工作要求、工作資源如何形塑中小學教師教學能力?
——基于2210位教師的實證調查*

蔣 帆 虞梓鈺

一、 問題提出

教學能力是教師思維方式、專業素養、協作能力和身份標志的高度凝結,也是學校的技術核心。理想情況下,適量的外部工作要求和高質量的工作資源有助于教師施展和提升教學能力,然而,在績效主義籠罩的現實情境中,組織和個體之間的關系亟待調適。一方面,教育行政部門和學校不斷對教師提出新的教育教學要求,如開展相對低效的教研活動、下發繁雜的行政任務等,致使教師群體出現職業倦怠等問題,甚至引發群體性“躺平”現象[1-2];另一方面,為了獲得更好的支持性工作資源,部分教師難以專注于教學能力的內在積累,盡管工作投入增加,卻深陷“內卷”圍城[3],阻礙了教師教學能力的長期發展。因此,在教師群體特征多樣化和學校管理要求差異化的背景下,如何創造開放包容、充滿活力的工作環境,為教師減輕工作要求,提供支持資源,助力教師提升教學能力,已成為教育高質量發展時代教育決策者、學校管理者和學術研究者的共同關切。

教師工作特征的具體要素作用于教學能力的具體路徑尚未得到足夠關注。要厘清其間的關系,工作要求—資源模型(Job Demands-Resources Model,簡稱JD-R模型)可提供一個清晰的觀察視角。JD-R模型的核心假設是,工作特征是職業場景中影響員工身心健康的因素,包括工作要求(job demands)與工作資源(job resources)兩個維度。其中工作要求與身心消耗密切相關,指物質、心理、社會或組織方面的要求,如過多工作量、角色負荷、角色沖突和時間壓力等。[4]工作資源是指工作掌控、社會支持、個人自主、積極回報等有助于目標達成的要素。[5]這兩大維度不僅能直接影響教師教學能力,還可能通過其他要素釋放間接影響效應。據此,以下三個問題值得探索:第一,教師面臨的工作要求是否過度,擁有的工作資源是否充分,教學能力處于何種水平?第二,工作要求和工作資源作為兩大工作特征,能否顯著影響教師的教學能力?第三,工作要求、工作資源對教師教學能力的影響是否存在中介效應?

對這些問題的探索,有助于從學校管理的角度重新認識教師勞動的復雜性和創造性?；趯市2210位教師的實證調查數據,本研究運用JD-R模型檢驗教師教學能力的影響因素,為組織教師高質量勞動和改進學校教學質量提供參考。

二、 研究設計

(一) 研究假設的提出

1. 工作特征與教師教學能力的關系

傳統上,教學能力被認為是教師具有運用教材從事教學活動并完成相應任務的能力,包括語言表達能力、培養學生良好學習習慣、調動學生積極性和學習興趣、隨機應變能力等。[6]21世紀以來,教師教學能力從靜態維度演化到動靜兼備。靜態維度上,教師的教學監控能力,包括引導、組織、情緒管理、學情監控等,是教師教學能力的基礎,也是進行高效課堂教學活動的關鍵[7];動態維度上,教師對批判性思維技能的認知和實踐、對批判性教學策略的了解,有助于監測、評估和訓練學生的批判性思維。事實表明,教師了解批判性教學的重要性、與學生溝通教學需求、采用以學為中心的模式展開教學,是成功教育的關鍵。[8]也就是說,以批判性思維為代表的高階技能是教師應具備的能力之一。[9]我國教師對批判性教學的理解還處于說不出但可能在做、想得多還沒法做的階段,亟待實證研究予以檢驗。[10]因此,本研究將批判性教學這一維度納入教師教學能力框架。

工作特征對教師教學能力的影響存在損耗和增益兩條路徑。一些學者從不同的角度較為一致地證實了JD-R模型中損耗路徑的存在,比如教師工作量增加會影響其工作狀態[11],工作要求會正向預測教師的離職動機[12],角色過載會影響創造力等[13],可以預測工作要求對教學能力有負面效應。與此同時,盡管大部分時候工作要求被視為壓力的來源,但是工作也具有幫助教師獲取社會資源、實現自我價值的功能。在物質層面,良好的收入水平、較高的社會聲望會增加教師幸福感。[14-15]在精神層面,融洽的工作環境可以增強教師對學校的組織承諾,降低離職率[16],人本導向的組織文化認同對學校效能具有顯著影響[17]?？梢酝茰y,工作資源能給教師帶來正向影響,提升教師教學水平。[18]

2. 職業倦怠的中介作用

20世紀80年代,以馬斯拉赫(C. Maslach)與杰克遜(S.E. Jackson)將職業倦怠定義為個體的情緒耗竭、成就感降低與去個性化的典型癥候為標志,相關研究正式進入學術視野。[19]本研究也以此概念內涵作為基礎。在影響因素方面,泰勒(M. Taylor)等發現當社會支持的不足時,教師會在職業生涯的不同時間節點上產生職業倦怠;社會支持水平較高時,工作要求和工作能力之間能得到有效調節。[20]當前,關于倦怠的工作模型在國際上得到了擴展,并有了新的衍生。一方面,教師在工作中產生的負面情緒可能演化為職業倦怠,這種消極作用可能來自編制競爭、分配不公、工作時長等“硬環境”和非正式溝通、組織氛圍、變革式領導等“軟文化”。[21-22]另一方面,職業倦怠也是降低教師教學效能感、影響學生學業表現結果的前提因素。[23]可以推測,職業倦怠既是由工作要求和資源引發的后果,又會在工作特征負面影響教師教學能力中起中介作用。

3. 工作投入的中介作用

1990年卡恩(W.A. Kahn)提出工作投入后,該概念從積極心理學擴散到社會學、管理學等多個領域。[24]工作投入包括個體在生理上積極主動參與工作、認知上專注謹慎和情感上的積極表達,象征著個體在多大程度上融入工作。[25]在馬斯拉赫和萊特(M.P. Leiter)等的研究中,高能量、高參與度、高效能成為對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為工作投入的代理變量廣為使用。[26]這一構念內涵進一步擴展,肖費利(W.B. Schaufeli)等學者認為不倦怠并不代表有投入,工作投入比工作倦怠更為復雜,包括活力、奉獻與專注。[27]績效考核的公平感和適度的角色要求會正向影響教師的工作投入。[28-29]當工作投入作為自變量時,可以正向預測教師的工作態度與心理健康,這一作用還會傳導到學生的學習績效。[30-31]時至今日,工作投入的相關研究仍然在爭議中前行,但總體上被研究者認為是一種積極的、充實的心理狀態,是重要的中介變量。

基于上述的文獻總結與分析,本研究提出以下假設:

假設1a:工作要求負向影響教師教學能力。

假設1b:工作資源正向影響教師教學能力。

假設2:職業倦怠在工作要求對教師教學能力的影響中發揮中介作用。

假設3:工作投入在工作資源對教師教學能力的影響中發揮中介作用。

根據研究假設,提出工作特征影響中小學教師教學能力的雙路徑模型(見圖1),并基于S市義務教育教師的實證調查數據,采用結構方程模型予以檢驗。

(二) 量表說明

1. 工作特征量表

本研究中的自變量是教師工作特征,分為工作要求和工作資源兩個維度。在工作要求方面,已有研究中往往采用教師工作時間來衡量工作要求,例如梁文艷[32]和葉秀真[33]等學者的研究。從內涵上看,當組織要求作用在教師身上,無論是角色負擔、心理負擔還是技術負擔,教師最直接的感知便是工作時間的變化;從技術上看,基于數據的可獲得性和教師自評測量結果的準確性,工作時間可以作為測量工作要求的一個合理且典型的指標。為盡可能契合實際情況,本研究將教師工作時間細化,統計教師教育教學、備課磨課、課后服務、家校溝通、行政事務等7個事項的工作時長(單位為小時),并將標準化處理后得到的結果作為工作要求的代理變量。

在工作資源方面,參考伍新春[34]、劉勝男[35]等人的研究,從軟性的組織協作和硬性的工作支持兩個維度設置共計11道題。在組織協作上,設置“在本學年,我經常與同事一起策劃教育活動;我從領導那里獲得關于教學的有用建議;我與同事一起討論改進課程和教學的方法;我與同事一起討論學生的學習情況;教師能夠充分參與學校決策”等題項(采用李克特五點量表,下同),涵蓋領導支持、同事幫助、工作自主等要素。在工作支持上,設置“學校給予我的晉升機會較多;我在學校中獲得的進修機會較多;學校提供的條件有助于實現我的理想;絕大多數教師都有一定的領導力;我們學校有一個高效的決策團隊;教師在決策過程中擁有適度的自主權”等題項,包括發展機會、硬件條件、決策參與等要素。[36]本研究中,量表內部一致性系數為0.942。

2. 職業倦怠和工作投入量表

職業倦怠量表參考了李超平、時勘修訂的《Maslach Burnout Inventory-General Survey(MBI-GS)工作倦怠》測量工具和2018年教師教學國際調查(Teaching and Learning International Survey,簡稱TALIS)中的相關問題[37],結合S市實際情況進行調整。最終量表包括情緒耗竭和職業發展停滯兩個部分,包括“覺得自己很糟或很失敗,讓自己或家人失望;我無法清楚理解組織對我工作的期望”等9題。本研究中,職業倦怠量表內部一致性系數為0.916。

工作投入包括教學效能感和工作激情。其中教學效能感的測量采用俞國良、辛濤等編制的《教師教學效能量表》[38],包括“我能勝任大部分教學工作;我能夠在學生需要我時給予其恰當的幫助;我可以找到有效的教學方法促進學生發展;好學生一教就會,差學生再怎么教也沒用;我為我所做的工作感到驕傲”等5題。工作激情量表改編自凱勒(M.M. Keller)等編制的《教師工作激情量表》[39],包括“我可以找到有效教學方法促進學生成長;我喜歡看到學生在課上學到新知識;我喜歡自己上課時的狀態;我教的學科很有趣;我喜歡我所教授的學科;我在工作時會忘乎所以”等6題。本研究中,工作投入量表的內部一致性系數為0.952。

3. 教學能力量表

傳統意義上,課堂是教師工作的主陣地,教學監控能力是教師教學的基本功,發揮著基礎性的剛性功能;面對時代需求,教師批判性教學能力是當前教師教學質量提升的關鍵,發揮著發展性的柔性功能。[40]因此本研究使用教學監控和批判性教學兩個維度來表征教師教學能力。2018年國際學生評估項目(Program for International Student Assessment,簡稱PISA)問卷對教師資格和專業發展、閱讀教學實踐、學習實踐和課程等內容進行了測評,本研究從中選取了教師資格和專業發展中的教學能力維度。具體包括“我能幫助我的學生重視學習;我會讓學生遵守教室規范;我能讓有干擾行為或嘈雜的學生安靜下來;采用提問的方式進行教學;我樂于接受學生提出的質疑;我能協助學生進行批判性思考;我能引導學生對問題提出質疑”等7題。以上題項均由教師自評,在問卷中使用隨機化問題順序、設置逆向問題和檢驗題等方法,盡可能減少自我報告的偏差。本研究中,教師教學能力量表的內部一致性系數為0.963。

(三) 數據來源與方法

綜合考慮學校區位、學段、不同辦學性質、辦學規模、辦學質量,本研究共選取S市下轄的23所中小學,對在校教師進行全員施測。人口學變量中納入教師的職稱、工作年限等,基本可以反映出教師實際工作狀態與教學能力方面的信息。通過問卷星發放電子問卷,共收集2644份問卷,舍去填答時間小于3分鐘、未通過反向測試題的無效問卷,最終獲得2210份有效問卷,有效率為83.58%。其中男教師443人,女教師1767人;班主任831人,非班主任1379人;大專及以下62人,本科1841人,碩士及以上307人;20—25歲教師314人,26—30歲413人,31—35歲328人,36—40歲311人,41—45歲342人,46—50歲240人,51—55歲231人,56—60歲31人;校級領導64人,中層領導194人,年級組長等226人,普通教師1726人;小學低段395人,小學中段446人,小學高段467人,初中902人。

本研究采用SPSS 24.0和Mplus作為數據管理與分析的工具。首先,對問卷進行清洗編碼,錄入SPSS中進行數據管理,估算潛變量的集中和離散趨勢。其次,通過共同方法偏差檢驗作為研究前提并檢驗科隆巴赫系數,進一步估量測驗的組合信度和收斂效度,確保各個維度設計的科學性并達到統計學標準。接著,正式評估各個維度的基本水平,計算各變量的相關關系從而檢驗研究假設。最后,運用結構方程模型探索工作特征、職業倦怠、工作投入與教學能力的關系。

三、 實證分析

(一) 共同方法偏差檢驗

共同方法偏差是指由于數據來源、測量環境、測量語境等問題一致所導致的預測變量與效標變量之間的人為共變問題,可能對研究結果產生混淆。在本研究中,由于數據都是來自教師自我報告,為了避免共同方法偏差,保證結果的干凈和有效,研究者既采用高信效度測量工具、反向計分題等方式進行程序控制,又在數據收集完成后進一步采用Harman單因子檢驗對共同方法偏差進行檢驗。結果顯示第一個因子解釋的變異量為34.5%,小于臨界標準40%[41],這表明共同方法偏差不顯著,可以用于后續分析。

(二) 信效度檢驗

經過驗證性因子分析后,多元相關平方值(SMC)>0.4,組成信度(CR)>0.8,平均方差萃取量(AVE)>0.5,均符合費耐爾(C. Fornell)等提出的建議標準[42],說明測量模型選用的題目可靠,具有內部一致性和收斂效度(見表1)。

表1 信效度檢驗結果

(三) 工作特征對教師教學能力的影響分析

以教師教學能力為因變量,將工作要求、工作資源、年齡、性別等8個變量加入回歸方程進行普通最小二乘回歸分析,發現除年齡、教齡外,其他變量對應的VIF值均接近1,說明這些變量之間沒有多重共線性。R2值表明工作特征與教師個人特征可以解釋教師教學能力變化結果的35.9%,并且工作要求對應的標準化系數為-0.140,工作資源對應的標準化系數為0.568,均在0.01的水平上顯著,說明在工作特征中,工作要求對教師教學能力有顯著負向影響,工作資源對教師教學能力有顯著正向影響(見表2)。

表2 工作要求、工作資源影響教師教學能力的最小二乘回歸分析

進一步考察工作要求、工作資源對教師教學能力的綜合影響,檢驗工作要求與工作資源影響教師教學能力的交互作用(見表3),將均值得分大于3分設置為高工作要求組、高工作資源組,低于2分的設置為低工作要求組、低工作資源組,結果說明工作資源與工作要求交互作用顯著(F=1.865,p<0.01)。進行效應分析,發現低工作要求—高工作資源組的教師教學能力最高,低工作要求—低工作資源組的教師教學能力最低。該結果回應了研究問題二,從回歸分析的角度驗證了假設1a和假設1b。

表3 工作要求與工作資源交互效應分析

(四) 職業倦怠與工作投入作為中介變量的結構方程模型檢驗

1. 基本水平與相關分析

對主要變量進行描述性統計分析和相關分析(見表4),結果表明,教師教學能力對應的顯變量均值均高于中位數3,說明樣本中教師群體的教學能力處于較高水平,其中教師教學監控能力略高于批判性教學能力。在損耗路徑中職業倦怠對應的2個顯變量均值均低于中位數3,表明樣本教師群體的職業倦怠水平較低。值得關注的是,在職業倦怠中,教師職業發展停滯這一維度得分相對于工作要求和情緒耗竭更高,說明相比起工作時間延長抑或工作情緒低落,教師更多地感受到自己的職業發展處于停滯狀態。究其原因,或許個人感受到的職業發展阻礙較大,抑或個人職業發展的上進心和進取心不足。增益路徑中,工作資源、工作投入對應的顯變量均值均高于中位數3,說明樣本教師的工作資源、工作投入處于較高水平。具體來看,教師工作激情與教學效能感、組織協作都處于高位水平,但值得關注的是教師感知到的工作支持得分較低,研究問題一得到回答。

表4 觀測變量之間的相關系數、平均數及標準差

相關分析可知,外部工作要求與教師的教學監控和批判性教學能力都呈負相關,職業倦怠與教師教學能力全部顯著負相關,而教學監控與批判性教學能力呈顯著正相關,表明當教師增強教學監控能力時,也有助于提高自身的批判性教學能力,進一步驗證了假設1a。通過相關分析也可知,工作資源與教師教學能力全部顯著正相關,工作投入與教師教學能力全部顯著正相關,進一步驗證了假設1b。

2. 工作投入與職業倦怠的中介效應

假設在工作要求負向影響教師教學能力的損耗路徑中,職業倦怠作為中介變量,其中工作要求為顯變量,其代理變量為教師每周工作時間,職業倦怠和教師教學能力為潛變量。在工作資源正向影響教師教學能力的增益路徑中,三個變量均為潛變量,工作投入作為中介變量,由此5個變量借助Mplus建立結構方程模型,路徑分析結果見圖2。

圖2 結構方程模型及路徑系數

該結構方程模型的各項擬合度檢驗數據分別為:X2/df=2.351<5,RMSEA=0.035<0.08,TLI=0.992>0.9,CFI=0.998>0.9,表明該模型擬合良好,可以進行進一步檢驗。[43]采用Bootstrap 1000次進行檢驗,得到各個路徑的總效應、直接效應和間接效應及各標準誤,具體結果見表5。

表5 工作投入與職業倦怠的中介效應值與效果量

在“工作要求—職業倦怠—教學能力”損耗路徑中,總效應為-0.254,說明假設1a成立;“工作要求—教學能力”直接效應值為-0.102;職業倦怠的中介效應的點估計值為-0.152,中介效應顯著,因此假設2得到驗證。也即在工作要求負向影響教師教學能力的過程中,職業倦怠起中介作用,并且這種中介作用為部分中介作用,其中直接效應、間接效應為分別占總效應的40.2%、59.8%。這一發現補充了工作特征影響教師教學能力的作用機制。

在“工作資源—工作投入—教學能力”增益路徑中,總效應為0.747,假設1b得以驗證;“工作資源—教學能力”直接效應點估計值為-0.112(不顯著,95%置信區間包含零),工作投入的中介效應的點估計值為0.859。根據溫忠麟等提出的中介效應檢驗流程,當總效應顯著、直接效應不顯著時,應按中介效應解釋結果[44],說明在工作資源正向影響教師教學能力的過程中,工作投入起中介作用,并且這種中介是一種完全中介作用,因此假設3得以驗證,研究問題三得到回答。

四、 結論與建議

借助JD-R模型的理論框架,本研究以S市2210名教師為樣本,運用結構方程模型探討了工作特征影響教師教學能力的雙路徑,重點關注工作投入與職業倦怠的中介作用。

(一) 結論

其一,在各個變量的基本水平上,教師面臨著較高的工作要求,超載的工作任務迫使工作時間延長。學校為教師提供的組織支持喜憂參半,教師在組織協作方面獲得了較多的工作資源,即對與同事進行知識交流、集體備課、互相幫助方面較為滿意,但在工作支持方面有待提升,教師感知到組織給予的晉升可能、進修機會、專業自主權、參與決策等方面還較為欠缺。教師的教學能力總體處于較高水平,其中教學監控能力略高于批判性教學能力。此外,教師工作投入水平普遍較高,職業倦怠水平較低,身心較為健康,但職業發展停滯感較強等短板需要引起關注。

其二,工作特征對教師教學能力發揮著雙刃劍效應。在以教師教學能力為因變量的最小二乘回歸分析中,工作要求對應的系數為-0.140,也即隨著工作要求增加,教師教學能力會降低;工作資源對應的系數顯著為正,為0.568,說明工作資源越充足越有助于教師提升教學能力。這樣的雙刃劍效應與已有研究在其他職業中發現的結論一致。[45]進一步分析發現,工作資源與工作要求交互影響教師教學能力,低工作要求—高工作資源組教師教學能力最高,低工作要求—低工作資源組最低。當教師處于高資源環境時,低工作要求更有利于教師教學能力的提升,而當教師處于低資源環境時,工作要求并非越低越好,因為低工作要求可能引發教師的惰性,降低個體的意義感,此時適度延長工作時間可以換取教學能力的提升。這一發現挑戰了“高資源、高要求最有利于教師發展”這一直覺觀點,為學校管理中“要求—資源”的配置提供了新思路。

其三,工作要求通過職業倦怠的部分中介作用,負向影響教師的教學能力;工作資源通過工作投入的完全中介效應,正向影響教師的教學能力。損耗路徑中的中介作用說明工作時間過長可能誘發教師的情緒耗竭、降低教師專業發展的欲望,最終降低教師教學能力。過長的工作時間可能在短期內會增加教師工作產出,但代價是教師職業倦怠加重,長期來看會降低教師教學能力,最終將影響整體的教學質量。[46]增益路徑中的完全中介作用說明只有當工作資源引導了教師的積極行動時,其影響才會作用到教師的教學能力上,值得注意的是,“工作資源—教學能力”的直接效應值雖然不顯著但卻為負數(-0.112),這說明工作資源不僅不能直接導致教師教學能力的提升,甚至還可能產生“負效果”,這解釋了有些辦學條件較好的學校教學成績卻一般的現象[47]。這一發現促使我們重新審視工作資源在增益路徑中的作用。

(二) 建議

1. 以完善學校教師工作支持系統為保障,及時緩沖工作要求對職業停滯感的觸發效應

學校組織對教師工作的支持,是肯定教師工作價值的重要形式。通過建立完善的組織支持系統,有助于幫助教師克服職業倦怠,重拾工作激情。具體而言,其一,學校應優化工作要求—資源結構,適度調整不必要的工作要求,為教師減輕工作負擔,同時提供更充足、優質的資源。其二,由于低要求—低資源的工作環境最不利于教師教學能力的發展,在必要性的工作要求難以降低的情況下,學校要竭力提供關懷型資源作為配套,例如積極向上爭取資源、提高學校福利、組織團建活動等,加強與教師的內在聯結;試點并推廣彈性工作制,提升教師的工作幸福感;為教師專業發展活動提供支持,擴充高水平工作資源。需要注意的是,并非學校資源越充足,教師的教學質量就會越好,高資源水平也可能會引起教師的依賴性,反而降低教學水平,因此在實踐中應謹慎對待工作資源對于教師群體的有限激勵效度問題。

2. 以促進教師教學能力提升為目標,動態調整工作要求與工作資源的配置關系

教師是教學活動的核心微觀主體,學校要積極思考如何更好地作為橋梁,將投入到教師身上的資源轉化為教育質量的實際提升。一方面,學校層面要積極保護教師的工作投入動機,通過公平的發展機會、合理的評價制度、融洽的工作氛圍激勵教師,鼓勵教師調用學校資源以獲得教學能力上的專業成長。引導教師樹立以教書育人為最終追求的價值取向,幫助教師形成積極向上的身份同一性認識。畢竟,在“內卷”與“躺平”并行的時代,喚起教師工作的意義感和價值感,能有效緩解高壓力情境下過長工作時間引發的職業倦怠,強化積極的心理資本。另一方面,給予教師適當的工作自主權和設計靈活的“要求—資源”搭配機制:對于發展干勁十足的教師可“加擔子、給任務、擔責任”,對于資源缺乏的教師可通過完善學?！皩熃M”建設、“傳幫帶”等方式幫助教師在“雙減”“新課改”等教育改革下及時適應,形塑積極且堅定的職業信念。積極營造尊師重教的氛圍,提升教師的工作幸福感、專業成就感和職業榮譽感,從而提升教師教育教學能力。

3. 以減少非教學事務侵擾為關鍵,助力提高教師工作投入水平

教師工作投入作為教師專業成長的主要途徑,既是教師展現教學素養的平臺,也是教師提升自身教學能力的重要手段。不可否認,當前仍然存在諸多以“提高教師教育教學能力”為名的任務委派、督導檢查、抽調借用等事項,這些來自上級的工作要求極大地威脅教師工作投入度,不利于教師教學能力的提高。因此,在區域層面,地方教育行政部門在進行學校評價的時候要去除“唯成果”的短期導向,以避免層層加碼現象的出現,同時建立“增加一項、減少一項”的思維,當增加任務要素的時候,務必審慎思考可以為教師減輕什么不必要任務。在學校層面,學校要發揮工作投入的激勵效用,積聚提高教師教學能力的保護因子,可以通過完善彈性上下班、靈活調休等制度減少教師工作時間,釋放教師的創造活力,通過為個體賦能,凈化教師工作環境,強化教師對教育教學工作意義的內在認同,進而提升整體教育質量。

本文的局限表現在三方面:首先,數據在S市抽樣,盡管研究者努力篩選了該地區不同教育質量水平的學校開展調查,力圖勾勒發達地區教師發展的基本情況,但依然在一定程度上限制了結論的可擴展性,未來可嘗試在更大范圍開展調查。其次,綜合考慮指標設計的合理性與數據的可得性后,選擇以工作時長作為工作要求的代理變量,但這一方法可能窄化了工作要求的內涵,忽視了工作要求的結構復雜性,且工作要求可能存在補充型、突破型、耗竭型等內在異質性,研究未能處理差異化工作要求對教學能力的不同影響。最后,工作特征對教師教學能力的影響可能存在滯后性,未來可以嘗試使用追蹤調查獲取多期數據,開展更為深入的研究。