申艷娥，張雅囡

(福建師范大學心理學院, 福建 福州 350108)

工作資源對中小學教師工作投入的影響：工作要求的調(diào)節(jié)作用

申艷娥，張雅囡

(福建師范大學心理學院, 福建 福州 350108)

以工作要求-資源模型為理論基礎，采用工作投入等量表對260名中小學教師進行調(diào)查，探討了工作要求對工作資源與工作投入關系的調(diào)節(jié)作用.研究結果表明：1)工作資源中的上級支持、同事親友支持與工作回報維度均顯著正向預測工作投入；工作要求中的學生不良行為和升學考試壓力顯著預測工作投入；2)工作要求中的升學考試壓力分別在上級支持與工作投入之間、同事親友支持與工作投入之間起調(diào)節(jié)作用.在高工作要求情形下，來自同事親友的支持對于中小學教師的工作投入具有重要意義.

中小學教師；工作投入；工作資源；工作要求

工作投入是指一種積極充實的、與工作相關的情感與動機的完滿狀態(tài)，其與工作倦怠相反.研究表明，工作投入的員工在工作中熱情、積極并具有較高的工作效率[1].當前關于教師職業(yè)心理方面的研究多集中于消極方面，如工作壓力引發(fā)的身心健康問題、職業(yè)倦怠等，而關于工作的積極方面研究比較欠缺，如工作投入[2].

關于教師工作投入影響因素的研究中，較多認為工作要求是消極因素，因此應降低工作要求[3].工作要求主要指需要員工持續(xù)地付出生理或心理上的努力，并與工作中的生理、心理等方面有關的因素[4].諸多研究表明，中小學教師雖是高壓力群體，承受著較大的工作負荷和工作需求，但大部分教師卻是工作投入的，他們在工作中依然表現(xiàn)出精神飽滿和高效能[5-6].那么在高工作要求情境下是什么因素促進了他們的工作投入？本研究認為除了教師個體本身特質(zhì)外，工作資源是其中至關重要的因素.工作資源主要包含與工作中的生理、心理等方面相關并具有以下功能的因素：有助于實現(xiàn)工作目標，減輕身心消耗，激勵個人成長、學習和發(fā)展[4].

根據(jù)工作要求-資源理論，工作資源具有動機潛能，在高工作要求情形下，高工作資源能帶來高工作投入并引發(fā)高工作績效、低離職率等積極結果[7-8].工作要求可能會提高工作資源對工作投入的正面影響[9].高工作要求情境下，工作資源對工作投入具有更顯著的影響；工作資源可減弱過高的工作要求所帶來的負面影響，進而促進工作投入[10].如專業(yè)技能作為一種重要的工作資源，在高工作要求條件下提升了個體的工作投入并減輕了高工作負荷的消極影響[11].

盡管一些具體的工作要求和資源(如工作自主性)幾乎存在于每一個職業(yè)群體中，然而不同職業(yè)的工作要求與資源可能是獨特的.那么在中小學教師職業(yè)群體中，針對具體的高工作要求，對工作投入起顯著作用的工作資源是什么？已有研究提出，當教師面對學生較高的不良行為時，上級支持和組織氛圍等是重要的工作資源[12]，工作要求對工作資源與工作投入的關系具有調(diào)節(jié)效應.

本研究認為在國內(nèi)當前工作要求逐年提高的時代境遇下，關注工作要求對工作資源與工作投入關系的調(diào)節(jié)作用更具有實踐意義和可操作性.因此，本研究主要探討工作要求如何對中小學教師的工作資源與工作投入的關系起調(diào)節(jié)作用，重點探討中小學教師在具體的高工作要求情境下，工作資源及其各維度與工作投入的關系，以期有助于中小學教師工作績效的管理與幸福感的提升.

根據(jù)以往研究，在工作要求方面，本研究選取了以下4個維度：1)學生不良行為，主要是指學生不符合教師通常認為的正確行為.研究認為學生不良行為直接影響教師的工作投入狀態(tài)[13-14]；2)定量要求，主要包括工作時間、工作量、工作努力程度、速度要求等，研究表明定量要求是主要的工作要求內(nèi)容[15]；3)情緒要求，是指工作對員工在情緒、情感方面的要求.在工作資源方面，本研究選取了以下3個維度：1)社會支持，指上級、同事與家人或朋友給予教師的支持.社會支持不僅促進工作投入，還可以減少工作要求對工作投入的消極影響[16]；2)工作自主性，指員工能自由決定工作的方式方法.工作自主性是最關鍵的工作資源，并且調(diào)節(jié)工作要求與倦怠的關系，認為工作自主性是知識型員工最有效的激勵策略；3)工作回報，指工作所帶來的物質(zhì)層面與社會層面的回報，如經(jīng)濟收入.

1 研究方法

1.1 研究對象

本研究的對象為中小學教師，采取方便取樣對其進行問卷調(diào)查.共發(fā)放問卷300份，回收280份問卷，刪除作答不完全及有規(guī)則反應的問卷，共獲得有效問卷260份，有效回收率為86.6%.其中男性225人，女性35人；小學150人，中學110人；已婚189人，未婚71人；60后10人，70后48人，80后132人，90后70人；大專及以下學歷84人，本科學歷171人，碩士及以上5人；教齡為5年以下的114人，6—15年的72人，16—25年的61人，26年以上的13人；平均年齡為26.15±6.32.

1.2 研究工具

1.2.1 工作投入量表 本研究采用張軼文、甘怡群翻譯的由Schaufeli等人于2002年編制的工作投入量表(UWES).該量表在中學教師群體中的ɑ系數(shù)為0.90，各分量表之間的相關在0.70—0.80之間，采用7點計分，得分越高代表工作投入水平越高[17].本研究中總量表的ɑ系數(shù)為0.96，各維度ɑ系數(shù)分別為0.89、0.90、0.89.

1.2.2 工作要求量表 工作要求量表包括定量要求、情緒要求、學生不良行為和升學考試壓力4個維度.采用Karasek編制的工作要求分量表測量定量要求，其ɑ系數(shù)為0.85[18].采用伍新春等人編制的中小學教師工作特征問卷工作要求分問卷中的情緒要求維度、學生不良行為維度和升學考試維度測量情緒要求、學生不良行為及升學考試壓力，其ɑ系數(shù)分別為：0.76、0.81和0.92[14].總工作要求量表的ɑ系數(shù)為0.88，所有分量表均采用5點計分法，得分越高表明工作要求水平越高.

1.2.3 工作資源量表 工作資源量表包括工作自主性、社會支持和工作回報3個分量表.采用由Frese、Kring.Soose和Zempel編制的控制分量表[19]，用以評估教師在工作中的自我決定程度，即工作自主性，ɑ系數(shù)為0.84；采用Caplan等(1975)編制的社會支持量表，用以評估教師所感受到的來自上級、同事和家人或朋友的支持程度，ɑ系數(shù)分別為0.83、0.87[20]；采用伍新春等人編制的中小學教師工作特征問卷中的工作回報項目測量工作所帶來的物質(zhì)層面與社會層面的回報[14]，其ɑ系數(shù)為0.79；所有分量表均采用5點計分法，得分越高表明工作資源水平越高；總工作資源量表的ɑ系數(shù)為0.88.

1.3 研究程序

首先，經(jīng)由學校領導和教師本人的知情同意后由心理學專業(yè)人士擔任主試，在指導語中說明本次調(diào)查的意義, 并強調(diào)對調(diào)查結果保密, 要求被試根據(jù)自己的實際情況獨立作答.為避免由同一批被試同時測量3個量表而引起共同方法偏差效應，依據(jù)關于共同方法偏差效應的控制建議[21]，本研究在施測過程中進行了以下控制：1)全程匿名采用代碼的方式聯(lián)系被試并進行相應的記錄；2)部分項目采用反向計分；3)問卷項目編排由淺入深，情緒反應較強項目放在前面以控制作答偏差.

2 研究結果

2.1 共同方法偏差檢驗

采用 Harman 單因子檢驗方法對共同方法偏差進行檢驗.結果表明, 所有項目在未旋轉時得到的第一個主成分解釋的變異量為22.08%，小于40%的臨界值, 說明本研究中的共同方法偏差不明顯.

2.2 工作資源、工作要求與工作投入的相關分析

由表1可知，總的工作要求與工作投入無顯著相關，但工作要求中的學生不良行為、情緒要求均與工作投入呈顯著負相關；工作資源及其各維度均與工作投入呈顯著正相關，其中上級支持與工作投入相關度較高.

表1 工作資源、工作要求與工作投入的相關矩陣Tab. 1 Correlation matrix between work engagement, job resources and job demands

注：w為工作投入；d為工作要求；r為工作資源，o1—o4為定量要求、情緒要求、學生不良行為、升學考試壓力；x1—x4為工作自主性、上級支持、同事親友支持、工作回報；*p表示lt;0.05，**p表示lt;0.01，***p表示lt;0.001

2.3 工作資源、工作要求對工作投入的直接效應分析

為探討中小學教師工作資源各維度、工作要求各維度對工作投入的預測作用，以工作投入為因變量，以工作資源4個維度、工作要求4個維度為預測變量，進行逐步多元回歸分析.由表2可知，工作資源中的上級支持、同事親友支持、工作回報維度、工作要求中的升學考試壓力和學生不良行為對工作投入均具有顯著的預測力.5個預測變量可共同解釋工作投入31%的變異量.其中上級支持、工作回報、同事親友支持、考試升學壓力正向顯著預測工作投入，學生不良行為負向顯著預測工作投入.

2.4 工作要求對工作資源與工作投入關系的調(diào)節(jié)效應分析

工作要求-資源模型認為工作要求會增強工作資源對工作投入的影響，因此本研究假設工作要求調(diào)節(jié)工作資源對工作投入的影響.為檢驗這一假設，以工作資源及其各維度為自變量，工作要求及其各維度為調(diào)節(jié)變量，工作投入為結果變量建立模型.首先將工作要求和工作資源的相應維度標準化為Z分數(shù)，再采用乘積指標法分析調(diào)節(jié)效應，并刪除不顯著的路徑來調(diào)整顯變量模型.控制年代變量(其他人口學變量不顯著)后運行的結果見表3.該模型的各項擬合指數(shù)分別為：χ2/df=0，CFI=1.00，TLI=1.00，RMSEA=0.00，SRMR=0.00，調(diào)節(jié)效應模型擬合良好.表3顯示，工作要求中的升學考試壓力對工作資源中的上級支持與工作投入關系的調(diào)節(jié)效應顯著(plt;0.05)，即升學考試壓力顯著負向調(diào)節(jié)上級支持對工作投入的影響；升學考試壓力對同事親友支持與工作投入的調(diào)節(jié)效應顯著(plt;0.01)，即升學考試壓力顯著正向調(diào)節(jié)同事親友支持對工作投入的影響；學生不良行為和升學考試壓力對工作投入的主效應顯著，工作資源各維度對工作投入的主效應顯著.

在考察升學考試壓力與上級支持的交互作用時，研究關注點為升學考試壓力如何調(diào)節(jié)上級支持對工作投入的直接影響。當升學考試壓力較低時(升學考試壓力的標準分=-1)，上級支持對工作投入效應值為0.32；當升學考試壓力為平均水平時(升學考試壓力的標準分=0)，上級支持對工作投入的效應值為0.22；當升學考試壓力較高時(升學考試壓力的標準分=1)，上級支持對工作投入的效應值為0.12.由此可見，升學考試壓力調(diào)節(jié)上級支持對工作投入的影響.高升學考試壓力時，上級支持對工作投入的影響減弱.

在考察升學考試壓力與同事親友支持的交互作用時，研究關注點為升學考試壓力如何調(diào)節(jié)同事親友支持對工作投入的直接影響.結果表明：當升學考試壓力較低時(升學考試壓力的標準分=-1)，同事親友支持對工作投入效應值為0.17；當升學考試壓力為平均水平時(升學考試壓力的標準分=0)，同事親友支持對工作投入的效應值為0.28；當升學考試壓力較高時(升學考試壓力的標準分=1)，同事親友支持對工作投入的效應值為0.39.即升學考試壓力促進同事親友支持對工作投入的正向影響，高升學考試壓力時，同事親友支持對工作投入的影響增強.

表2 工作資源、工作要求各維度對工作投入的逐步多元回歸分析Tab.2 Stepwise regression model summary for work engagement, job resources and job demands

注：*p表示lt;0.05，**p表示lt;0.01，***p表示lt;0.001

表3 工作需求對工作資源與工作投入關系的調(diào)節(jié)效應分析Tab.3 Test of moderating effects of job demands on the relationship between job resources and work engagement

3 討論

3.1 關于工作資源、工作要求與工作投入的相關關系

工作要求中的學生不良行為、情緒要求均與工作投入呈顯著負相關，此研究結果與某些研究結果趨于一致[22-23].工作要求與工作資源呈顯著負相關，尤其是學生不良行為與情緒要求與工作資源顯著負相關，這表明工作要求增高可能會降低教師工作資源；工作要求降低時，教師工作資源可能會增高，因此在高工作要求情形下需加強工作資源的投入.

3.2 關于工作資源、工作要求對工作投入的直接效應

回歸分析結果表明，同事親友支持、上級支持、工作回報均顯著正向預測工作投入，驗證了工作要求-資源模型動機過程的存在.學生不良行為顯著負向預測教師工作投入水平，這表明此種工作要求不利于工作投入，驗證了工作要求-資源模型健康損害過程的存在.由于教師在面對學生不良行為時需要不斷付出能量，身心受到消耗，進而工作投入降低.升學考試壓力顯著正向預測教師工作投入水平，這意味著一定程度的升學考試壓力會促進教師工作投入.但已有研究發(fā)現(xiàn)升學考試壓力負向預測工作投入[24]，由此可見，升學考試壓力可能對教師工作投入的預測作用存在差異，具有不穩(wěn)定性.

3.3 關于工作要求對工作資源與工作投入關系的調(diào)節(jié)效應

本研究結果顯示，工作要求中的學生不良行為與升學考試壓力對教師工作投入的主效應顯著，其他維度不顯著.學生不良行為顯著負向預測工作投入，這與某些研究結果一致[25]，也同時驗證了工作要求-資源模型的健康損害過程.升學考試壓力顯著正向預測工作投入，即升學考試壓力一定程度上可促進教師工作投入.這兩種工作要求對工作投入產(chǎn)生了不同的效應，可能是因為工作要求的性質(zhì)不同.升學考試壓力在一定程度上對中國教師來說是一種挑戰(zhàn)性要求，學生不良行為對教師來說是一種阻礙性要求.

研究表明升學考試壓力顯著負向調(diào)節(jié)上級支持對工作投入的影響，升學考試壓力減弱上級支持對工作投入的影響.這可能是因為高升學考試壓力需要教師持續(xù)付出努力，而教師感受到的上級支持不足以應對此要求，進而上級支持對工作投入的影響力降低.這在一定程度上也反映了當前中小學教師所獲得的上級支持可能不足.此外，升學考試壓力顯著正向調(diào)節(jié)同事親友支持對工作投入的影響，升學考試壓力促進同事親友支持對工作投入的影響.這與研究假設一致，并驗證了工作要求-資源模型的假設的存在，即工作要求會加強工作資源對工作投入的影響，尤其是挑戰(zhàn)性要求.綜上，在高工作要求的情形下，工作資源中來自同事親友的支持對于中小學教師的工作投入具有重要意義.

4 結論

1)工作資源中的上級支持、同事親友支持與工作回報維度均顯著正向預測工作投入；工作要求中的學生不良行為顯著負向預測工作投入，升學考試壓力顯著正向預測工作投入；

2)升學考試壓力顯著調(diào)節(jié)上級支持與工作投入、同事親友支持與工作投入之間的關系.在高工作要求的情形下，來自同事親友的支持對于中小學教師的工作投入具有重要意義.

[1] KARATEPE O M, AGA M. The effects of organization mission fulfillment and perceived organizational support on job performance: The mediating role of work engagement[J]. International Journal of Bank Marketing, 2016, 34(3): 368-387.

[2] GOOD D J, LYDDY C J, GLOMB T M, et al. Contemplating mindfulness at work: an integrative review[J]. Journal of Management, 2015, 42(1): 114-142.

[3] CAMERON K S, CAZA A. Contributions to the discipline of positive organizational scholarship[J]. American Behavioral Scientist, 2004, 47(6):731-739.

[4] BAKKER A B, DEMEROUTI E. Job demands-resources theory: taking stock and looking forward[J]. Journal of Occupational Health Psychology, 2017 ,22(3):273-285.

[5] KANGAS M, SIKLANDER P, RANDOLPH J, et al. Teachers' engagement and students' satisfaction with a playful learning environment[J]. Teaching and Teacher Education, 2017, 63: 274-284.

[6] 楊紅.中小學教師情緒智力與工作倦怠、工作滿意度關系的實證研究[J]. 中小學心理健康教育，2016(13)： 4-9.

[7] BREEVAART K, BAKKER A B, DEMEROUTI E, et al. Who takes the lead? A multi-source diary study on leadership, work engagement, and job performance[J]. Journal of Organizational Behavior, 2016, 37(3): 309-325.

[8] LE BLANC P M，DEMEROUTI E，BAKKER A.How can I shape my job to suit me better? Job crafting for sustainable employees and organizations[M]// An Introduction to Work and Organizational Psychology: An International Perspective, [S.l.]：2017: 48-63.

[9] BAKKER A B, DEMEROUTI E,EUWEMA M C. Job resources buffer the impact of job demands on burnout[J]. Journal of Occupational Health Psychology, 2005, 10(2):170.

[10] PETERS V, HOUKES I, DE RIJK A E, et al. Which resources moderate the effects of demanding work schedules on nurses working in residential elder care? A longitudinal study[J]. International Journal of Nursing Studies, 2016, 58: 31-46.

[11] SKAALVIK E M, SKAALVIK S. Teacher self-efficacy and perceived autonomy: Relations with teacher engagement, job satisfaction, and emotional exhaustion[J]. Psychological Reports, 2014, 114(1): 68-77.

[12] CAIN T. Teachers’ engagement with research texts: beyond instrumental, conceptual or strategic use[J]. Journal of Education for Teaching, 2015, 41(5): 478-492.

[13] LI M, WANG Z, GAO J, et al. Proactive personality and job satisfaction: the mediating effects of self-efficacy and work engagement in teachers[J]. Current Psychology, 2017, 36(1): 48-55.

[14] 伍新春, 齊亞靜, 吳亮,等. 中小學教師工作特征問卷的編制[J]. 心理與行為研究, 2014, 12(1)：67-73.

[15] ROTHMANN S, HAMUKANG'ANDU L. Callings, work role fit, psychological meaningfulness and work engagement among teachers in Zambia[J]. South African Journal of Education, 2013, 33(2): 1-16.

[16] SCHAUFELI W B, BAKKER A B. Job demands, job resources, and their relationship with burnout and engagement: a multi‐sample study[J]. Journal of Organizational Behavior, 2004, 25(3): 293-315.

[17] 張軼文, 甘怡群. 中文版 Utrecht 工作投入量表 (UWES) 的信效度檢驗[J]. 中國臨床心理學雜志, 2005, 13(3): 268-270.

[18] KARASEK R A. Job demands, job decision latitude, and mental strain: implications for job redesign[J].Administrative Science Quarterly, 1979, 24(2):285-308.

[19] FRESE M，KRING W，SOOSE A,et al.Personal initiative at work:differences between east and west germany[J].Academy of Management Journal.1996, 39(1):37-63.

[20] CAPLAN R D, COBB S, FRENCH J R. Relationships of cessation of smoking with job stress, personality, and social support[J]. Journal of Applied Psychology, 1975, 60(2): 211-219.

[21] 周浩, 龍立榮. 共同方法偏差的統(tǒng)計檢驗與控制方法[J]. 心理科學進展, 2004,12(6)：942-950.

[22] BAKKER A B, DEMEROUTI E,EUWEMA M C.Job resources buffer the impact of job demands on burnout[J]. Journal of Occupational Health Psychology, 2005,10(2):170.

[23] MAKINEN M. Becoming engaged in inclusive practices: Narrative reflections on teaching as descriptors of teachers' work engagement[J]. Teaching and Teacher Education, 2013, 35: 51-61.

[24] 齊亞靜, 伍新春, 胡博. 教師工作要求的分類——基于對職業(yè)倦怠和工作投入的影響研究[J]. 教育研究, 2016, 37(2): 119-126.

[25] CHRISTIAN M S, GARZA A S, SLAUGHTER J E. Work engagement: a quantitative review and test of its relations with task and contextual performance[J]. Personnel Psychology, 2011，64(1):89-136.

TheEffectsofJobResourcesonWorkEngagementofPrimaryandSecondarySchoolTeachers:ModeratingEffectsofJobDemands

SHEN Yane, ZHANG Yanan

(College of Psychology, Fujian Normal University, Fuzhou 350007, China)

Basing on the job demands-resources model, this study investigated 260 teachers from primary and secondary school with the work engagement scale, job demands scale and job resources scale. This study aimed to explore the moderating effects of job demands on the relationships between job resources and work engagement. The results showed that the subscales scores of superiors' support, relatives and friends' support, and work rewards in job resources had significantly positive predictive effects on work engagement; the subscales scores of pupil misbehavior and the stress of entrance examinations in job demands significantly predicted work engagement. The stress of entrance examinations in job demands moderated the relationships between superiors' support and work engagements as well as the relationships between relatives and friends' support and work engagement.In the case of high job demands, relatives and friends' support had important significance to the work engagement of primary and secondary school teachers.

primary and secondary school teachers; work engagement; job resources; job demands

2017-02-10

福建省教育廳A類科研項目(JAS160137)；福建省社會科學規(guī)劃項目(FJ2016B127).

申艷娥(1977—)，女，副教授，博士，主要從事職業(yè)健康心理學研究.E-mail：yaneshen@163.com

10.3969/j.issn.1674-232X.2017.05.006

G451

A

1674-232X(2017)05-0476-06