操雅琴 李 松 丁 一

(安徽工程大學 管理工程學院，安徽 蕪湖 241000)

一、問題提出

黨的十九大報告再次強調(diào)了建設教育強國是當前我們黨和國家的重要工作。高等院校教師是建設現(xiàn)代化教育強國的一支重要力量，如果高校教師不能將最好的精力投入到教學工作中去，教育強國不可能實現(xiàn)。堅持“以本為本”正是在這種時代背景下提出來的對高等教育的基本要求，即要引導高校教師能夠熱愛本科教學工作、把更多的精力投放到本科教學工作中去[1]。然而，很多高校在制定激勵及職稱晉升政策時，更多傾向鼓勵教師出高水平科研成果，對教學成果的激勵政策相對偏少，導致很多高校教師將更多精力放在科研上，本科教學工作投入嚴重不足。上述現(xiàn)象導致的后果是高校中“水課”現(xiàn)象嚴重，學生不能從課堂上獲得高質(zhì)量的信息和內(nèi)容，高等教育質(zhì)量更無從談起。

新工科是我國工程教育改革的新方向，強調(diào)用新的教育理念和培養(yǎng)模式來培養(yǎng)能夠面對未來快速變化要求的高質(zhì)量人才[2]。在新工科背景下，高校教師的教學工作也面臨著新的挑戰(zhàn)和要求，即按照新工科要求的培養(yǎng)目標，更新教育教學理念，著重探尋培養(yǎng)學生工程能力的培養(yǎng)模式和提高學生工程能力的教學方法。因此，在新工科背景下，教師的教學投入可能比傳統(tǒng)的教學投入要更多，其影響因素也更為復雜。

工作投入作為組織行為學領域的一個重要研究方向，指的是人們在工作時表現(xiàn)出來的一種積極的工作狀態(tài)[3]。不同職業(yè)群體的工作投入近幾年成為研究的熱點。目前學者關(guān)注的職業(yè)群體主要有醫(yī)護人員、教師、公務員以及企業(yè)員工[4]。雖然針對高校教師工作投入方面的研究已經(jīng)取得了一定的進展，但是，具體考慮新工科背景下高校教師本科教學工作投入的實證研究還比較少。研究新工科背景下哪些因素會影響高校教師本科教學工作投入，以及本科教學工作投入對工作績效的影響，從而有針對性地提出本科教學工作投入提升策略，有助于滿足新工科建設對人才培養(yǎng)的要求，進一步提升高等教育質(zhì)量。

二、文獻回顧與研究假設

(一)本科教學工作投入概念及主要維度

本科教學工作投入還沒有形成一致的概念，一般認為，本科教學工作投入既包含時間、金錢以及物質(zhì)等方面可測量的顯性投入，也包含精力、情感等方面難以測量的隱性投入。通常，本科教學工作投入是指教師在本科教學工作中所表現(xiàn)出來的一種積極和充實的狀態(tài)[5]。具體體現(xiàn)在教師對本科教學工作的熱愛，從本科教學工作中體會到的樂趣，進行本科教學學術(shù)探討以及教學經(jīng)驗交流的意愿，準備教學材料以及完成教學工作的專注程度等方面。因此，本文認為工作熱情和工作專注是本科教學工作投入兩個重要維度。

(二)本科教學工作投入影響因素

作為工作投入影響因素的一個重要理論——工作要求-資源理論提出了兩個對工作投入產(chǎn)生重要影響的因素。一是工作要求，工作要求涉及從事某一工作時，對員工身體、組織或者社會方面所提出的要求，如，工作時間、教學任務、科研任務等；二是為了實現(xiàn)工作要求，需要員工身體和心理、員工所在的組織以及社會方面的資源保障，即工作資源，包括教學設施、薪資水平、工作環(huán)境等物質(zhì)資源以及管理制度、晉升制度等組織資源[6]。國內(nèi)外大量研究表明，工作要求和工作資源這兩大因素對工作投入的影響正好相反，前者的影響是負向的，后者的影響是正向的[7-8]。因此，基于工作要求-資源理論，本研究提出以下六個假設：

H1a:工作要求對本科教學工作投入的工作熱情具有負向影響；

H1b:工作要求對本科教學工作投入的工作專注具有負向影響；

H2a:物質(zhì)資源對本科教學工作投入的工作熱情具有正向影響；

H2b:物質(zhì)資源對本科教學工作投入的工作專注具有正向影響；

H3a:組織資源對本科教學工作投入的工作熱情具有正向影響；

H3b:組織資源對本科教學工作投入的工作專注具有正向影響。

此外，個體相對比較穩(wěn)定的個性特征，如，樂觀、悲觀等也會影響工作投入[9-10]。已有的工作投入研究發(fā)現(xiàn)，自我效能感和自我成就感是影響工作投入的兩個重要個體特征。自我效能感指的是教師對完成本科教學工作能力的自我肯定，如，是否能勝任目前的本科教學工作；自我成就感指的是本科教學工作所取得的成績,如，教學方面獲獎所帶來的成就感等[11-12]。因此，基于自我效能感和自我成就感的概念，本研究提出以下四個假設：

H4a:自我效能感對本科教學工作投入的工作熱情具有正向影響；

H4b:自我效能感對本科教學工作投入的工作專注具有正向影響；

H5a:自我成就感對本科教學工作投入的工作熱情具有正向影響；

H5b:自我成就感對本科教學工作投入的工作專注具有正向影響。

(三)本科教學工作投入對工作績效的影響

高校教師的工作績效通常包括教學績效和科研績效。教學績效根據(jù)教師教學目標達成度來體現(xiàn)，如，是否按質(zhì)按量完成教學任務考核；科研績效根據(jù)教師科研目標達成度來體現(xiàn)，如，是否按質(zhì)按量完成科研任務考核。本科教學投入的增加有助于提升教學績效，但也可能會對科研績效產(chǎn)生負面影響[13]。因此，本研究提出以下四個假設：

H6a:本科教學工作投入的工作熱情對教學績效具有正向影響；

H6b:本科教學工作投入的工作熱情對科研績效具有負向影響；

H7a:本科教學工作投入的工作專注對教學績效具有正向影響；

H7b:本科教學工作投入的工作專注對科研績效具有負向影響。

(四)新工科建設對本科教學工作投入的影響

新工科建設專業(yè)一般會提供更多的物質(zhì)資源和組織資源，從而激勵高校教師更新教育教學理念，探尋培養(yǎng)學生工程能力的新的培養(yǎng)模式和提高學生工程能力的新的教學方法。因此，本研究提出以下兩個假設：

H8a:新工科建設對本科教學工作資源具有正向影響；

H8b:新工科建設對本科教學工作投入具有正向影響。

三、研究方法

(一)調(diào)查樣本與調(diào)查方式

調(diào)查樣本主要針對以工為主的綜合性高等院校教師。調(diào)查樣本的構(gòu)成情況見表1。

表1 調(diào)查樣本的構(gòu)成情況

問卷的發(fā)放分為兩部分，一部分通過問卷星將問卷鏈接推送給受訪者，另一部分由調(diào)查人員直接發(fā)放紙質(zhì)問卷。一般結(jié)構(gòu)方程模型要求變量數(shù)與樣本數(shù)的比例在1∶10到1∶15之間[14]。本研究中變量數(shù)為9，樣本數(shù)應在90到135之間。因此，總計發(fā)出問卷120份，剔除回答不完整問卷之后，回收有效問卷112份，即問卷有效率為93.33%。本研究的樣本數(shù)符合結(jié)構(gòu)方程樣本數(shù)量的要求。

(二)變量測量

1.本科教學工作投入影響因素量表

本科教學工作投入影響因素眾多，結(jié)合高校教師教學投入實際情況和已有文獻[5]，從個體特征、工作要求、工作資源三個維度進行測量。其中，個體特征包括自我效能感(4個題項)和自我成就感(5個題項)兩個子維度；工作要求包括4個題項；工作資源包括物質(zhì)資源(3個題項)和組織資源(4個題項)兩個子維度，均采用李克特5點量表。經(jīng)檢驗，本科教學工作投入影響因素總量表以及個體特征、工作要求和工作資源三個分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)(Cronbach α)分別為0.88、0.86、0.78和0.89。

2.本科教學工作投入量表

考慮到高等院校教師教學工作的特點，基于Schaufeli等[12]編制的工作投入量表，修訂得到高校教師本科教學工作投入量表：由工作熱情(5個題項)和工作專注(5個題項)兩個維度構(gòu)成。采用5點李克特量表設置回答選項。經(jīng)檢驗，本科教學工作投入總量表以及工作熱情和工作專注兩個分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)(Cronbach α)分別為0.87、0.85和0.81。

3.工作績效量表

借鑒了陳威燕等[13]修訂的《高校教師工作績效量表》，結(jié)合前期調(diào)研訪談的結(jié)果，從教學績效和科研績效兩個維度進行測量。其中，教學績效和科研績效分別包括5個題項。經(jīng)檢驗，工作績效總量表以及教學績效和科研績效兩個分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)(Cronbach α)分別為0.86、0.86和0.90。

4.個人基本信息調(diào)查表

主要調(diào)查人口統(tǒng)計情況，涉及性別、年齡、職稱以及所在專業(yè)新工科建設情況等7個題項。

四、結(jié)果

(一)本科教學工作投入結(jié)構(gòu)方程模型

利用SmartPLS 3.0軟件建立教師工作投入影響因素、工作投入和工作績效之間的結(jié)構(gòu)方程的初始假設模型(圖1)，通過對調(diào)查數(shù)據(jù)的分析，進行模型的可靠性和有效性測試、模型路徑系數(shù)分析及修正。

圖1 本科教學工作投入影響因素、工作投入和工作績效初始假設模型

1.模型的可靠性和有效性測試

模型參數(shù)檢驗表見表2。由表2可以看出，各個因素組合信度均大于0.85，說明構(gòu)建的模型十分合理，平均抽取變異量AVE也都大于0.5，說明構(gòu)建的模型聚斂程度較高[14]。

表2 模型參數(shù)檢驗表

2.模型路徑系數(shù)

模型路徑系數(shù)結(jié)果見表3。由表3可以看出，在顯著性水平為0.05時，初始模型研究假設H2b、H7b路徑系數(shù)不顯著，其他假設路徑系數(shù)均顯著且為正值。根據(jù)路徑系數(shù)和顯著性結(jié)果，拒絕H1a、H1b、H2b、H3b、H6b、H7b。

表3 模型路徑系數(shù)

3.模型修正

根據(jù)路徑檢驗結(jié)果對初始假設模型進行檢驗，刪除檢驗不合理的假設，對模型重新運行，結(jié)果如圖2所示。

從圖2中可以看出，工作資源(物質(zhì)資源和組織資源)只對工作熱情有顯著正向影響；個體特征(自我效能感和自我成就感)以及工作要求對工作投入的兩個主要維度(工作熱情和工作專注)都有顯著正向影響。在所有的影響因素中，自我成就感對工作熱情和工作專注影響最大。教學績效受工作熱情和工作專注影響，科研績效只受工作專注影響。

4.本科教學工作投入指數(shù)計算

利用本科教學工作投入影響因素、工作投入和工作績效模型，能夠分析得出因素間的相互關(guān)系系數(shù)，即權(quán)重。例如，教師工作投入指標及權(quán)重如表4所示。

表4 本科教學工作投入指標維度及其權(quán)重系數(shù)

將結(jié)構(gòu)方程模型中的路徑系數(shù)作為權(quán)重，計算本科教學工作投入的綜合得分，即本科教學工作投入指數(shù)，見公式1。

(1)

其中，JP表示工作投入總得分，N為工作投入測量維度的指標數(shù)，Vi表示工作投入的兩個維度(工作熱情和工作專注)的得分。Vi可由公式2計算得出。

(2)

其中，Bij表示工作投入的第i個維度的第j個指標得分，Wij表示工作投入的第i個維度的第j個指標權(quán)重。同理，可以計算自我效能感、自我成就感、個體特征、工作要求、物質(zhì)資源、組織資源、工作資源、教學績效以及科研績效的總得分。

(二)新工科建設對本科教學工作投入的影響

利用層級回歸分析模型，分析逐步增加新工科建設是否可以提高工作投入預測水平。模型中因變量為工作投入指數(shù)。模型1的自變量是工作資源、工作要求以及個體特征,模型2中增加了新工科建設作為自變量。模型結(jié)果見表5。

表5 本科教學工作投入預測模型

由表5可見，新工科建設變量的引入不能顯著增加模型的預測能力。因此，利用獨立樣本t檢驗進一步分析新工科建設對工作投入各變量的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在顯著性水平為0.1時，新工科建設對科研績效指數(shù)和物質(zhì)資源指數(shù)有顯著影響。因此，拒絕H8b。新工科建設專業(yè)的科研績效指數(shù)(M=2.88，SD=0.62)顯著高于未實施新工科建設專業(yè)(M=2.65，SD=0.70，p=0.085)。新工科建設專業(yè)的物質(zhì)資源指數(shù)(M=2.82，SD=0.68)顯著高于未實施新工科建設專業(yè)(M=2.60，SD=0.66，p=0.098)。

(三)人口統(tǒng)計變量對本科教學工作投入的影響

為了了解人口統(tǒng)計變量對工作投入的影響，進一步分析性別、年齡、婚姻狀況、學歷、教齡和職稱對工作投入各變量的影響。

1.性別的影響

利用獨立樣本t檢驗分析性別對工作投入各變量的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，性別只對科研績效指數(shù)有顯著影響。男性教師的科研績效指數(shù)(M=2.97，SD=0.55)顯著高于女性教師(M=2.50，SD=0.72，p<0.001)。

2.年齡的影響

利用單因素方差分析檢驗年齡對工作投入各變量的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當顯著性水平設置為0.1時，年齡對工作要求指數(shù)(p=0.063)、工作資源指數(shù)(p=0.011)特別是物質(zhì)資源指數(shù)(p=0.001)以及科研績效指數(shù)(p=0.019)都有顯著影響。工作要求指數(shù)最高的年齡段是40～49歲(M=3.02，SD=0.60)，其次是50～59歲(M=2.98，SD=0.60)，工作要求指數(shù)最低的年齡段是29歲及以下(M=2.55，SD=0.92)。工作資源指數(shù)(M=3.24，SD=0.28)、物質(zhì)資源指數(shù)(M=3.43，SD=0.33)、科研績效指數(shù)(M=3.29，SD=0.39)最高的年齡段是29歲及以下，最低的年齡段是50～59歲(M=2.30，SD=0.71)。

3.婚姻狀況的影響

利用獨立樣本t檢驗分析婚姻狀況對工作投入各變量的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，婚姻狀況對個體特征指數(shù)(p=0.065)特別是自我效能指數(shù)(p=0.054)、工作資源指數(shù)(p=0.043)特別是物質(zhì)資源指數(shù)(p=0.042)、工作投入指數(shù)(p=0.006)特別是工作專注指數(shù)(p<0.001)以及教學績效指數(shù)(p=0.059)都有顯著影響。已婚教師的個體特征指數(shù)(M=3.24，SD=0.42)、自我效能指數(shù)(M=3.29，SD=0.44)、工作投入指數(shù)(M=3.27，SD=0.38)、工作專注指數(shù)(M=3.32，SD=0.36)以及教學績效指數(shù)(M=3.32，SD=0.42)顯著高于未婚教師(M=3.0，SD=0.37；M=3.0，SD=0.43；M=2.93，SD=0.35；M=2.81，SD=0.38；M=3.07，SD=0.43)。未婚教師的工作資源指數(shù)(M=3.02，SD=0.40)、物質(zhì)資源指數(shù)(M=3.07，SD=0.43)顯著高于已婚教師(M=2.62，SD=0.61；M=2.64，SD=0.68)。

4.學歷的影響

利用單因素方差分析檢驗學歷對工作投入各變量的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，學歷只對科研績效產(chǎn)生顯著影響(p<0.001)。配對比較結(jié)果表明，具有博士學歷教師的科研績效指數(shù)(M=3.02，SD=0.47)顯著高于具有碩士學歷的教師(M=2.49，SD=0.75)。

5.教齡的影響

利用單因素方差分析檢驗教齡對工作投入各變量的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，教齡對工作要求指數(shù)(p=0.036)、工作資源指數(shù)(p=0.052)特別是物質(zhì)資源指數(shù)(p=0.056)以及工作專注指數(shù)(p=0.01)有顯著影響。工作要求指數(shù)(M=3.17，SD=0.53)和工作專注指數(shù)(M=3.45，SD=0.50)最高的是教齡在20年以上的教師，最低的是教齡在1～5年的教師(M=2.63，SD=0.66；M=3.09，SD=0.42)。工作資源指數(shù)(M=2.79，SD=0.58)和物質(zhì)資源指數(shù)(M=2.85，SD=0.63)最高的是教齡在1～5年的教師，最低的是教齡在20年以上的教師(M=2.24，SD=0.78；M=2.24，SD=0.84)。

6.職稱的影響

利用單因素方差分析檢驗職稱對工作投入各變量的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，職稱只對物質(zhì)資源指數(shù)有顯著影響(p=0.034)。具有講師職稱的教師物質(zhì)資源指數(shù)(M=2.86，SD=0.62)顯著高于具有副教授(M=2.50，SD=0.69，p=0.007)和教授職稱(M=2.36，SD=0.74，p=0.076)的教師。

五、討論與結(jié)論

高校教師本科教學工作投入受到哪些因素的影響？本科教學工作投入如何影響教學績效和科研績效？在新工科背景下，本科教學工作投入影響因素與本科教學工作投入之間的關(guān)系是否會發(fā)生變化？上述問題不僅是新工科建設帶來的新問題，也是在“四個回歸”的號召下迫切需要厘清的重要問題。本文采用實證研究的方法，建立了本科教學工作投入影響因素、本科教學工作投入以及教學績效和科研績效之間的關(guān)系模型，提出了本科教學工作投入指數(shù)計算模型，分析了新工科建設以及人口統(tǒng)計變量對本科教學工作投入的影響。

(一)本科教學工作投入作用機理

本科教學工作熱情受工作要求、工作資源和個體特征的影響，且上述三個方面對工作熱情的影響都是正向的。其中，自我成就感對工作熱情的影響最大。自我成就感體現(xiàn)在對本科教學工作所取得的成果的認可[11-12]。本科教學工作成果體現(xiàn)在多方面，如，學生成績的提高、學生能力的提升、教研論文的發(fā)表、教學成果獎的獲得等。但是有些教學成果，如，學生能力的提升等很難量化，而且很多高校對本科教學工作所取得的成果沒有科研那樣具體而量化的指標。因此，為了提高高校教師本科教學的自我成就感，制定科學合理的本科教學成果認定方法是關(guān)鍵。

本科教學工作專注受工作要求和個體特征影響，且上述兩個方面對工作專注的影響都是正向的。其中，自我成就感仍然是對本科教學工作專注影響最大的因素。值得注意的是，工作專注并不受到工作資源的影響，說明工作資源更多影響的是工作熱情。

教學績效受到工作熱情和本科工作專注的影響，而科研績效只受本科工作專注的影響，且上述影響都是正向的。說明對本科工作教學的工作熱情并不影響科研績效，這也正說明了“教學促進科研，科研反哺教學”。

(二)新工科建設與本科教學工作投入

新工科建設主要影響物質(zhì)資源指數(shù)和科研績效指數(shù)。新工科建設專業(yè)的物質(zhì)資源指數(shù)和科研績效指數(shù)顯著均高于未實施新工科建設專業(yè)。這說明，為了提高本科教學績效，高校對新工科建設專業(yè)應該在本科教學物質(zhì)資源上有一定的政策傾斜，而不是將新工科建設的資源全部投入到科研平臺的建設，要切實保證新工科建設在進行教學改革時必要的物質(zhì)資源保障。

(三)人口統(tǒng)計變量與本科教學工作投入

人口統(tǒng)計變量對本科教學工作投入的影響分析有助于本科教學工作質(zhì)量匹配[16]。本科教學工作投入的影響因素個體特征、工作要求以及工作資源在人口統(tǒng)計變量上存在差異。其中，婚姻狀況對個體特征特別是自我效能有顯著影響，已婚教師的自我效能感高于未婚教師，可能的原因在于已婚教師一般都具有一定的工作經(jīng)驗，因此，對于自己能勝任目前的本科教學工作更有信心。年齡和教齡對工作要求有顯著影響，年齡大、教齡長的工作要求指數(shù)高于年齡小、教齡短的教師，說明年齡大、教齡長的教師承擔的工作要求相對要高一些。年齡、教齡、婚姻狀況對工作資源有顯著影響，特別對于物質(zhì)資源，年齡、教齡、婚姻狀況和教齡的影響都很顯著。未婚、年齡小、教齡短、職稱低的教師物質(zhì)資源指數(shù)相對較高，說明這部分教師物質(zhì)資源相對匱乏，因此，高校的物質(zhì)資源應該適當向這部分教師傾斜。

對于本科教學工作投入的兩個維度工作熱情和工作專注，只有工作專注在人口統(tǒng)計變量上有顯著差異。婚姻狀況和教齡對工作專注有顯著影響。已婚教師和教齡長的教師工作專注程度高于未婚和教齡短的教師。可能的原因在于已婚和教齡長的教師工作經(jīng)驗較為豐富，且受到家庭等因素的影響，在工作過程中的專注度較高，工作效率較高。

工作績效中，只有科研績效受到性別、年齡和學歷的影響，男性、年齡小和具有博士學歷的教師的科研績效高于女性、年齡大和學歷低的教師。一方面，說明高學歷的青年男教師在科研績效方面還具有一定的優(yōu)勢；另一方面，也可能反映出這部分青年教師仍將主要精力放在科研工作上。

綜上所述，本文得出如下三個主要結(jié)論：

1.本科教學工作熱情受工作要求、工作資源和個體特征的正向影響；本科教學工作專注受工作要求和個體特征的正向影響。其中，自我成就感對工作投入的影響最大。教學績效受到本科教學工作熱情和工作專注的正向影響，而科研績效只受工作專注的正向影響。

2.新工科建設主要影響物質(zhì)資源指數(shù)和科研績效指數(shù)。

3.性別、婚姻狀況、年齡、教齡、學歷和職稱對本科教學工作投入的各維度有不同的影響。

上述結(jié)論表明：為了提高本科教學工作績效，需要根據(jù)各個高校教師構(gòu)成特征，制定科學合理的本科教學成果認定方法，提高高校教師的自我成就感；幫助青年教師提升本科教學水平，提升自我效能感；制定與處于不同年齡段、不同職稱的教師工作能力相適應的工作要求；向青年教師以及新工科建設專業(yè)提供更多的工作資源，特別是物質(zhì)資源。

致謝

感謝教育部產(chǎn)學合作協(xié)同育人項目“基于ErgoLAB人機環(huán)境同步平臺的‘人因工程課程設計’研究”(201901024006)；安徽工程大學新工科建設項目“‘新工科’背景下安徽工程大學教師本科教學工作投入狀況及其提升策略研究”(2018jyxm08)；安徽省教育廳重點教研項目“新工科建設背景下工業(yè)工程類專業(yè)動態(tài)評估機制研究”(2018jyxm0196)對本研究提供的資金支持。