教師心理資本與工作投入的關(guān)系
——基于國內(nèi)實證研究的元分析

楊 洋， 高曉清

(湖南師范大學 教育科學學院， 湖南 長沙 410081)

0 引言

隨著社會的發(fā)展和對產(chǎn)能要求的進一步提高，越來越多的研究者開始關(guān)注工作投入這個概念[1].與其他企業(yè)員工不同，教師肩負著人才培養(yǎng)的重任.教育部部長懷進鵬指出教師承擔“為黨育人、為國育才”使命，因而，教師的工作投入程度，不僅關(guān)系著人才培養(yǎng)的質(zhì)量，也關(guān)系著我國教育強國目標的實現(xiàn).關(guān)于教師工作投入狀態(tài)和影響因素的研究，對促進教育系統(tǒng)良性循環(huán)具有很強的現(xiàn)實意義.現(xiàn)今，教師群體不僅面臨著專業(yè)上的更高標準，在政策變革、組織制度調(diào)整和社會各界的高度關(guān)注中，教師群體承擔的工作壓力和心理壓力越來越大，其工作狀態(tài)及心理健康正日益受到關(guān)注[2].相較于內(nèi)外環(huán)境變化、學校機構(gòu)變革、組織管理制度等客觀的教育治理范疇，關(guān)注教師內(nèi)在心理資本的研究越來越具有時代價值和實踐指導意義.

1 文獻綜述

心理資本是一種積極心理狀態(tài)，由Luthans[3]將積極心理學的思想延展而來，包含自我效能、希望、韌性和樂觀四個維度，是人力資本和社會資本的超越.教師心理資本是保持教學積極性的個體內(nèi)在資源，可以進行投資與開發(fā)[4].工作投入是指對工作保持積極主動和熱愛的狀態(tài)，在21世紀初期開始受到學者的重視.已有對工作投入的研究大多以Schaufeli等[5]構(gòu)建的活力、奉獻和專注三維度為基礎(chǔ)展開，并通過大量異質(zhì)性樣本的調(diào)研考察其與心理資本之間的關(guān)系.如Hodges[6]聚焦于單一行業(yè)—金融業(yè)，選取某金融機構(gòu)員工為研究對象；而Manish[7]則考慮了跨行業(yè)樣本群體—基于217名不同行業(yè)員工進行了調(diào)研.二人研究結(jié)果均表示，員工心理資本與工作投入具有密切聯(lián)系.此外，也有學者對不同社會屬性的群體展開了研究，包括大學生、企業(yè)職工等，進一步驗證了包含堅韌、自我效能感等在內(nèi)的心理資本各子維度也與工作投入具有顯著的正相關(guān)[8-10].

國際學者對心理資本與工作投入關(guān)系的廣泛研究，也帶動了國內(nèi)學者研究的積極性，并將目光聚焦在知識型員工——教師群體上.早在2011年，李力等[11]就指出心理資本與工作投入實際上是員工心理與行為的表征，其通過對4 所大學中280名教師的調(diào)查研究，論證了大學教師的心理資本對工作投入有正向預(yù)測作用，提出高校必須重視教師的心理建設(shè)和培訓.隨后相繼有多位學者分別對浙江、江蘇、廣州、湖南等多省份高校教師進行調(diào)研，進一步論證了二者的相關(guān)關(guān)系[12-15].除高校之外，基礎(chǔ)教育階段教師群體也開始受到研究者重視.毛晉平等[16]將研究對象聚焦在中小學教師群體中，用結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建了教師心理資本與工作投入間的作用機制，指出要重視教師心理資本的激發(fā)與提升，以促進教師的工作投入.近兩年，有學者開始關(guān)注幼兒園學段教師，并通過大量調(diào)查和實證分析指出幼兒園教師心理資本與工作投入之間也存在類似的正相關(guān)關(guān)系[17-19].

綜上可知，以往研究覆蓋了從學前教育到高等教育各個階段，論證了心理資本與工作投入之間的正相關(guān)性在教師群體中顯著成立.然而，通過對比發(fā)現(xiàn)，在各項研究中二者相關(guān)系數(shù)存在較大出入，從0.46[12]到0.79[19]不等，差異化高達72%.究其原因，主要在于單個研究難以避免受到時空的限制，無法全面搜集必要信息.而樣本屬性的差異，包含教師性別、任教學段、地域分布等因素的不同，也將對研究結(jié)果產(chǎn)生影響.比如，從性別角度來看，有多位學者指出男女教師的工作投入不存在顯著差異[20-21]，但另有學者認為存在顯著差異，且該部分學者內(nèi)部依然存在分歧：李新翠[22]認為相較于男性教師，女性教師對教育工作的投入度要更高；而胡瑩瑩等[23]則通過對兩千多名教師的調(diào)查得出了相反的結(jié)論.此外，學者大多認可不同任教學段、不同區(qū)域教師的工作投入具有顯著差異[22,24].考慮到這些個體特征都可能對教師工作投入產(chǎn)生影響，因而在探索教師心理資本與工作投入的關(guān)系時，有必要將這些變量納入考慮.

鑒于此，本研究采用元分析方法，綜合近十年來國內(nèi)關(guān)于教師心理資本與工作投入相關(guān)關(guān)系的研究數(shù)據(jù)以全面闡述二者之間的關(guān)系，并探索可能的調(diào)節(jié)變量對二者關(guān)系的影響，從而克服同一來源樣本所產(chǎn)生的共同方法變異造成的結(jié)果偏差，得到更接近真實的結(jié)論，為該領(lǐng)域進一步研究提供參考.

2 研究方法

2.1 文獻收集

以中國知網(wǎng)(CNKI)、萬方、維普等中文數(shù)據(jù)庫為檢索范圍，將與教師工作投入相關(guān)的文獻作為分析對象.針對各數(shù)據(jù)庫的檢索特征，為最大限度確保相關(guān)文獻不遺漏，本研究采用的檢索策略如下：(1)檢索時間均為該數(shù)據(jù)庫收錄起始年至2021年1月27日；(2)通過主題 “工作投入”并且“老師”及“工作投入”并且“教師”在CNKI和萬方進行檢索，分別在知網(wǎng)獲得結(jié)果118條、555條，在萬方獲得結(jié)果16條、557條；(3)通過題名或關(guān)鍵詞“工作投入”與“教師+教育者+教員+教習+老師”在維普中文科技期刊全文數(shù)據(jù)庫進行檢索，獲得結(jié)果183條，通過以上檢索過程共獲取相關(guān)文獻1429篇.

2.2 文獻納入與排除

按如下標準對檢索文獻做納入排除操作：(1)研究對象必須為教師群體，包含各級各類學校教師(醫(yī)院等企事業(yè)單位的帶教老師除外)；(2)研究主題必須涉及教師心理資本與工作投入的關(guān)系；(3)研究類型必須為實證研究，以心理資本量表及工作投入量表為測量工具，通過發(fā)放問卷收集數(shù)據(jù)；(4)研究數(shù)據(jù)報告完整，能用以計算效應(yīng)量，包含研究樣本數(shù)、心理資本和工作投入的相關(guān)系數(shù)r值或能轉(zhuǎn)換成r值的β值等；(5)文獻質(zhì)量把控：論文來源為期刊和碩博論文，且來源期刊綜合影響因子不低于0.5；(6)排除以不同形式發(fā)表的同一數(shù)據(jù)來源的文章.按上述標準逐一進行篩選，最終納入研究23項，時間跨度為2011年至2020年.

2.3 文獻編碼

將納入研究按作者信息、發(fā)表年份、文獻來源、學段、有效樣本量、男性教師占比、樣本地域分布、心理資本量表、工作投入量表、相關(guān)系數(shù)等特征進行編碼.

如表1所示：納入的23篇研究中，碩士論文13篇，核心期刊來源論文8篇，其他2篇，通過文獻來源的控制保障了納入研究的質(zhì)量和研究結(jié)果的可靠性；共包含有效樣本量12308份，其中工作投入均值最低為3.12，最高為4.13，心理資本均值最低為3.26，最高為4.23，二者相關(guān)系數(shù)最低為0.46，最高為0.79，這三組數(shù)據(jù)均存在明顯差距，存在進一步分析的必要；樣本對象涵蓋幼兒園、小學、中學、大學等各學段教師，來自全國多個省份，其中男性教師占比最高為53.07%，出現(xiàn)在大學學段的研究中，最低僅為2.33%，來自幼兒園教師的調(diào)查研究中，樣本分布具有一定的代表性；研究工具的選擇上，80%以上的研究選取張軼文等[25]修訂的中文版 UWES(Utrecht work engagement scale)量表(或基于此改良的版本)作為教師工作投入量表，62.9%的研究選取Luthans[26]的PCQ-24量表(或基于此改良的版本)作為教師心理資本量表.

2.4 效應(yīng)量的選擇與計算

為考察教師心理資本與工作投入的關(guān)系，本研究選取相關(guān)系數(shù)r作為效應(yīng)值.一些文獻未直接報告教師心理資本與工作投入的相關(guān)系數(shù)，僅報告了二者各子維度間的相關(guān)系數(shù)，則先轉(zhuǎn)換為Fisher Z值再做平均后轉(zhuǎn)換回r錄入[27].對于報告了回歸系數(shù)β的文獻，運用公式r=0.98*β+0.05λ[28](當β為負數(shù)時，λ為0；當β為正時，λ為1)將其轉(zhuǎn)換為r.由于相關(guān)系數(shù)r不符合正態(tài)分布，于是借鑒楊健穎[29]的做法，做Fisher Z轉(zhuǎn)換，并通過樣本量求得標準誤，運用stata16.0進一步算出總效應(yīng)量(ES).

表1 納入文獻相關(guān)信息提取

3 研究結(jié)果

3.1 異質(zhì)性檢驗與模型選擇

元分析一般采用固定效應(yīng)模型或隨機效應(yīng)模型[30]，二者基于不同的假設(shè)，需要先進行異質(zhì)性檢驗以確認何種模型在研究中更具有適切性.本研究采用Q檢定和I2檢定考察研究樣本的異質(zhì)性，結(jié)果如表2所示.Q=368.85(P<0.05)[31]，I2=94.04%>75%[32].兩種檢定結(jié)果均表明存在異質(zhì)性，因此本研究中，教師心理資本與工作投入相關(guān)性的主效應(yīng)分析需要采用隨機效應(yīng)模型.此外，I2值說明教師心理資本與工作投入的關(guān)系中存在94.04%比例的變異是由所納入的23篇研究效應(yīng)量的真實差異引起，僅5.96%的變異來自抽樣誤差.這表明，各項研究結(jié)果受到了各自研究特征因素的干擾，因此本研究有必要對影響教師心理資本與工作投入關(guān)系的調(diào)節(jié)變量做進一步探討.

表2 教師心理資本對工作投入影響的異質(zhì)性檢驗和主效應(yīng)量(N=12308)

3.2 主效應(yīng)檢驗

根據(jù)異質(zhì)性檢驗結(jié)果，主效應(yīng)值的合并采用隨機效應(yīng)模型，結(jié)果如圖1所示.合并效應(yīng)值為0.73，95%置信區(qū)間為[0.65,0.80]，z=18.96(P<0.001)，具有統(tǒng)計學意義.對效應(yīng)量做一次反FisherZ-r轉(zhuǎn)換，得到教師心理資本與工作投入的相關(guān)系數(shù)r為0.62，95%置信區(qū)間為[0.57,0.67]，表明教師心理資本與工作投入之間存在高度正相關(guān).

圖1 主效應(yīng)森林圖

3.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

3.3.1 調(diào)節(jié)變量的分組標準與模型選擇

本研究將任教學段劃分為幼兒園、中小學(含中職)、大學三類；將測量工具分為采用(或基于)PCQ的量表、本土量表及自編量表三個分組.其中教師任教學段為幼兒園的研究3篇，為中小學的研究15篇，為大學的研究5篇；采用PCQ量表的研究有16篇，采用本土量表的研究有5篇，自編量表的研究有2篇.2015年9月，人社部、教育部印發(fā)《關(guān)于深化中小學教師職稱制度改革的指導意見》，這一舉措提高了教師的社會認可度，有利于激發(fā)教師從教的積極性.因中小學教師樣本在本研究中占多數(shù)，考慮到該政策對教師工作投入的影響，本研究將發(fā)表時間分為2015年級以前和2015年以后兩個時間段，以考察政策頒發(fā)前后教師心理資本與工作投入之間關(guān)系的變化：其中，2015年及以前發(fā)表的研究有8篇，2015年之后發(fā)表的研究有15篇.以上三類調(diào)節(jié)變量納入的文獻均為23篇.

根據(jù)國家統(tǒng)計局官網(wǎng)的劃分標準，將研究范圍分為東部省份和其他省份兩大類.其中東部省份的研究6篇，其他省份的研究11篇，合計17篇.納入本次元分析的研究中有3篇未報告性別比例，余下20篇按男性占比40%為界限劃分為兩類.因部分文獻數(shù)據(jù)報告不全，因而此兩項調(diào)節(jié)變量所納入的文獻少于23篇.

按類屬分組后，采用固定效應(yīng)模型進行亞組檢驗，結(jié)果如表3所示，任教學段組間變異檢驗Qb=196.63(P<0.001)，存在顯著的組間差異；但同時組內(nèi)差異的各項結(jié)果也呈現(xiàn)明顯的顯著性.由于任教學段的各亞組的組間組內(nèi)均存在顯著差異，故需要進一步采用共同效應(yīng)模型加以檢驗[33].同理，發(fā)表時間、測量工具、地域分布、男性占比等變項也需要采用共同效應(yīng)模型.

3.3 2 調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗結(jié)果

調(diào)節(jié)效應(yīng)分析的結(jié)果如表4所示：(1)任教學段對教師心理資本與工作投入關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著.樣本來自幼兒園的研究效果量為0.98，95%的置信區(qū)間為[0.95,1.01](注：因計算前做過r-Fisherz轉(zhuǎn)換，故效應(yīng)量大于1)，P<0.001；樣本來自中小學的研究效果量為0.72，95%的置信區(qū)間為[0.70,0.75]，P<0.001；樣本來自大學的研究效果量為0.67，95%的置信區(qū)間為[0.62,0.71]，P<0.001.組間比較Q=196.63,P<0.001，說明幼兒園、中小學、大學三個亞組間存在顯著的組間差異.因此，任教學段對教師心理資本和工作投入的相關(guān)性具有調(diào)節(jié)作用，且低學段的教師心理資本和工作投入間的相關(guān)性更高.

(2)發(fā)表時間對教師心理資本與工作投入關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著.2015年及以前發(fā)表的研究總效應(yīng)量為0.72，95%的置信區(qū)間為[0.68,0.75]，P<0.001；2015年以后發(fā)表的研究效果量為0.83，95%的置信區(qū)間為[0.81,0.86]，P<0.001.組間比較Q=37.02,P<0.001，說明發(fā)表時間存在顯著的組間差異，政策頒發(fā)后教師心理資本與工作投入間的相關(guān)性有所提升.

表3 調(diào)節(jié)變量的固定效應(yīng)模型結(jié)果

表4 調(diào)節(jié)變量的共同效應(yīng)模型結(jié)果

(3)在納入元分析的23篇研究中，有20篇的工作投入研究都采用Schaufeli的UWES量表及其中化版.故僅探析心理資本量表對結(jié)果的影響，并保持工作投入量表的一致性.結(jié)果顯示：心理資本量表能夠?qū)處熜睦碣Y本與工作投入的關(guān)系產(chǎn)生顯著的調(diào)節(jié).采用PCQ量表的研究總效應(yīng)量為0.69，95%的置信區(qū)間為[0.67,0.71]，P<0.001；采用本土量表的研究效果量為0.94，95%的置信區(qū)間為[0.92,0.97]，P<0.001；采用自編量表的研究效果量為0.77，95%的置信區(qū)間為[0.71,0.82]，P<0.001.組間比較Q=176.21,P<0.001，說明心理資本量表選用存在顯著的組間差異，且本土量表測得的相關(guān)性更高.

(4)不同地域分布的研究結(jié)果有顯著差異.調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果如圖3所示：東部省份研究的總效應(yīng)量為0.69，95%的置信區(qū)間為[0.64,0.74]，P<0.001；其他省份研究的總效應(yīng)值為0.85，95%置信區(qū)間為[0.83,0.88]，P<0.001.組間比較Q=32.38,P<0.001，說明地域分布對教師心理資本與工作投入的關(guān)系有顯著的調(diào)節(jié)作用，且東部省份教師心理資本與工作投入的相關(guān)性相對更弱.

(5)男性占比大小也構(gòu)成對教師心理資本與工作投入相關(guān)關(guān)系的調(diào)節(jié)變量.男性占比在40%以下的研究總效應(yīng)值為0.87，95%的置信區(qū)間為[0.84,0.89]，P<0.001；男性占比在40%及以上的研究總效應(yīng)值為0.73，95%置信區(qū)間為[0.69,0.76]，P<0.001.組間比較Q=52.13,P<0.001，說明性別對教師心理資本與工作投入的關(guān)系有顯著的調(diào)節(jié)作用，且男性占比低的研究中教師心理資本與工作投入的相關(guān)性相對更高.

3.4 發(fā)表偏差檢驗

一般認為人們傾向于匯報具有顯著性的結(jié)果，便會造成已發(fā)表文獻對該領(lǐng)域的研究代表性減弱，產(chǎn)生發(fā)表偏差[34].元分析納入研究若存在發(fā)表偏差問題，則可能對效應(yīng)量的可靠性產(chǎn)生影響[35].本研究采用Egger線性回歸法、Begg非參數(shù)秩相關(guān)法做偏倚檢驗.Egger 線性回歸結(jié)果顯示：z=-1.66<1.96，P>0.05；Begg非參數(shù)秩相關(guān)檢驗結(jié)果顯示：z=-0.21<1.96，P>0.05.說明本研究納入的23個有效樣本出現(xiàn)發(fā)表偏倚的概率小，研究結(jié)果具有較強的可靠性.

4 總結(jié)與討論

4.1 教師心理資本與工作投入的關(guān)系

對國內(nèi)近10年23項研究的元分析結(jié)果顯示：教師心理資本與工作投入呈高度正相關(guān)，即具有高水平心理資本的教師，在教學工作上會更投入.這與金琦[36]、鄒歡[37]、范小青[38]等多位學者的研究結(jié)果保持高度一致.教師良好的心理狀態(tài)有助于孕育教育工作的心理基礎(chǔ)，增強教師工作的內(nèi)在動力，使教師保持對教學工作的積極和熱情.反之，教師對教育工作的全情投入能給教師帶來滿足感和充實感，這將對教師心理狀態(tài)產(chǎn)生正向影響.一方面，心理資本水平越高，意味著教師擁有更良好的心理狀態(tài)和心理調(diào)適能力，在日益復雜的教學工作中能迅速調(diào)整心態(tài)，將壓力轉(zhuǎn)換為動力，以飽滿的狀態(tài)應(yīng)對困難和挑戰(zhàn).相對于其他企事業(yè)單位就業(yè)群體而言，教師群體在工作中不僅要求有專業(yè)的職業(yè)技能，也必須具備充沛的心理狀態(tài)，后者更是直接影響著教師的在教學中的表現(xiàn).正如杜偉珊[12]所指出，教師更能根據(jù)自身心理感知調(diào)整工作投入程度.另一方面，教師的工作投入也在一定程度上對其心理狀態(tài)產(chǎn)生影響.教師的天職是教書育人，教學過程內(nèi)在包含著“育人”成分，即教學工作本身需要充盈著積極和向上的內(nèi)涵.教師工作投入是沉浸在教學中的專注、奉獻、活力等多維度的行為狀態(tài).當教師全身心聚焦于工作本身，也就浸潤在了一種積極向上的情緒狀態(tài)之中，這種積極心理氛圍的包裹將對教師高水平心理資本的形成和維持產(chǎn)生正向作用.

4.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

通過對調(diào)節(jié)變量進行分析發(fā)現(xiàn)：任教學段、發(fā)表時間、測量工具、地域分布、男性占比等因素均對教師心理資本與工作投入之間的關(guān)系有顯著的調(diào)節(jié)作用.

從學段來看，教師心理資本與工作投入之間的相關(guān)性隨任教學段的提高而遞減，表現(xiàn)為幼兒園>中小學>大學，這可能與不同學段任教教師個體所擁有的教育背景存在差異有關(guān).一般來說，大學任教的學歷要求比在中小學、幼兒園要高，良好的教育背景讓大學教師能更理性地處理內(nèi)在狀態(tài)與外在行為的關(guān)聯(lián)，對自己心理狀態(tài)有更好的控制和調(diào)適能力，從而減弱心理狀態(tài)對教學行為的影響.此外，面對的教育對象的差異也可能是造成這種現(xiàn)象的原因.幼兒園教師面向的是尚未知事的幼童，在進行教育工作時，光靠“講道理”是行不通的，因此，幼兒園教師在工作中更需要“情感”的參與，這要求教師心理資本內(nèi)在地與工作投入相融.因此，在對不同學段教師進行管理的時候，應(yīng)該充分注意到不同學段教師的個體特征和工作屬性差異，選用適宜的管理方法提升教師工作投入.

從發(fā)表時間看，2015年以后的研究中，心理資本與工作投入之間的相關(guān)性更強，這說明政策的頒布強化了二者之間的關(guān)系.《關(guān)于深化中小學教師職稱制度改革的指導意見》是我國教師評價制度改革的創(chuàng)新之舉，拓寬了教師職業(yè)發(fā)展的空間，完善了教師社會地位的政策保障，因而緩解了教師生存的外在壓力，消除了教師樂于從教的內(nèi)在情感和積極從教的外在行為之間的障礙，有利于教師良好心理資本的外部顯現(xiàn).除此之外，隨著時間的推移和教師隊伍擴招政策的出臺，大量“90后”走上教師崗，教師隊伍愈加年輕化.新生力量的大量涌入給教師隊伍帶來了生機與活力，但由于新手教師年紀輕閱歷淺，缺乏程序化的問題處理經(jīng)驗，更容易將情緒帶入工作中，因而其工作狀態(tài)時常會受到心理變化的影響.這一結(jié)果提示，教育行政部門和教育管理人員應(yīng)與時俱進，完善教師管理政策，拓寬管理的渠道和方法，不僅要設(shè)置以人為本的管理制度，也要主動關(guān)注新手教師的心理狀態(tài)，適度開發(fā)針對性的培訓干預(yù)課程，開發(fā)教師心理資本[26].

從心理資本測量工具的選擇看，相較于其他兩類量表，選用本土量表的研究中教師心理資本越高，其工作投入也越高.而選用PCQ量表的研究中二者關(guān)系最弱.出現(xiàn)差異的原因可能與量表的文化基礎(chǔ)與劃分維度的不同有關(guān).Luthans編制的PCQ量表基于其所提出的希望、樂觀、韌性、自我效能感四個維度設(shè)置題項；而本土量表基于中國文化特性將心理資本劃分為事務(wù)型和人際型兩個維度，事務(wù)型維度大致包含了Luthans的四個維度，此外人際型維度增加了具有本土文化氣息的感恩奉獻等子維度[39]，這與工作投入的三維度(活力、專注、奉獻)更契合.這一結(jié)果表明，在做相關(guān)關(guān)系研究時，各個變量測量工具的選擇需要謹慎，在借鑒西方先進的工具和方法時，需要充分考慮到國內(nèi)外的文化差異，平衡工具的先進性與本土化之間的關(guān)系.

從性別來看，隨著男性教師占比提升，教師心理資本與工作投入的正向關(guān)系越弱，由此推斷相較于男教師，心理資本水平對女教師工作投入影響更強，這可能來自社會性別角色的差異[40].通常認為，女性較之男性更多地表現(xiàn)出憐憫、熱情等特質(zhì)[41]，這種源于內(nèi)在的情感加持強化了女教師心理狀態(tài)與工作投入的鏈接.而男女教師在職業(yè)發(fā)展機會和待遇方面存在差異也許是造成這種現(xiàn)象的另一原因.徐夢杰等[42]指出教師隊伍中女性占大多數(shù)，然而學校管理者卻以男性居多.TAILS2018通過對全球各國取樣，以教師和校長的性別比例為依據(jù)將各地區(qū)劃分到四個象限，其中中國上海歸屬第四個象限(即女教師多-男校長多).數(shù)據(jù)顯示，在上海的教育系統(tǒng)中，男性成長為校長的概率是女性的三倍多.此外,OECD在《Education at a glance》中指出，中小學階段男教師能獲得更高的收入.發(fā)展機會和工資待遇在教師隊伍中的性別差異，使男性教師受到更多外在刺激，從而弱化了男性教師內(nèi)在心理與工作投入的關(guān)系.同時，職業(yè)發(fā)展和待遇的因素也可能是造成不同區(qū)域教師心理資本與工作投入相關(guān)度差異的原因.東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平高，教育財政投入充足，教師所獲得的物質(zhì)回報要高于中西部地區(qū).根據(jù)社會交換理論，當教師能從學校收獲更多資源時，會傾向于通過積極工作來匯報學校.因而，一方面外在的物質(zhì)刺激直接提升了教師的工作投入而弱化了心理資本的影響；另一方面，根據(jù)JD-R模型，當教師擁有更多的個人資源時，有更強的意愿通過情緒勞動協(xié)調(diào)心理資本與工作投入的關(guān)系[2]，從而削弱二者的關(guān)聯(lián)度.基于此，教育管理者不僅要充分考慮個體屬性的差異，采取合適的方式幫助所有教師建立良好的心理資本，更應(yīng)該全面提升教師待遇，彌合區(qū)域差異和性別差異，營造良好的競爭環(huán)境和教師專業(yè)成長氛圍，促進教師隊伍的健康可持續(xù)發(fā)展.

4.3 研究不足與未來展望

本文較為全面地收集了近十年來國內(nèi)關(guān)于教師心理資本與工作投入關(guān)系的相關(guān)實證研究，通過對數(shù)據(jù)的提取、編碼和分析，努力克服單一樣本源對研究結(jié)果的影響，對二者關(guān)系進行綜合的探討和梳理.但是仍存在一些不足：

首先，雖通過在線數(shù)據(jù)庫盡可能全面地對相關(guān)文獻進行了搜索，但一些未收錄到網(wǎng)絡(luò)平臺及尚未發(fā)表的文獻數(shù)據(jù)無法獲得，難免存在遺漏；其次，本研究受限于源文獻數(shù)據(jù)匯報的差異，只提取出了任教學段、發(fā)表時間、心理資本量表、地域分布、男性占比等五個調(diào)節(jié)變量，未對更多相關(guān)變量進行探討，未來的研究可以從學科差異、學歷差異、社會家庭地位差異等層面入手，做深入挖掘；再次，本文僅聚焦于國內(nèi)教師的心理資本與工作投入的關(guān)系研究，未納入國際數(shù)據(jù)進行探討，未來的研究可以從國別差異、文化差異、種族差異等進行深度剖析；最后，本文對相關(guān)調(diào)節(jié)變量進行分析得出了顯著差異，基于這些調(diào)節(jié)變量差異背后的原因，仍需在未來做進一步探索.