學(xué)校氛圍對(duì)教師創(chuàng)新能力的影響：團(tuán)隊(duì)合作和工作壓力的雙中介作用
——基于TALIS 2018上海教師數(shù)據(jù)

李雨朦 隋皓辰

一、問題提出

我國(guó)現(xiàn)代著名畫家、美術(shù)教育家徐悲鴻先生曾說：“道在日新，藝亦須日新，新者生機(jī)也，不新則死?！惫磐駚?，創(chuàng)新的重要性總是以各種形式被反復(fù)提及和強(qiáng)調(diào)。教師作為人類文明傳遞的重要載體，其創(chuàng)新能力的水平一直以來廣受教師教育者和教師發(fā)展從業(yè)者的關(guān)注。教師的創(chuàng)新能力主要包含創(chuàng)新的意愿和教育、教學(xué)過程中的創(chuàng)新。前者是對(duì)變革的意愿和對(duì)新事物的態(tài)度，后者則涵蓋了整個(gè)過程中的準(zhǔn)備與實(shí)踐情況[1]。創(chuàng)新能力是教師重要的核心素養(yǎng)之一。2018 年教育部發(fā)布的《關(guān)于全面深化新時(shí)代教師隊(duì)伍建設(shè)改革的意見》要求，“到2035年，教師綜合素質(zhì)、專業(yè)化水平和創(chuàng)新能力大幅提升”[2]。為了落實(shí)教師創(chuàng)新能力的提升，教育界開展了一系列理論與實(shí)證研究，并取得了一定的成果。教師創(chuàng)新能力的提升不僅能夠提升教師教學(xué)，特別是跨學(xué)科教學(xué)的質(zhì)量，還能夠培養(yǎng)學(xué)生的創(chuàng)新能力、解決問題能力、批判性思維和信息素養(yǎng)，幫助他們更好地適應(yīng)未來。探究影響教師創(chuàng)新能力的因素和機(jī)制必要且重要。

二、文獻(xiàn)綜述

已有研究顯示，學(xué)校氛圍能夠正向調(diào)節(jié)教師的團(tuán)隊(duì)合作，對(duì)教師創(chuàng)新能力產(chǎn)生正向影響[3]；而教師承受的工作壓力會(huì)導(dǎo)致他們對(duì)提升創(chuàng)新能力心有余而力不足[4]。但這些因素影響方向不同，影響大小有異，其具體作用機(jī)制仍需進(jìn)一步探索。

（一）學(xué)校氛圍與教師創(chuàng)新能力間的關(guān)系

學(xué)校氛圍是一個(gè)包含了學(xué)術(shù)氛圍、共同體、校園安全、制度環(huán)境的聚合性概念。學(xué)術(shù)氛圍指教學(xué)、學(xué)習(xí)、專業(yè)發(fā)展等與學(xué)習(xí)最直接相關(guān)的氛圍；共同體指師生、師師、生生、家庭、學(xué)校、社區(qū)等之間的人際關(guān)系；校園安全是指學(xué)校所擁有的公平有效的紀(jì)律規(guī)范和對(duì)師生身心安全的保障；制度環(huán)境則包含了學(xué)校制度建設(shè)、硬件設(shè)施、資源可獲得性等[5]。

已有研究顯示，學(xué)校氛圍與教師創(chuàng)新能力之間存在正向關(guān)聯(lián)[3]。從學(xué)校氛圍的角度來看，學(xué)術(shù)氛圍能夠幫助教師認(rèn)識(shí)到學(xué)習(xí)的重要性[6]，引導(dǎo)教師參與有效的專業(yè)發(fā)展活動(dòng)[7]，使其具備充足的專業(yè)技能和知識(shí)[8]，提升學(xué)習(xí)和教育能力，并直接對(duì)創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響[9]。共同體能夠讓教師感受到更多社會(huì)支持，使他們更有信心應(yīng)對(duì)教學(xué)中的變革，進(jìn)而產(chǎn)生更多的創(chuàng)新行為[10]。校園安全和制度環(huán)境等學(xué)校環(huán)境因素則決定著教師開展創(chuàng)新的機(jī)會(huì)，影響著其創(chuàng)新意愿與行為是否能夠被激發(fā)[7]。

從教師創(chuàng)新能力的角度來看，學(xué)校的變革、支持、激勵(lì)氛圍和校長(zhǎng)的創(chuàng)新決策行為能夠影響教師的創(chuàng)新承諾[11]，積極的學(xué)校氛圍能夠激勵(lì)教師學(xué)習(xí)新的思想與方法[12]，做好更充足的創(chuàng)新準(zhǔn)備；學(xué)校鼓勵(lì)創(chuàng)新的氛圍越濃厚，教師的創(chuàng)新意愿越強(qiáng)[13]，教師認(rèn)為學(xué)校重視并支持自己，便會(huì)在工作中投入更多精力，主動(dòng)產(chǎn)生創(chuàng)新意愿[14]；良好的學(xué)校氛圍能夠促進(jìn)教師使用新的方法和技術(shù)開展教學(xué)[15]，并且除了直接影響教師創(chuàng)新實(shí)踐外，也可以通過影響教師的信念與態(tài)度間接刺激創(chuàng)新實(shí)踐行為的產(chǎn)生[16]。

由此，提出第1 個(gè)假設(shè)：學(xué)校氛圍能夠正向預(yù)測(cè)教師創(chuàng)新能力。

（二）學(xué)校氛圍、團(tuán)隊(duì)合作與教師創(chuàng)新能力間的關(guān)系

團(tuán)隊(duì)合作指學(xué)校場(chǎng)域內(nèi)教師之間通過多種形式的人際互動(dòng)來實(shí)現(xiàn)共同的目標(biāo)過程[17]。研究顯示，團(tuán)隊(duì)合作與教師創(chuàng)新能力之間存在正向關(guān)聯(lián)[3]。從動(dòng)機(jī)角度來講，同事和領(lǐng)導(dǎo)的社會(huì)支持會(huì)刺激教師創(chuàng)新動(dòng)機(jī)的產(chǎn)生，教師感受到的支持越強(qiáng)烈，就會(huì)越樂于創(chuàng)新[13]；從社會(huì)助長(zhǎng)作用的角度來講，當(dāng)他人在場(chǎng)或與他人合作時(shí)[18]，個(gè)體的工作效率可能會(huì)因?yàn)楦械奖辉u(píng)價(jià)或存在競(jìng)爭(zhēng)、得到更多模仿機(jī)會(huì)、心理疲勞被緩解等原因而有所提升[19]。

對(duì)于學(xué)校氛圍與團(tuán)隊(duì)合作之間的關(guān)系，一項(xiàng)跨國(guó)研究顯示，在良好的學(xué)校氛圍下，東方國(guó)家會(huì)表現(xiàn)出更強(qiáng)的合作意識(shí)[20]，在教師間共識(shí)上得分較高[21]；而共同體作為學(xué)校氛圍的其中一個(gè)維度，其本身就落腳于學(xué)校范圍內(nèi)良好人際關(guān)系的營(yíng)造與維護(hù)[5]，因而對(duì)教師間的團(tuán)隊(duì)合作也會(huì)產(chǎn)生促進(jìn)作用。

由此，提出第2 個(gè)假設(shè)：學(xué)校氛圍能夠通過對(duì)團(tuán)隊(duì)合作的正向影響，進(jìn)而正向影響教師創(chuàng)新能力。

（三）學(xué)校氛圍、工作壓力與教師創(chuàng)新能力間的關(guān)系

教師工作壓力是指教師在教育教學(xué)活動(dòng)中引起的緊張、生氣、沮喪、焦慮等消極情緒體驗(yàn)[22]。有研究顯示，教師工作壓力較大時(shí)會(huì)導(dǎo)致其產(chǎn)生較為沉重的心理負(fù)擔(dān)，使得教師在提升創(chuàng)新能力上心有余而力不足[4]；也有研究顯示，工作壓力較大會(huì)降低教師的工作滿意度[23]，使得其缺乏足夠的創(chuàng)新意愿[3]。

學(xué)校氛圍也與工作壓力之間存在著負(fù)向的關(guān)聯(lián)。學(xué)校氛圍中的制度管理、人際關(guān)系、學(xué)生工作開展難易程度[24]、學(xué)校管理嚴(yán)格程度等，都被證實(shí)會(huì)對(duì)工作壓力產(chǎn)生一定的影響[25]。

由此，提出第3 個(gè)假設(shè)：學(xué)校氛圍對(duì)工作壓力產(chǎn)生負(fù)向影響，工作壓力對(duì)教師創(chuàng)新能力產(chǎn)生負(fù)向影響，整體上學(xué)校氛圍通過工作壓力正向影響了教師創(chuàng)新能力。

與2008年以前兩位數(shù)的年均增長(zhǎng)速度相比較，近年中國(guó)的奶牛養(yǎng)殖業(yè)發(fā)展處于失速狀態(tài)。中國(guó)的奶牛存欄量只在2010年有過一個(gè)較明顯的恢復(fù)性增長(zhǎng)，其余年份均低于4%，甚至出現(xiàn)兩個(gè)年份的負(fù)增長(zhǎng)。牛奶產(chǎn)量情況類似，除2014年由于生鮮乳價(jià)格反彈出現(xiàn)5.2%的增長(zhǎng)外，其余年份均低于3%，2016年又出現(xiàn)明顯的“雙降”。

綜上，如圖1 所示本研究假設(shè)：學(xué)校氛圍對(duì)教師創(chuàng)新能力存在正向影響（H1）；學(xué)校氛圍通過團(tuán)隊(duì)合作的中介作用正向影響教師創(chuàng)新能力（H2）；學(xué)校氛圍通過工作壓力的中介作用正向影響教師創(chuàng)新能力（H3）。

圖1 假設(shè)模型

三、研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

教育與學(xué)習(xí)國(guó)際調(diào)查（Teaching and Learning International Survey，TALIS）是目前極具代表性的國(guó)際教師測(cè)評(píng)項(xiàng)目之一。該項(xiàng)目每5 年開展一次，旨在深度挖掘教師對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成就的貢獻(xiàn)以及各國(guó)教師培養(yǎng)、發(fā)展的現(xiàn)狀。TALIS 采用兩階段分層抽樣法，先在各個(gè)參與國(guó)隨機(jī)抽取200 所中學(xué)，每所中學(xué)再隨機(jī)抽取20 名教師通過紙筆問卷參與調(diào)查。2019 年，經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（Organization for Economic Cooperation and Development，OECD）公布了TALIS 2018 測(cè)試報(bào)告及相關(guān)數(shù)據(jù)。TALIS 2018教師調(diào)查問卷及數(shù)據(jù)涉及教師基本信息、教師感知的學(xué)校氛圍、團(tuán)隊(duì)合作情況、工作壓力、教師創(chuàng)新能力等多個(gè)方面[26]。

選取2018 年TALIS 對(duì)中國(guó)上海198 所學(xué)校3976名教師的調(diào)查數(shù)據(jù)?？紤]到TALIS 2018數(shù)據(jù)缺失比例較低（＜5%）[27]，研究中使用均值插補(bǔ)法對(duì)缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。剔除任一題目得分在3Q 外的個(gè)案，對(duì)剩余3737 個(gè)個(gè)案進(jìn)行后續(xù)數(shù)據(jù)分析。參與調(diào)查的教師平均教齡為16.75±9.62 年；其中男性教師947名，占比25.3%，女性教師2790 名，占比74.7%；教師中最高學(xué)歷為大學(xué)?？频恼急?.8%（31 名），大學(xué)本科占比85.8%（3208名），碩士占比13.0%（485名），另有13名教師最高學(xué)歷數(shù)據(jù)缺失。

（二）研究工具

1.學(xué)校氛圍

學(xué)校氛圍問卷包含師生關(guān)系、紀(jì)律風(fēng)氣、民主管理3 個(gè)維度[20]，共10 個(gè)題目，采用Likert 四點(diǎn)計(jì)分法對(duì)學(xué)校氛圍進(jìn)行分級(jí)，得分越高表示學(xué)校氛圍越良好，本研究中其內(nèi)部一致性信度為0.876。

2.教師創(chuàng)新能力

教師創(chuàng)新能力問卷包含創(chuàng)新準(zhǔn)備、創(chuàng)新意愿、創(chuàng)新實(shí)踐3個(gè)維度[3]，共14個(gè)題目，采用Likert四點(diǎn)計(jì)分法對(duì)教師創(chuàng)新能力進(jìn)行分級(jí)，得分越高表示教師創(chuàng)新能力越強(qiáng)，本研究中其內(nèi)部一致性信度為0.800。

3.團(tuán)隊(duì)合作

團(tuán)隊(duì)合作問卷包含12 個(gè)題目[17]。問卷采用Likert四點(diǎn)計(jì)分法對(duì)教師間的團(tuán)隊(duì)合作進(jìn)行分級(jí)，得分越高表示教師間團(tuán)隊(duì)合作越緊密、質(zhì)量越高，本研究中其內(nèi)部一致性信度為0.843。

4.工作壓力

工作壓力問卷包含工作場(chǎng)壓力、工作量壓力、學(xué)生行為壓力3 個(gè)維度[23]，共15 個(gè)題目，問卷采用Likert四點(diǎn)計(jì)分法，得分越高表示教師承受的工作壓力越大，本研究中其內(nèi)部一致性信度為0.818。

（三）數(shù)據(jù)處理與分析

采用SPSS 22.0 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)、描述性統(tǒng)計(jì)分析、相關(guān)分析和回歸分析；采用MPLUS 7.0進(jìn)行路徑分析，以實(shí)現(xiàn)雙中介效應(yīng)的檢驗(yàn)。

四、研究結(jié)果

（一）共同方法偏差控制與檢驗(yàn)

考慮到本研究中的數(shù)據(jù)均通過被試的自我報(bào)告進(jìn)行收集，不排除存在共同方法偏差效應(yīng)的可能，因此使用Harman 單因子檢驗(yàn)法對(duì)可能存在的共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)[28]。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在未經(jīng)旋轉(zhuǎn)的前提下，特征根大于1的因子共有12個(gè)，其中第一個(gè)因子所解釋的變異量?jī)H有23.15%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，因此可認(rèn)為本研究未受到共同方法偏差的嚴(yán)重影響[29]。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

如表1 所示，性別、最高學(xué)歷、教齡與教師創(chuàng)新能力之間均不存在顯著相關(guān)（p＞0.05），學(xué)校氛圍、教師創(chuàng)新能力、團(tuán)隊(duì)合作、工作壓力4 個(gè)變量間存在顯著相關(guān)（p＜0.001）。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析結(jié)果（N＝3737）

（三）學(xué)校氛圍與教師創(chuàng)新能力間的回歸分析

將學(xué)校氛圍作為自變量，教師創(chuàng)新能力作為因變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯示：學(xué)校氛圍能夠解釋教師創(chuàng)新能力24.5%的變異（B＝1.031，β＝0.496，p＜0.001），假設(shè)1成立。

（四）學(xué)校氛圍與教師創(chuàng)新能力間的雙中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)團(tuán)隊(duì)合作和工作壓力在學(xué)校氛圍和教師創(chuàng)新能力間的中介作用，本研究對(duì)觀測(cè)數(shù)據(jù)進(jìn)行了路徑分析[30]，并設(shè)定99%的置信區(qū)間，采用Bootstrap方法抽取1000 樣本量，進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)。假設(shè)模型χ2＝8749.940，df＝45，p＜0.001，CFI＝0.936，TLI＝0.904，RMSEA＜0.05（90%CI＝[0.066，0.076]），SRMR＝0.040[31]，擬合程度良好。

對(duì)假設(shè)模型的每一條路徑進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果表明：如圖2 所示，學(xué)校氛圍能夠正向預(yù)測(cè)教師創(chuàng)新能力（β＝0.567，p＜0.001，99%CI＝[0.555，0.573]）；學(xué)校氛圍能夠正向預(yù)測(cè)團(tuán)隊(duì)合作（β＝0.903，p＜0.001，99%CI＝[0.875，0.904]），團(tuán)隊(duì)合作能夠正向預(yù)測(cè)教師創(chuàng)新能力（β ＝0.422，p＜0.001，99%CI＝[0.410，0.437]），假設(shè)2 成立；學(xué)校氛圍能夠反向預(yù)測(cè)工作壓力（β＝-0.255，p＜0.001，99%CI＝[-0.272，-0.211]），工作壓力能夠反向預(yù)測(cè)教師創(chuàng)新能力（β＝-0.017，p＜0.01，99%CI＝[-0.009，-0.003]），假設(shè)3成立。

根據(jù)路徑分析效應(yīng)分解原理[32]，學(xué)校氛圍對(duì)教師創(chuàng)新能力的直接效應(yīng)為0.567，即二者間的路徑系數(shù)；而如表2 所示，二者間總的間接效應(yīng)等于“SC→TC→TI”“SC→WS→TI”2 個(gè)特定中介效應(yīng)之和0.384，間接效應(yīng)在總效應(yīng)中占比為40.379%，略小于直接效應(yīng)，即學(xué)校氛圍作用于教師創(chuàng)新能力的效用有40.379%是通過團(tuán)隊(duì)合作和工作壓力起的作用。2 條路徑在自變量和因變量間起到的作用也有高下之分：“SC→TC→TI”這一條路徑能夠在98.958%的程度上解釋學(xué)校氛圍對(duì)于教師創(chuàng)新能力的影響，“SC→WS→TI”這一條路徑只能夠在1.042%的程度上進(jìn)行解釋，其影響幾乎可以忽略不計(jì)。

表2 特定間接效應(yīng)分析

值得注意的是，雖然路徑分析結(jié)果支持了本研究提出的假設(shè)3，但分解后該路徑僅能夠在1.042%的程度上解釋間接效應(yīng)，這一結(jié)果與已有研究結(jié)果存在出入。移除該路徑后重新對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，調(diào)整 后 模 型χ2＝6079.893，df＝21，p＜0.001，CFI＝0.956，TLI＝0.916，RMSEA＜0.05（90%CI＝[0.072，0.089]），SRMR＝0.036，擬合程度優(yōu)于假設(shè)模型，應(yīng)當(dāng)進(jìn)行模型調(diào)整（見圖3）。

圖3 調(diào)整后模型

五、討論與建議

本研究著眼于教師創(chuàng)新能力，證實(shí)了團(tuán)隊(duì)合作和工作壓力在學(xué)校氛圍影響教師創(chuàng)新能力中的雙中介作用。創(chuàng)新能力作為教師應(yīng)當(dāng)具備的核心素養(yǎng)之一，對(duì)于教師自身的成長(zhǎng)和學(xué)生多元化、跨學(xué)科能力的培養(yǎng)都起著至關(guān)重要的作用。嘗試從學(xué)校氛圍、團(tuán)隊(duì)合作、工作壓力等方面，多角度、全方位提升教師創(chuàng)新能力，可能會(huì)為提升教師綜合素質(zhì)、專業(yè)化水平提供全新的思路。

（一）學(xué)校氛圍與教師創(chuàng)新能力間的關(guān)系

回歸分析結(jié)果顯示，學(xué)校氛圍對(duì)教師創(chuàng)新能力可能存在顯著的正向預(yù)測(cè)作用，支持了假設(shè)1，即良好的學(xué)校氛圍有助于提升教師的創(chuàng)新能力。這與已有研究結(jié)論一致[3]。

由此，建議學(xué)校從師生關(guān)系、紀(jì)律風(fēng)氣、民主管理等方面入手，營(yíng)造更有利于教師發(fā)展的學(xué)校氛圍[20]。第一，師生關(guān)系。學(xué)校要引導(dǎo)教師時(shí)刻明確學(xué)生的主體性地位和教師的主導(dǎo)性地位[33]，鼓勵(lì)教師豐富教學(xué)形式與手段，拉近師生距離，要求教師對(duì)學(xué)生采用多元化的評(píng)價(jià)方式，尊重學(xué)生的個(gè)性化發(fā)展[34]。第二，紀(jì)律風(fēng)氣。學(xué)校應(yīng)當(dāng)制定明確且有針對(duì)性的學(xué)生紀(jì)律規(guī)范，支持教師對(duì)于學(xué)生紀(jì)律風(fēng)氣所采取的管理措施，引導(dǎo)并要求教師按照統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行紀(jì)律管理。第三，民主管理。已有研究顯示，分布式領(lǐng)導(dǎo)能夠增強(qiáng)教師在學(xué)校管理和決策中的參與感，讓教師對(duì)學(xué)校產(chǎn)生更強(qiáng)烈的歸屬感，進(jìn)而營(yíng)造良好的民主管理氛圍[17]，因此，校長(zhǎng)作為學(xué)校主要規(guī)章制度的推行者，應(yīng)當(dāng)帶頭推動(dòng)分布式領(lǐng)導(dǎo)制度的落實(shí)[35]。

（二）團(tuán)隊(duì)合作在學(xué)校氛圍和教師創(chuàng)新能力之間的中介作用

路徑分析結(jié)果顯示，學(xué)校氛圍可能通過影響團(tuán)隊(duì)合作，間接對(duì)教師創(chuàng)新能力產(chǎn)生正向預(yù)測(cè)作用，這支持了假設(shè)2，即良好的學(xué)校氛圍能夠促進(jìn)教師之間的合作，進(jìn)而提升其創(chuàng)新能力。因此，除了從學(xué)校氛圍的營(yíng)造入手外，還可以從促教師團(tuán)隊(duì)合作的角度提升教師創(chuàng)新能力。

由此，建議學(xué)校著力培養(yǎng)教師以解決問題為導(dǎo)向的團(tuán)隊(duì)合作價(jià)值觀，通過開展多樣化的培訓(xùn)和完善激勵(lì)措施形成有效的教師合作學(xué)習(xí)機(jī)制[36]，從團(tuán)隊(duì)組成和合作形式等方面組織靈活多樣的教師團(tuán)隊(duì)合作，營(yíng)造鼓勵(lì)并支持教師團(tuán)隊(duì)合作學(xué)習(xí)的整體氛圍[37]。

（三）工作壓力在學(xué)校氛圍和教師創(chuàng)新能力之間的中介作用

路徑分析結(jié)果還顯示，學(xué)校氛圍可能通過影響工作壓力，間接對(duì)教師創(chuàng)新能力產(chǎn)生正向預(yù)測(cè)作用，支持了假設(shè)3；但這一路徑對(duì)于教師創(chuàng)新能力的影響輕微，且對(duì)模型的擬合程度產(chǎn)生了一定影響，其原因值得探討。

已有研究結(jié)果大多支持比較明確良好的學(xué)校氛圍能夠有效緩解教師的工作壓力[24]，因此，不妨從工作壓力和教師創(chuàng)新能力之間的關(guān)系，對(duì)以上路徑分析結(jié)果做出進(jìn)一步探討。有研究提到，積極心理學(xué)的誕生推動(dòng)了工作壓力這一概念從單維結(jié)構(gòu)向二維結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化，并逐漸形成了挑戰(zhàn)性壓力和阻斷性壓力兩個(gè)類別[38]。也有研究將印象管理動(dòng)機(jī)這一社會(huì)心理學(xué)概念納入工作壓力對(duì)創(chuàng)新行為的影響之中，發(fā)現(xiàn)挑戰(zhàn)性壓力會(huì)激發(fā)獲得型印象管理動(dòng)機(jī)，進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)新行為的產(chǎn)生；阻斷性壓力則會(huì)激發(fā)防御型印象管理動(dòng)機(jī)，進(jìn)而抑制創(chuàng)新行為的產(chǎn)生[39]。本研究中呈現(xiàn)的路徑分析結(jié)果可能是兩種壓力的作用相互抵消、削弱影響而導(dǎo)致的。

由此，建議通過學(xué)校統(tǒng)一的制度或激勵(lì)措施等管理方式適當(dāng)提升教師的挑戰(zhàn)性壓力，消減阻斷性壓力，并通過心理健康輔導(dǎo)活動(dòng)將教師工作壓力維持在中等水平，最大限度促進(jìn)教師創(chuàng)新能力的提升。

本研究也存在以下不足之處：首先，本研究以量化方法為主，通過問卷調(diào)查數(shù)據(jù)分析了教師創(chuàng)新能力的影響因素，但對(duì)這一問題的反映不夠全面，未來考慮通過質(zhì)性與量化結(jié)合的方式對(duì)其作用機(jī)制進(jìn)行更深入的研究；其次，受限于本身的橫斷研究設(shè)計(jì)，本研究無法明確各變量間的因果關(guān)系，需要今后進(jìn)一步通過追蹤研究來驗(yàn)證；最后，在后續(xù)研究中可以考慮對(duì)壓力作進(jìn)一步的維度劃分，分別探究其作用機(jī)制，避免阻斷性壓力對(duì)挑戰(zhàn)性壓力的抵消。