χ2/df=1.707，GFI=0.985，CFI=0.995，NFI=0.989，TLI= 0.991，RMSEA=0.038，模型拟合指标均达到理想标准。上述检验结果表明工作要求量表具有良好的信度和效度。

(3)人际支持量表

本文采用李敏编制的人际支持量表测量教师工作过程中获得来自工作场域内外部的社交支持，反映教师工作资源中个体层面的社会性工作资源[25]。该量表共包括5个维度，分别为领导支持、同事支持、学生和家长支持以及家人支持。量表形式为5点式Likert量表。人际支持量表整体的Cronbach’s α系数为0.918，其中，领导支持为0.911，同事支持为0.902，学生和家长支持为0.845，家人支持为0.868。验证性因素分析拟合指标为χ2/df=2.260，GFI=0.966，CFI=0.987，NFI=0.977，TLI=0.981，RMSEA=0.051，表明模型拟合良好，各项拟合指标均满足相应标准。上述检验结果表明人际支持量表具有良好的信度和效度。

(4)组织管理量表

本文采用李敏编制组织管理量表测量教师工作过程中获取的组织资源支持[25]，反映教师工作能够在组织层面获取的制度性工作资源。量表包含5个维度，分别为工作自主性、领导管理水平、绩效反馈、职业发展机会以及组织公平。与上述量表类似，组织管理量表同样采用5点式Likert量表。组织管理量表的Cronbach’s α系数为0.955，其中工作自主性为0.866，领导管理水平为0.958，绩效反馈为0.934，职业发展机会为0.873，组织公平为0.944，表明量表具有良好的内部一致性和理想信度。验证性因子分析模型的拟合指标良好，分别为χ2/df=2.08，GFI=0.959，CFI=0.989，NFI=0.979，TLI=0.984，RMSEA=0.048。上述结果表明组织管理量表具有良好的信度和效度。

(5)教学成果量表

教学成果量表通过学生学业水平以及综合素质反映教师的教学绩效。本文采用李敏编制的教学成果量表对教师教学绩效进行测量[25]。教学成果量表Cronbach’s α系数为0.909。验证性因子分析模型的拟合指标良好，拟合指标为χ2/df=1.358，GFI=0.993，CFI=0.998，NFI=0.994，TLI=0.997，RMSEA=0.027。上述结果表明量表具备良好的信效度。

1. 相关分析

本文首先通过SPSS 20.0对主要潜变量进行描述性统计分析和相关分析(参见表1)。分析结果表明，教师的平均教学绩效与工作投入水平的均值高于中位数3，说明样本中教师群体的平均教学绩效与工作投入处于较高水平；
同时，工作要求、人际支持以及组织管理三个影响因素均值的平均得分都在3以上，表明教师群体对这些影响因素具有较为强烈的感知。其中人际支持得分均值达到3.887，比工作要求和组织管理均值高约0.21，这是教师在工作中感知到的最突出工作特征。通过相关分析结果可知，人际支持和组织管理均与工作投入显著正相关，而工作要求与工作投入负相关但不显著，这与“工作要求—工作资源”模型的“双路径”假设保持一致。工作投入、工作要求、人际支持以及组织管理均与教学绩效呈现出显著的正相关关系，表明工作投入、工作要求以及工作资源与教学绩效呈现同向变动趋势。工作要求与组织管理之间的相关系数显著为负，表明组织管理提供的工作资源与工作要求之间并没有形成良好的协同效应，即当教师感知的工作要求水平上升时，感知到的组织管理水平却呈下降趋势。此外，组织管理与人际支持之间的相关系数显著为正，表明两者之间存在协同递进关系。

表1 主要变量的描述性统计分析

2. 共同方法偏差检验

本文借鉴已有研究[26-27]，开展问卷的预测试程序，并基于预测试数据对量表进行项目分析和探索性因子分析，不断完善量表的题项设计；
在正式施测过程中，本文通过匿名化处理以及控制样本来源等举措对可能存在的共同方法偏差实施程序控制。事后控制采用统计控制方法中的单因子法对本文的共同方法偏差进行检验。结果显示，所有的测量项被提取出9个因子，总的方差贡献率为72.44%，且第一个因子的累计方差贡献率为21.164%，低于临界值40%，表明不存在严重共同方法偏差的问题。

3. 结构方程模型分析

(1)模型的拟合度评价

鉴于各主要量表已经获得了较高的信度和效度保证，且测量模型各项拟合指标均较为理想，因此能够对其进一步开展结构方程模型分析，揭示各潜变量之间的因果效应。由于本文的量表和题项较多，为避免题项过多造成的参数估计误差，因此对题目采取“打包法”处理[28-29]。借鉴吴艳、温忠麟的方法，本文对多维结构量表在子量表内进行题目打包，将每个量表的子维度打包成1个指标[30]。通过上述处理，本文运用AMOS 24.0进行结构方程模型分析。

结构方程模型需要满足相应的拟合度标准，因此需要考察模型拟合后的相应指标是否符合对应的判断标准。结构方程模型研究通常需要汇报的拟合度指标包括χ2/df、GFI、CFI、NFI、IFI、TLI以及RMSEA[31]，其相应判断标准以及本文的拟合度情况如表2所示。通过对比，本文的结构方程模型拟合度均满足相应标准，模型整体拟合效果较为理想。

表2 结构方程模型拟合度指标及检测

(2)参数估计与假设检验

通过运用结构方程模型对主要变量进行测量并开展路径分析，能够进一步明晰各潜变量之间的因果效应。分析结果及结构方程模型路径图分别参见表3和图1。

通过表3可以看出，工作要求以及人际支持显著影响了工作投入。其中，工作要求的标准化估计系数为-0.232，CR值为-4.827，表明工作要求显著抑制了教师的工作投入，本文H1得到验证；
组织管理的回归系数虽然为正，但其并未达到5%的统计显著性水平，因此不能拒绝其系数为0的原假设，表明组织管理对工作投入的影响效应并不具有足够的显著性。在人际支持影响工作投入的研究路径中，人际支持标准化估计系数为0.341，CR值为3.049，表明其显著促进了教师的工作投入水平。作为两类重要的教师工作资源，人际支持对教师工作投入具有显著积极影响，而组织管理对工作投入影响并不显著，表明不同类别工作资源在影响教师工作投入的路径中具有不同效应，假设H2得到部分验证。

表3 结构方程模型分析及假设检验

此外，在工作投入影响教学绩效的路径中，工作投入估计系数为0.335，CR值为5.966，表明其对教学绩效具有显著的积极影响，假设H3得到了数据验证。在工作资源和工作要求对教学绩效的影响路径中，工作要求对教师教学绩效具有显著的正向影响，这与假设H4并不一致，呈现出了相反的研究结论。可能的原因是必要的工作要求增加了教师的工作压力，迫使教师投入更多的教学精力到日常教学中，进而促进了教学绩效的提升。同时，从工作资源要素来看，人际支持对教学绩效具有显著的正向影响，而组织管理对教学绩效的影响效应并不显著，表明不同类别工作资源在影响教师教学绩效的路径中具有差异化作用，假设H4得到部分验证。上述结构方程模型路径图如图1所示。

图1 结构方程模型及路径系数

(3)中介效应检验

基于上述基础模型分析，本文进一步检验工作投入的中介效应，以验证本文的H5。借鉴温忠麟、叶宝娟提出的检验程序[32]，通过分步回归、Sobel检验以及Bootstrap法相结合的策略对工作投入的中介效应进行检验。参数估计结果和置信区间如表4所示。

表4 中介效应检验结果

首先就工作要求来看，工作要求对工作投入具有显著的负向影响，T值达到-4.296；
同时，工作投入对教学绩效具有显著的促进效应，T值达到3.722；
上述结果表明系数a、b在“工作要求—工作投入—教学绩效”的中介效应研究路径中均显著；
同时，上述中介效应路径中的系数c’为0.276，T值达到5.208。此外，通过Sobel检验表明，Z检验值为-2.81，相应的p值为0.005。上述检验结果验证了工作投入在工作要求和教学绩效之间具有显著的部分中介效应。以此为基础，本文进一步运用Amos 24.0软件，采用Bootstrap方法构建了间接效应(ab)置信度为95%的置信区间。结果显示，工作要求对教学绩效的间接效应置信区间为[-0.147,-0.033]，该区间不含0，证明工作投入在“工作要求—教学绩效”路径中发挥了显著的中介效应。上述结果表明，在“工作要求—工作投入—教学绩效”路径中，工作要求通过抑制工作投入水平，进而导致工作要求促进教学绩效的总效应受到削弱，形成了工作要求通过降低工作投入抑制教学绩效的“损耗路径”。因此工作要求对教学绩效的促进是以降低教师工作投入为代价的。随着工作要求的不断提升甚至突破了教师的可承受范围，上述负向的间接效应将进一步强化，工作要求对教学绩效的促进效应也将进一步弱化，甚至出现工作要求抑制教学绩效的消极结果。

其次就组织管理来看，组织管理对工作投入的影响效应虽然为正，但并不显著；
同时工作投入对教学绩效的影响效应显著为正，因此难以直接通过系数a和b的显著性判断是否存在中介效应，需要进一步进行Sobel检验。Sobel统计量为1.31，对应的p值为0.189，表明组织管理在工作投入与教学绩效之间并不具有显著的中介效应。进一步采用Bootstrap方法构建置信区间，结果显示组织管理对教学绩效的间接效应置信区间为[-0.021,0.177]且包含0，证明工作投入在“组织管理—教学绩效”之间没有发挥显著的中介效应。因此在“组织管理—工作投入—教学绩效”路径中，组织管理尚未发挥显著的资源基础作用以促进工作投入和教学绩效，继而使得工作投入的中介效应并不显著。结合工作要求与组织管理之间存在显著负相关关系的分析结果可知，组织管理与工作要求存在显著的结构性失调问题，即组织管理提供的工作资源难以匹配教师实际面临的工作要求，进而导致工作资源难以对教师的工作要求形成有效的缓冲和支撑，因此本研究认为组织管理对教师的工作投入和教学绩效提升难以发挥显著的促进作用。

最后，就人际支持来看，其对工作投入具有显著的正向影响，T值为2.336；
同时，工作投入对教学绩效呈现显著的积极影响，T值为3.722。这说明工作投入在人际支持与教学绩效之间发挥了显著的中介效应。通过考察c’可以看出，其对应的T值为0.806且不显著，表明工作投入在人际支持和教学绩效之间发挥了完全中介效应。此外，Sobel的检验结果显示其统计量为1.97，p值为0.048，表明中介效应显著。进一步的Bootstrap方法置信区间结果为[0.041,0.243]，该区间不含0，表明工作投入在“人际支持—教学绩效”的路径中发挥了显著的中介效应。因此在“人际支持—工作投入—教学绩效”路径中，人际支持通过提升工作投入水平，进一步使人际支持促进教学绩效的总效应得到提升，形成了人际支持通过提升工作投入促进教学绩效的“增益路径”。在这一路径中，教师获取的多元人际支持使其获得了满足工作要求所需的技能知识、情感支持以及社会认可，这无疑有助于激发教师工作的积极心理，提升工作投入水平，最终进一步促进教学绩效的显著提升。

1. 研究结论

本文基于“工作要求—工作资源”模型，对教师工作投入的影响因素开展理论分析，并进一步考察了工作要求、工作资源如何通过工作投入影响教师的教学绩效。本文最终得出了如下研究结论：

第一，工作要求是抑制教师工作投入的显著因素。本文从工作强度要求、工作技能要求以及工作—家庭冲突三个维度考察了教师面临的工作要求，进而发现上述工作要求对教师工作投入具有显著的消极影响，这也与已有研究结论普遍发现的“损耗”路径相符[33]。通过统计发现，教师工作要求得分高于中位数3，表明教师面临着较大的工作要求压力。尤其当教师工作要求中掺杂较多阻碍性要求时(如行政性要求、压力性要求等)[31]，往往给教师造成心理、身体的双重压力和精力资源的耗散，并负向影响工作过程中的活力、奉献及专注，显著抑制了工作投入水平。

与上述相反，部分工作资源对教师工作投入具有显著的积极影响。人际支持与组织管理是教师工作中的两类重要工作资源。研究发现，人际支持能够显著促进教师的工作投入，但组织管理并未发挥显著的积极影响。这与已有研究中工作资源的“增益路径”假设存在一定差异。这一结论表明，不同类型工作资源对教师工作投入具有差异化影响，这要求对工作资源进行类别细分，探究不同类型工作资源在“工作要求—工作资源”模型中的作用机制[4]。本文考察了作为社会资源的人际支持和作为制度资源的组织管理对教师工作投入的影响效应。其中，人际支持为教师工作提供了领导支持、学生和家长支持、同事支持以及家人支持，不仅为教师增加工作投入提供了强大情绪动力，而且为教师工作投入提供了技术和情感的双重支撑。但就组织管理来看，本文发现其对工作投入并未产生显著影响。可能的原因在于当前政府机构和学校组织并未给教师提供有效的资源支持，如绩效考评缺乏差异、绩效结果缺乏反馈等，导致组织管理的影响效应并不显著。同时教师职业发展瓶颈依然难以突破，教师管理体制整体僵化，使得教师的工作自主性并不充足。由此可见，人际支持发挥了显著的“增益”效应和“缓冲”效应，不仅激发了教师的积极心理，而且弥补了因工作要求造成的身心损耗，并对教师工作投入产生显著的积极作用。而组织管理对教师工作投入的影响尚不显著，仍存在较大的制度优化空间。

第二，本文发现工作投入、工作要求、人际支持对教学绩效具有显著的正向影响，而组织管理对教学绩效的影响并不显著。上述研究发现表明，工作投入既能激发教师教学的奉献、专注和活力等积极心理，又能促进教师教学的积极行为，从而显著提升了教师的教学绩效；
而人际支持赋予了教师技能与情感支撑，在一定程度上对工作要求造成的身心损耗形成有效缓冲，对教学绩效产生积极影响。值得注意的是，工作要求虽然不利于工作投入等积极心理的产生，但它能够确保教师按时按量完成工作目标，进一步确保教学绩效的实现。然而工作要求对教学绩效的促进效应是以教师的工作投入下降为代价，虽然短期内推动了绩效目标的实现，但从长期来看，持续提高工作要求将导致“工作要求—工作资源”的失调，难以实现可持续的教学绩效升级。此外，本文未发现组织管理对教师教学绩效具有显著影响，这不仅表明不同细分类型的工作资源具有差异化的作用机制，而且表明当前教师的组织管理仍存在可优化空间，只有当组织管理的资源支持与教师工作要求相匹配，才能发挥显著的“增益”作用和“缓冲”作用。

第三，本文揭示了工作投入是工作要求、工作资源影响教师教学绩效的重要中介路径。这一研究发现并进一步丰富了工作要求、工作资源等工作特征影响教学绩效的心理机制。其一，工作要求通过降低工作投入弱化了工作要求对教学绩效的正向影响。这一中介效应表明，工作要求是以加剧教师情绪耗竭、降低教师工作投入为代价，短期内促进了教学绩效的提升。但随着工作要求的逐渐升级将导致教师难以承受，工作资源则难以对工作要求形成有效缓冲，将会导致负向的间接效应不断提升，使工作要求对教学绩效的总效应由正转负。其二，人际支持通过强化工作投入进而促进了教学绩效的进一步提升；
但工作投入在组织管理与教学绩效之间尚未发挥显著的中介效应。上述结论一方面表明教师的社会网络在工作中发挥重要的资源基础作用，能够为教师提供情感与能力的双重支撑，在激发教师工作投入等积极心理的基础上提升教学绩效；
另一方面，组织管理在工作投入和教学绩效中均没有形成显著的资源“增益”效应。这说明当前组织管理所提供的资源支持难以满足教师工作要求或与教师工作需要不匹配，导致组织管理无法激活教师的积极心理，也不能显著促进教师的教学绩效。

2. 实践启示

基于上述研究结论，本文得到如下实践启示：

第一，优化和细分教师的工作要求，使其维持在适度区间，同时减少“行政性”和“形式性”的工作要求，缓解“阻碍性要求”对教师工作投入产生的消极影响。适度的工作要求虽然能够在短期内提升教师教学绩效，但是其以降低教师工作投入为代价，难以真正长期对教学绩效形成持续性的促进作用。因此在未来教育改革中，学校管理者应该优化教师的工作要求，将其与教学目标、学生发展、教师发展以及组织发展紧密结合，以挑战性要求结合发展性要求适当促进教师不断提升自身的工作投入水平与教学绩效[31]。同时教育主管部门要尽量避免对教师施加“行政性”和“形式性”等阻碍性工作要求，避免上述工作要求对教师教学带来额外的精力耗散和情绪衰竭，继而对教师的工作投入和教学绩效产生不良影响。

第二，重点优化组织资源，让组织管理真正发挥出应有的激励效能。当前组织管理所提供的工作资源与教师工作要求存在不充分、不匹配的问题，组织管理存在结构性失衡。因此，未来教育改革一方面应优化现有的组织管理资源，包括工作自主性、领导管理水平、绩效反馈、职业发展机会以及组织公平等，破除组织资源支持的不充分问题；
另一方面，随着新时期教师队伍建设的深化改革，应让教师成为岗位上有幸福感、事业上有成就感、社会上有荣誉感的职业。这需要教育主管部门密切关注教师的工作资源新需要和职业发展新需求，对中小学教师编制配备、素质能力提升、职称与个人发展以及教师社会地位提高等体制和机制开展优化与创新。在工作自主性、岗位匹配、决策参与、职业发展通道以及营造尊师重教组织氛围和社会风尚等方面提供充足的组织资源支撑，从而使组织管理这一工作资源与新时期的教师发展需要有效匹配，发挥组织资源的“增益”效应和“缓冲”效应，从而有效激发教师的工作投入动机。

第三，强化对教师的社会资源支持。教师的社会资源在工作投入激发和教学绩效提升过程中具有重要作用。一方面，在组织层面应构建起和谐沟通与高效合作的工作氛围，在教师同事之间、教师与学校管理者之间形成常态化沟通机制，促进教师之间技能、情感的交流与合作，强化教师对学校的组织归属感和认同感，使得教师能够及时获得同事支持或领导支持；
另一方面，学校可以探索建立“学校—教师—家长—学生”的多元主体交流平台，为教师提供充分的沟通机会并搭建“网状”沟通渠道，促进学校与学生、家长之间，教师与学生、家长之间的情感与信任积累，进而对教师形成积极的情感支持与社会认可。此外，学校以及政府部门应关注教师与家庭之间的情感纽带和工作—家庭冲突，为困难教师提供组织支持与帮助，使教师的教学工作获得良好的家庭支持。只有通过全方位的社会资源积累与赋能，才能不断提升教师工作投入水平，从而促进教师的教学绩效。