工作要求、工作资源如何形塑中小学教师教学能力?——基于2210位教师的实证调查*

蒋 帆 虞梓钰

一、 问题提出

教学能力是教师思维方式、专业素养、协作能力和身份标志的高度凝结,也是学校的技术核心。理想情况下,适量的外部工作要求和高质量的工作资源有助于教师施展和提升教学能力,然而,在绩效主义笼罩的现实情境中,组织和个体之间的关系亟待调适。一方面,教育行政部门和学校不断对教师提出新的教育教学要求,如开展相对低效的教研活动、下发繁杂的行政任务等,致使教师群体出现职业倦怠等问题,甚至引发群体性“躺平”现象[1-2];另一方面,为了获得更好的支持性工作资源,部分教师难以专注于教学能力的内在积累,尽管工作投入增加,却深陷“内卷”围城[3],阻碍了教师教学能力的长期发展。因此,在教师群体特征多样化和学校管理要求差异化的背景下,如何创造开放包容、充满活力的工作环境,为教师减轻工作要求,提供支持资源,助力教师提升教学能力,已成为教育高质量发展时代教育决策者、学校管理者和学术研究者的共同关切。

教师工作特征的具体要素作用于教学能力的具体路径尚未得到足够关注。要厘清其间的关系,工作要求—资源模型(Job Demands-Resources Model,简称JD-R模型)可提供一个清晰的观察视角。JD-R模型的核心假设是,工作特征是职业场景中影响员工身心健康的因素,包括工作要求(job demands)与工作资源(job resources)两个维度。其中工作要求与身心消耗密切相关,指物质、心理、社会或组织方面的要求,如过多工作量、角色负荷、角色冲突和时间压力等。[4]工作资源是指工作掌控、社会支持、个人自主、积极回报等有助于目标达成的要素。[5]这两大维度不仅能直接影响教师教学能力,还可能通过其他要素释放间接影响效应。据此,以下三个问题值得探索:第一,教师面临的工作要求是否过度,拥有的工作资源是否充分,教学能力处于何种水平?第二,工作要求和工作资源作为两大工作特征,能否显著影响教师的教学能力?第三,工作要求、工作资源对教师教学能力的影响是否存在中介效应?

对这些问题的探索,有助于从学校管理的角度重新认识教师劳动的复杂性和创造性。基于对S市2210位教师的实证调查数据,本研究运用JD-R模型检验教师教学能力的影响因素,为组织教师高质量劳动和改进学校教学质量提供参考。

二、 研究设计

(一) 研究假设的提出

1. 工作特征与教师教学能力的关系

传统上,教学能力被认为是教师具有运用教材从事教学活动并完成相应任务的能力,包括语言表达能力、培养学生良好学习习惯、调动学生积极性和学习兴趣、随机应变能力等。[6]21世纪以来,教师教学能力从静态维度演化到动静兼备。静态维度上,教师的教学监控能力,包括引导、组织、情绪管理、学情监控等,是教师教学能力的基础,也是进行高效课堂教学活动的关键[7];动态维度上,教师对批判性思维技能的认知和实践、对批判性教学策略的了解,有助于监测、评估和训练学生的批判性思维。事实表明,教师了解批判性教学的重要性、与学生沟通教学需求、采用以学为中心的模式展开教学,是成功教育的关键。[8]也就是说,以批判性思维为代表的高阶技能是教师应具备的能力之一。[9]我国教师对批判性教学的理解还处于说不出但可能在做、想得多还没法做的阶段,亟待实证研究予以检验。[10]因此,本研究将批判性教学这一维度纳入教师教学能力框架。

工作特征对教师教学能力的影响存在损耗和增益两条路径。一些学者从不同的角度较为一致地证实了JD-R模型中损耗路径的存在,比如教师工作量增加会影响其工作状态[11],工作要求会正向预测教师的离职动机[12],角色过载会影响创造力等[13],可以预测工作要求对教学能力有负面效应。与此同时,尽管大部分时候工作要求被视为压力的来源,但是工作也具有帮助教师获取社会资源、实现自我价值的功能。在物质层面,良好的收入水平、较高的社会声望会增加教师幸福感。[14-15]在精神层面,融洽的工作环境可以增强教师对学校的组织承诺,降低离职率[16],人本导向的组织文化认同对学校效能具有显著影响[17]。可以推测,工作资源能给教师带来正向影响,提升教师教学水平。[18]

2. 职业倦怠的中介作用

20世纪80年代,以马斯拉赫(C. Maslach)与杰克逊(S.E. Jackson)将职业倦怠定义为个体的情绪耗竭、成就感降低与去个性化的典型症候为标志,相关研究正式进入学术视野。[19]本研究也以此概念内涵作为基础。在影响因素方面,泰勒(M. Taylor)等发现当社会支持的不足时,教师会在职业生涯的不同时间节点上产生职业倦怠;社会支持水平较高时,工作要求和工作能力之间能得到有效调节。[20]当前,关于倦怠的工作模型在国际上得到了扩展,并有了新的衍生。一方面,教师在工作中产生的负面情绪可能演化为职业倦怠,这种消极作用可能来自编制竞争、分配不公、工作时长等“硬环境”和非正式沟通、组织氛围、变革式领导等“软文化”。[21-22]另一方面,职业倦怠也是降低教师教学效能感、影响学生学业表现结果的前提因素。[23]可以推测,职业倦怠既是由工作要求和资源引发的后果,又会在工作特征负面影响教师教学能力中起中介作用。

3. 工作投入的中介作用

1990年卡恩(W.A. Kahn)提出工作投入后,该概念从积极心理学扩散到社会学、管理学等多个领域。[24]工作投入包括个体在生理上积极主动参与工作、认知上专注谨慎和情感上的积极表达,象征着个体在多大程度上融入工作。[25]在马斯拉赫和莱特(M.P. Leiter)等的研究中,高能量、高参与度、高效能成为对抗工作倦怠的有力因素,因此工作倦怠的反向得分在一些研究中被作为工作投入的代理变量广为使用。[26]这一构念内涵进一步扩展,肖费利(W.B. Schaufeli)等学者认为不倦怠并不代表有投入,工作投入比工作倦怠更为复杂,包括活力、奉献与专注。[27]绩效考核的公平感和适度的角色要求会正向影响教师的工作投入。[28-29]当工作投入作为自变量时,可以正向预测教师的工作态度与心理健康,这一作用还会传导到学生的学习绩效。[30-31]时至今日,工作投入的相关研究仍然在争议中前行,但总体上被研究者认为是一种积极的、充实的心理状态,是重要的中介变量。

基于上述的文献总结与分析,本研究提出以下假设:

假设1a:工作要求负向影响教师教学能力。

假设1b:工作资源正向影响教师教学能力。

假设2:职业倦怠在工作要求对教师教学能力的影响中发挥中介作用。

假设3:工作投入在工作资源对教师教学能力的影响中发挥中介作用。

根据研究假设,提出工作特征影响中小学教师教学能力的双路径模型(见图1),并基于S市义务教育教师的实证调查数据,采用结构方程模型予以检验。

(二) 量表说明

1. 工作特征量表

本研究中的自变量是教师工作特征,分为工作要求和工作资源两个维度。在工作要求方面,已有研究中往往采用教师工作时间来衡量工作要求,例如梁文艳[32]和叶秀真[33]等学者的研究。从内涵上看,当组织要求作用在教师身上,无论是角色负担、心理负担还是技术负担,教师最直接的感知便是工作时间的变化;从技术上看,基于数据的可获得性和教师自评测量结果的准确性,工作时间可以作为测量工作要求的一个合理且典型的指标。为尽可能契合实际情况,本研究将教师工作时间细化,统计教师教育教学、备课磨课、课后服务、家校沟通、行政事务等7个事项的工作时长(单位为小时),并将标准化处理后得到的结果作为工作要求的代理变量。

在工作资源方面,参考伍新春[34]、刘胜男[35]等人的研究,从软性的组织协作和硬性的工作支持两个维度设置共计11道题。在组织协作上,设置“在本学年,我经常与同事一起策划教育活动;我从领导那里获得关于教学的有用建议;我与同事一起讨论改进课程和教学的方法;我与同事一起讨论学生的学习情况;教师能够充分参与学校决策”等题项(采用李克特五点量表,下同),涵盖领导支持、同事帮助、工作自主等要素。在工作支持上,设置“学校给予我的晋升机会较多;我在学校中获得的进修机会较多;学校提供的条件有助于实现我的理想;绝大多数教师都有一定的领导力;我们学校有一个高效的决策团队;教师在决策过程中拥有适度的自主权”等题项,包括发展机会、硬件条件、决策参与等要素。[36]本研究中,量表内部一致性系数为0.942。

2. 职业倦怠和工作投入量表

职业倦怠量表参考了李超平、时勘修订的《Maslach Burnout Inventory-General Survey(MBI-GS)工作倦怠》测量工具和2018年教师教学国际调查(Teaching and Learning International Survey,简称TALIS)中的相关问题[37],结合S市实际情况进行调整。最终量表包括情绪耗竭和职业发展停滞两个部分,包括“觉得自己很糟或很失败,让自己或家人失望;我无法清楚理解组织对我工作的期望”等9题。本研究中,职业倦怠量表内部一致性系数为0.916。

工作投入包括教学效能感和工作激情。其中教学效能感的测量采用俞国良、辛涛等编制的《教师教学效能量表》[38],包括“我能胜任大部分教学工作;我能够在学生需要我时给予其恰当的帮助;我可以找到有效的教学方法促进学生发展;好学生一教就会,差学生再怎么教也没用;我为我所做的工作感到骄傲”等5题。工作激情量表改编自凯勒(M.M. Keller)等编制的《教师工作激情量表》[39],包括“我可以找到有效教学方法促进学生成长;我喜欢看到学生在课上学到新知识;我喜欢自己上课时的状态;我教的学科很有趣;我喜欢我所教授的学科;我在工作时会忘乎所以”等6题。本研究中,工作投入量表的内部一致性系数为0.952。

3. 教学能力量表

传统意义上,课堂是教师工作的主阵地,教学监控能力是教师教学的基本功,发挥着基础性的刚性功能;面对时代需求,教师批判性教学能力是当前教师教学质量提升的关键,发挥着发展性的柔性功能。[40]因此本研究使用教学监控和批判性教学两个维度来表征教师教学能力。2018年国际学生评估项目(Program for International Student Assessment,简称PISA)问卷对教师资格和专业发展、阅读教学实践、学习实践和课程等内容进行了测评,本研究从中选取了教师资格和专业发展中的教学能力维度。具体包括“我能帮助我的学生重视学习;我会让学生遵守教室规范;我能让有干扰行为或嘈杂的学生安静下来;采用提问的方式进行教学;我乐于接受学生提出的质疑;我能协助学生进行批判性思考;我能引导学生对问题提出质疑”等7题。以上题项均由教师自评,在问卷中使用随机化问题顺序、设置逆向问题和检验题等方法,尽可能减少自我报告的偏差。本研究中,教师教学能力量表的内部一致性系数为0.963。

(三) 数据来源与方法

综合考虑学校区位、学段、不同办学性质、办学规模、办学质量,本研究共选取S市下辖的23所中小学,对在校教师进行全员施测。人口学变量中纳入教师的职称、工作年限等,基本可以反映出教师实际工作状态与教学能力方面的信息。通过问卷星发放电子问卷,共收集2644份问卷,舍去填答时间小于3分钟、未通过反向测试题的无效问卷,最终获得2210份有效问卷,有效率为83.58%。其中男教师443人,女教师1767人;班主任831人,非班主任1379人;大专及以下62人,本科1841人,硕士及以上307人;20—25岁教师314人,26—30岁413人,31—35岁328人,36—40岁311人,41—45岁342人,46—50岁240人,51—55岁231人,56—60岁31人;校级领导64人,中层领导194人,年级组长等226人,普通教师1726人;小学低段395人,小学中段446人,小学高段467人,初中902人。

本研究采用SPSS 24.0和Mplus作为数据管理与分析的工具。首先,对问卷进行清洗编码,录入SPSS中进行数据管理,估算潜变量的集中和离散趋势。其次,通过共同方法偏差检验作为研究前提并检验科隆巴赫系数,进一步估量测验的组合信度和收敛效度,确保各个维度设计的科学性并达到统计学标准。接着,正式评估各个维度的基本水平,计算各变量的相关关系从而检验研究假设。最后,运用结构方程模型探索工作特征、职业倦怠、工作投入与教学能力的关系。

三、 实证分析

(一) 共同方法偏差检验

共同方法偏差是指由于数据来源、测量环境、测量语境等问题一致所导致的预测变量与效标变量之间的人为共变问题,可能对研究结果产生混淆。在本研究中,由于数据都是来自教师自我报告,为了避免共同方法偏差,保证结果的干净和有效,研究者既采用高信效度测量工具、反向计分题等方式进行程序控制,又在数据收集完成后进一步采用Harman单因子检验对共同方法偏差进行检验。结果显示第一个因子解释的变异量为34.5%,小于临界标准40%[41],这表明共同方法偏差不显著,可以用于后续分析。

(二) 信效度检验

经过验证性因子分析后,多元相关平方值(SMC)>0.4,组成信度(CR)>0.8,平均方差萃取量(AVE)>0.5,均符合费耐尔(C. Fornell)等提出的建议标准[42],说明测量模型选用的题目可靠,具有内部一致性和收敛效度(见表1)。

表1 信效度检验结果

(三) 工作特征对教师教学能力的影响分析

以教师教学能力为因变量,将工作要求、工作资源、年龄、性别等8个变量加入回归方程进行普通最小二乘回归分析,发现除年龄、教龄外,其他变量对应的VIF值均接近1,说明这些变量之间没有多重共线性。R2值表明工作特征与教师个人特征可以解释教师教学能力变化结果的35.9%,并且工作要求对应的标准化系数为-0.140,工作资源对应的标准化系数为0.568,均在0.01的水平上显著,说明在工作特征中,工作要求对教师教学能力有显著负向影响,工作资源对教师教学能力有显著正向影响(见表2)。

表2 工作要求、工作资源影响教师教学能力的最小二乘回归分析

进一步考察工作要求、工作资源对教师教学能力的综合影响,检验工作要求与工作资源影响教师教学能力的交互作用(见表3),将均值得分大于3分设置为高工作要求组、高工作资源组,低于2分的设置为低工作要求组、低工作资源组,结果说明工作资源与工作要求交互作用显著(F=1.865,p<0.01)。进行效应分析,发现低工作要求—高工作资源组的教师教学能力最高,低工作要求—低工作资源组的教师教学能力最低。该结果回应了研究问题二,从回归分析的角度验证了假设1a和假设1b。

表3 工作要求与工作资源交互效应分析

(四) 职业倦怠与工作投入作为中介变量的结构方程模型检验

1. 基本水平与相关分析

对主要变量进行描述性统计分析和相关分析(见表4),结果表明,教师教学能力对应的显变量均值均高于中位数3,说明样本中教师群体的教学能力处于较高水平,其中教师教学监控能力略高于批判性教学能力。在损耗路径中职业倦怠对应的2个显变量均值均低于中位数3,表明样本教师群体的职业倦怠水平较低。值得关注的是,在职业倦怠中,教师职业发展停滞这一维度得分相对于工作要求和情绪耗竭更高,说明相比起工作时间延长抑或工作情绪低落,教师更多地感受到自己的职业发展处于停滞状态。究其原因,或许个人感受到的职业发展阻碍较大,抑或个人职业发展的上进心和进取心不足。增益路径中,工作资源、工作投入对应的显变量均值均高于中位数3,说明样本教师的工作资源、工作投入处于较高水平。具体来看,教师工作激情与教学效能感、组织协作都处于高位水平,但值得关注的是教师感知到的工作支持得分较低,研究问题一得到回答。

表4 观测变量之间的相关系数、平均数及标准差

相关分析可知,外部工作要求与教师的教学监控和批判性教学能力都呈负相关,职业倦怠与教师教学能力全部显著负相关,而教学监控与批判性教学能力呈显著正相关,表明当教师增强教学监控能力时,也有助于提高自身的批判性教学能力,进一步验证了假设1a。通过相关分析也可知,工作资源与教师教学能力全部显著正相关,工作投入与教师教学能力全部显著正相关,进一步验证了假设1b。

2. 工作投入与职业倦怠的中介效应

假设在工作要求负向影响教师教学能力的损耗路径中,职业倦怠作为中介变量,其中工作要求为显变量,其代理变量为教师每周工作时间,职业倦怠和教师教学能力为潜变量。在工作资源正向影响教师教学能力的增益路径中,三个变量均为潜变量,工作投入作为中介变量,由此5个变量借助Mplus建立结构方程模型,路径分析结果见图2。

图2 结构方程模型及路径系数

该结构方程模型的各项拟合度检验数据分别为:X2/df=2.351<5,RMSEA=0.035<0.08,TLI=0.992>0.9,CFI=0.998>0.9,表明该模型拟合良好,可以进行进一步检验。[43]采用Bootstrap 1000次进行检验,得到各个路径的总效应、直接效应和间接效应及各标准误,具体结果见表5。

表5 工作投入与职业倦怠的中介效应值与效果量

在“工作要求—职业倦怠—教学能力”损耗路径中,总效应为-0.254,说明假设1a成立;“工作要求—教学能力”直接效应值为-0.102;职业倦怠的中介效应的点估计值为-0.152,中介效应显著,因此假设2得到验证。也即在工作要求负向影响教师教学能力的过程中,职业倦怠起中介作用,并且这种中介作用为部分中介作用,其中直接效应、间接效应为分别占总效应的40.2%、59.8%。这一发现补充了工作特征影响教师教学能力的作用机制。

在“工作资源—工作投入—教学能力”增益路径中,总效应为0.747,假设1b得以验证;“工作资源—教学能力”直接效应点估计值为-0.112(不显著,95%置信区间包含零),工作投入的中介效应的点估计值为0.859。根据温忠麟等提出的中介效应检验流程,当总效应显著、直接效应不显著时,应按中介效应解释结果[44],说明在工作资源正向影响教师教学能力的过程中,工作投入起中介作用,并且这种中介是一种完全中介作用,因此假设3得以验证,研究问题三得到回答。

四、 结论与建议

借助JD-R模型的理论框架,本研究以S市2210名教师为样本,运用结构方程模型探讨了工作特征影响教师教学能力的双路径,重点关注工作投入与职业倦怠的中介作用。

(一) 结论

其一,在各个变量的基本水平上,教师面临着较高的工作要求,超载的工作任务迫使工作时间延长。学校为教师提供的组织支持喜忧参半,教师在组织协作方面获得了较多的工作资源,即对与同事进行知识交流、集体备课、互相帮助方面较为满意,但在工作支持方面有待提升,教师感知到组织给予的晋升可能、进修机会、专业自主权、参与决策等方面还较为欠缺。教师的教学能力总体处于较高水平,其中教学监控能力略高于批判性教学能力。此外,教师工作投入水平普遍较高,职业倦怠水平较低,身心较为健康,但职业发展停滞感较强等短板需要引起关注。

其二,工作特征对教师教学能力发挥着双刃剑效应。在以教师教学能力为因变量的最小二乘回归分析中,工作要求对应的系数为-0.140,也即随着工作要求增加,教师教学能力会降低;工作资源对应的系数显著为正,为0.568,说明工作资源越充足越有助于教师提升教学能力。这样的双刃剑效应与已有研究在其他职业中发现的结论一致。[45]进一步分析发现,工作资源与工作要求交互影响教师教学能力,低工作要求—高工作资源组教师教学能力最高,低工作要求—低工作资源组最低。当教师处于高资源环境时,低工作要求更有利于教师教学能力的提升,而当教师处于低资源环境时,工作要求并非越低越好,因为低工作要求可能引发教师的惰性,降低个体的意义感,此时适度延长工作时间可以换取教学能力的提升。这一发现挑战了“高资源、高要求最有利于教师发展”这一直觉观点,为学校管理中“要求—资源”的配置提供了新思路。

其三,工作要求通过职业倦怠的部分中介作用,负向影响教师的教学能力;工作资源通过工作投入的完全中介效应,正向影响教师的教学能力。损耗路径中的中介作用说明工作时间过长可能诱发教师的情绪耗竭、降低教师专业发展的欲望,最终降低教师教学能力。过长的工作时间可能在短期内会增加教师工作产出,但代价是教师职业倦怠加重,长期来看会降低教师教学能力,最终将影响整体的教学质量。[46]增益路径中的完全中介作用说明只有当工作资源引导了教师的积极行动时,其影响才会作用到教师的教学能力上,值得注意的是,“工作资源—教学能力”的直接效应值虽然不显著但却为负数(-0.112),这说明工作资源不仅不能直接导致教师教学能力的提升,甚至还可能产生“负效果”,这解释了有些办学条件较好的学校教学成绩却一般的现象[47]。这一发现促使我们重新审视工作资源在增益路径中的作用。

(二) 建议

1. 以完善学校教师工作支持系统为保障,及时缓冲工作要求对职业停滞感的触发效应

学校组织对教师工作的支持,是肯定教师工作价值的重要形式。通过建立完善的组织支持系统,有助于帮助教师克服职业倦怠,重拾工作激情。具体而言,其一,学校应优化工作要求—资源结构,适度调整不必要的工作要求,为教师减轻工作负担,同时提供更充足、优质的资源。其二,由于低要求—低资源的工作环境最不利于教师教学能力的发展,在必要性的工作要求难以降低的情况下,学校要竭力提供关怀型资源作为配套,例如积极向上争取资源、提高学校福利、组织团建活动等,加强与教师的内在联结;试点并推广弹性工作制,提升教师的工作幸福感;为教师专业发展活动提供支持,扩充高水平工作资源。需要注意的是,并非学校资源越充足,教师的教学质量就会越好,高资源水平也可能会引起教师的依赖性,反而降低教学水平,因此在实践中应谨慎对待工作资源对于教师群体的有限激励效度问题。

2. 以促进教师教学能力提升为目标,动态调整工作要求与工作资源的配置关系

教师是教学活动的核心微观主体,学校要积极思考如何更好地作为桥梁,将投入到教师身上的资源转化为教育质量的实际提升。一方面,学校层面要积极保护教师的工作投入动机,通过公平的发展机会、合理的评价制度、融洽的工作氛围激励教师,鼓励教师调用学校资源以获得教学能力上的专业成长。引导教师树立以教书育人为最终追求的价值取向,帮助教师形成积极向上的身份同一性认识。毕竟,在“内卷”与“躺平”并行的时代,唤起教师工作的意义感和价值感,能有效缓解高压力情境下过长工作时间引发的职业倦怠,强化积极的心理资本。另一方面,给予教师适当的工作自主权和设计灵活的“要求—资源”搭配机制:对于发展干劲十足的教师可“加担子、给任务、担责任”,对于资源缺乏的教师可通过完善学校“导师组”建设、“传帮带”等方式帮助教师在“双减”“新课改”等教育改革下及时适应,形塑积极且坚定的职业信念。积极营造尊师重教的氛围,提升教师的工作幸福感、专业成就感和职业荣誉感,从而提升教师教育教学能力。

3. 以减少非教学事务侵扰为关键,助力提高教师工作投入水平

教师工作投入作为教师专业成长的主要途径,既是教师展现教学素养的平台,也是教师提升自身教学能力的重要手段。不可否认,当前仍然存在诸多以“提高教师教育教学能力”为名的任务委派、督导检查、抽调借用等事项,这些来自上级的工作要求极大地威胁教师工作投入度,不利于教师教学能力的提高。因此,在区域层面,地方教育行政部门在进行学校评价的时候要去除“唯成果”的短期导向,以避免层层加码现象的出现,同时建立“增加一项、减少一项”的思维,当增加任务要素的时候,务必审慎思考可以为教师减轻什么不必要任务。在学校层面,学校要发挥工作投入的激励效用,积聚提高教师教学能力的保护因子,可以通过完善弹性上下班、灵活调休等制度减少教师工作时间,释放教师的创造活力,通过为个体赋能,净化教师工作环境,强化教师对教育教学工作意义的内在认同,进而提升整体教育质量。

本文的局限表现在三方面:首先,数据在S市抽样,尽管研究者努力筛选了该地区不同教育质量水平的学校开展调查,力图勾勒发达地区教师发展的基本情况,但依然在一定程度上限制了结论的可扩展性,未来可尝试在更大范围开展调查。其次,综合考虑指标设计的合理性与数据的可得性后,选择以工作时长作为工作要求的代理变量,但这一方法可能窄化了工作要求的内涵,忽视了工作要求的结构复杂性,且工作要求可能存在补充型、突破型、耗竭型等内在异质性,研究未能处理差异化工作要求对教学能力的不同影响。最后,工作特征对教师教学能力的影响可能存在滞后性,未来可以尝试使用追踪调查获取多期数据,开展更为深入的研究。