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倪清 潘晨 陆茵
(1.安徽大学商学院，安徽合肥 230601；
2.南京大学商学院，江苏南京 210093；
3.安徽大学财务处，安徽合肥 230601)
伴随我国一流大学和一流学科建设的快速推进，高等院校纷纷创新工作方式，强化激励约束机制，改进绩效考核标准。作为承接科研任务的主力军，青年教师面临的时间压力与日俱增，特别是部分高校实施“预聘准聘”、“非升即走”等优胜劣汰的晋升政策，更加剧了群体内部竞争[1]。为此，部分青年教师不得不通过延长工作时间等“自我剥削”方式来应对时间压力。这种由外部控制带来的时间压力使他们身心疲惫，学术自主性下降，职业倦怠感上升，工作的快乐与意义开始变得微不足道[2]。然而，也有青年学者表现出朝气蓬勃、活力满满的状态，通过调整心理状态有意识地平衡工作与生活，规避或转化行政管理压力[3][4]。那么，时间压力为何会使不同学者产生差异化认知并表现出不同的工作状态？如何在压力情境下提升青年教师的学术活力，促进工作繁荣发展？这是学者与高校管理者亟需探索的重要议题。
目前学界关于时间压力对教师工作状态的影响尚未有明确的结论。相关研究指出，高校青年教师的时间压力和焦虑不利于学术劳动力的再生产[5]。然而，也有研究指出，在有限的时间和繁杂工作的冲突下，青年学者通过采取“共时平衡”的行动策略，“审时度势”地主动拒绝和回避一些非必要的、其他的工作任务，同时提高自律，有助于兼顾研究质量与速度，促进教学和科研的协同发展[6]。
可见，当前关于时间压力影响青年教师科研结果的研究结论具有不一致性，并对时间压力差异化效应的作用机理缺乏深入探索。压力交互理论和自我决定理论可为这一问题提供有价值的解释视角。根据压力交互理论，时间压力是一种具有多重认知特性的压力源感知，对时间压力的挑战型认知能对个体行为结果产生积极影响，而阻碍型压力认知则不利于积极行为和工作状态的产生[7]。基于此，本研究第一个问题是双元时间压力认知会带来差异化工作繁荣吗？
时间压力的作用效应还受个体动机类型的影响。根据自我决定理论，动机类型是环境对个体状态产生影响的关键因素[8]。研究表明，挑战性环境因素具有内在激励性，能够激发个体自主动机，对其行为结果产生正向影响[9]。但也有研究发现，时间期限会导致个体产生某种程度的“控制感”，削弱自身胜任感，进而降低其研究创造力[10]。因此，这是本研究要解决的第二个问题，即遵循“组织情境——心理动机——行为状态”这一研究思路，探索自主动机和受控动机能否发挥差异化中介作用，以更好地厘清双元时间压力认知对青年教师工作繁荣的影响机理及效果。
此外，根据认知—情感系统理论，个体认知和行为与其所处情境密切相关[11]。领导者作为重要的情境资源，可以极大程度地影响教师对时间压力的评价。不同于差序式、权威式等传统领导方式，服务型领导突破固有权力格局，将为基层教师服务放在资源配置的优先位置，能与新生代青年教师“追求自我发展”“自由平等”等特征很好地匹配[12]。那么，面对象牙塔内日趋强化的时间压力，若高校行政管理者采取服务型领导方式，青年教师是否会有不同的行为决策和结果?这是本研究要解决的第三个问题，即探讨服务型领导能否在双元时间压力与青年教师科研动机之间发挥积极调节作用，并最终促进高校青年教师工作繁荣的提升。
基于上述，本研究拟整合压力交互理论、自我决定理论和认知—情感系统理论，提出双元时间压力影响高校青年教师工作繁荣的作用机制模型，对以下问题进行探析：(1)挑战—阻碍型时间压力是否会对高校青年教师工作繁荣产生直接影响；
(2)自主动机和受控动机在此过程中是否发挥了差异化中介作用；
(3)服务型领导是否会在双元时间压力对青年教师工作繁荣的影响过程中产生调节效应。
(一)双元时间压力与高校教师工作繁荣的关系
工作繁荣是个体在工作中体验到“学习”(learning)与“活力”(vitality)的一种积极心理状态[13]。“学习”是指对知识和技能的获取与利用，“活力”则反映出个体通过获取与利用知识和技能从而提升能力和信心的状态，学习和活力两个维度同时具备的个体才处于工作繁荣状态[14][15]。工作繁荣在高校教学科研工作情境下即体现为教师不断学习与成长的状态。研究指出，工作情境特征与个体工作资源是影响高校教师工作繁荣的主要因素，如教师个人——组织匹配、高绩效工作感知、高校声誉、信任和尊重的工作氛围等[16][17]。
值得关注的是，当前时间不足已成为影响高校教师工作繁荣的最大压力源。青年教师需要扮演教学者、研究者、辅导员/班主任等诸多角色，而多角色之间具有显著的时间挤占效应，这使得他们被迫牺牲更多的家庭与生活时间[18]。同时学术研究是一场“与时间赛跑”的长期竞赛，高校学术生活极为匆忙，青年教师不仅需要追求文章发表数量和质量，还要面临在规定的年龄内申报国家基金、在考核期内完成教研要求等诸多压力[19]。此外，其他行政与非行政性繁琐性事务，如财务报销、校内外各种会议、学生指导工作等琐碎干预也在不断打乱常态性秩序，挤压教师的闲暇时间[20]。
那么，重重时间压力是否一定会削弱高校教师的学术激情与活力、降低其工作繁荣感知？事实上，时间压力并非是一维建构，而是具有多面性，根据压力认知交互理论，不同的压力与业绩活力之间存在不同关联。Hogg根据压力的性质将时间压力分为挑战型和阻碍型时间压力[21]。挑战型时间压力(Challenge Time Stress)是个体在面对时间紧迫的情境时所体验到的一种正面压力[22]。当面对快节奏科研教学生活在多重任务、截止日期和进度调整等方面向青年教师提出的紧迫性时间要求时，具有积极时间压力感知的教师把该要求视为自我提升的机会，并认为自己的能力和资源足以应付，因而有助于激发青年教师的精神动力与科研事业追求的激情，使其更加专注、投入和持久地采取积极应对措施来完成工作任务。在这个过程中，教师也将会在时间紧迫的情境下想方设法按时、高效地完成任务而体验到工作的意义与活力。因此可以推测，挑战型时间压力有助于提升高校青年教师在技能提升、工作胜任、他人认可和抱负实现等方面的工作繁荣体验。事实上，已有研究表明，一般意义上的挑战型压力能够有效调动个体积极情绪，正向预测高校教师的工作活力[23]。
阻碍型时间压力(Hindrance Time Stress)是指个体在面对时间紧迫的情境时所体验到的一种负面压力。这意味着高校教师认为要按时、高效地完成迫在眉睫的工作目标已远超出自身能力范围，不利于自身成长与目标实现。阻碍型时间压力的增加与持续会对个体身心健康产生一系列负面影响，诸如心脑血管疾病、身心失调和情绪障碍等[24][25]。在此情境下，教师将容易产生焦虑、抑郁等消极情绪，表现出较低的工作热情与主动性。可以推测，阻碍型时间压力会降低教师在职业胜任、他人认可和抱负实现等方面的工作繁荣体验，从而产生沮丧感、挫败感和焦虑情绪，最终会影响青年教师的学术活力。已有研究发现，阻碍型压力负向预测教师的主观幸福感和工作满意度。基于以上分析，本研究提出以下假设：
假设1：双元时间压力对高校青年教师工作繁荣具有显著影响。
假设1a：挑战型时间压力对高校青年教师工作繁荣具有显著正向影响。
假设1b：阻碍型时间压力对高校青年教师工作繁荣具有显著负向影响。
(二)自主—受控动机在双元时间压力与高校教师工作繁荣间的中介作用
基于动机的性质，研究者将工作动机划分为自主动机(autonomous motivation)和受控动机(controlled motivation)两类，其中自主动机是指个体根据自身意志或兴趣，全身心地享受某项工作，并坚定地自愿投入到某项工作的行为动机；
受控动机是指个体在来自外部的奖励或压力等因素下，非自主意愿选择从事某项行为的动机[26]。自我决定理论指出，不同动机反映了个体差异化心理过程，受组织情境的影响并对个体认知与行为具有预测作用[27]。本研究推测，个体动机在时间压力与教师工作繁荣间发挥中介作用。
当高校青年教师对时间压力作出挑战型认知评价，认为当前工作情境能够促进自我成长或为自己带来收益时，会激发个体工作潜能，提高职业的自我效能感，从而增强自主工作动机。根据自我决定理论，自主动机能驱动个体在工作中投入更多的时间与精力，激发其主动学习精神和科研活力，有利于促进青年教师工作繁荣。
而当教师对时间压力产生阻碍型认知评价，认为当前情境和工作任务阻碍了自我成长或目标实现时，容易产生受控动机。此时他们会认为当前学术工作的时间安排和科研取向均受制于行政逻辑的强制规定，由此带来的时间压力会导致教师出现焦虑、紧张等消极情绪，认知加工灵活性也会受到限制，难以付出更多努力去完成当前工作目标，从而表现出更低的工作繁荣感。研究指出，琐碎的事务与无序的日常生活带来过度的学术职业压力，往往会击碎青年教师对职业的理想预期，因而降低了其内在志向、信心与热情，最终削弱高校教师的学术活力[28][29]。基于以上分析，本研究提出以下假设：
假设2：自主动机在挑战型时间压力与高校青年教师工作繁荣之间发挥中介作用。
假设3：受控动机在阻碍型时间压力与高校青年教师工作繁荣之间发挥中介作用。
(三)服务型领导的调节机制
根据认知—情感系统理论，个体认知和反应与其所处情境密切相关。高校青年教师的领导者，尤其是直接领导者(学院院长、系主任等中层领导者)是青年教师重要的外部资源，可以在极大程度上影响教师的认知与行为。不同于传统权力驱动、自我服务和领导第一的领导范式，服务型领导(Servant Leadership)强调超越自我利益、关心服务下属、帮助下属成长[30]。服务型领导体现了人类普遍的人性价值，彰显奉献服务的情操，以不计私利、甘愿服务于他人的领导方法带领追随者，让他们有意愿主动完成任务，有“润物细无声”的效果，能潜移默化地影响教师对时间压力的心理认知。
一方面，服务型领导关注基层教师的个人发展，赋予教师工作自主和自我管理的资源，给予他们独立思考的空间和时间，能够激励青年教师更加自主、专注、持久地采取积极措施在有限的时间内完成工作任务。此外，高校服务型领导，特别是青年教师的直接领导者，对于高校教学工作的深度认同与沉浸、对于下属的真诚帮助与关怀，会深刻影响并促进青年教师职业价值观的形成。出于对教师职业价值观与目标的理解和认可，即使面对快节奏的学术科研工作，青年教师也会产生积极的内在情感共鸣与迁移，增强自主工作动机。已有研究表明，高校利他、授权、服务等领导行为能够提高上下级关系质量、创设良好工作体验，从而有效激励新生代辅导员增加工作投入，提升工作自主性[31]。
另一方面，当教师面临阻碍型时间压力，紧迫的时间提出的要求已超出其力所能及的范围，而服务型领导的利他主义特质使其充分关注基层教师个人发展，能够帮助初入教研岗位的青年教师解决其在日常教学、科研学习、学生管理等方面的工作难题，促使其提升工作技能、弥补工作短板。当青年教师感受到对工作的“胜任”，则能够从压力中体验到成就感和获得感，有助于缓解对阻碍型时间压力的紧张情绪，降低工作受控动机。基于以上分析，本研究提出以下假设：
假设4：服务型领导正向调节挑战型时间压力对高校青年教师自主工作动机的影响。
假设5：服务型领导负向调节阻碍型时间压力对高校青年教师受控工作动机的影响。
综合以上5个假设，本研究基于压力认知交互理论、自我决定理论与认知—情感系统理论，认为不同性质的时间压力是影响高校青年教师工作动机和工作繁荣的重要因素。工作动机不仅受时间压力本身的影响，还受到领导风格的影响。服务型领导风格有助于强化挑战型时间压力的积极效应，增强青年教师内在工作动机，同时缓解阻碍型时间压力的消极影响，降低受控动机，促进青年教师科研工作繁荣发展。基于理论逻辑推导，本研究构建了有调节的中介机制假设模型，即服务型领导对“挑战型时间压力—自主动机—工作繁荣”和“阻碍型时间压力—受控动机—工作繁荣”两条路径发挥调节作用。基于以上分析，本研究提出以下假设：
H6：高校服务型领导正向调节自主动机在挑战型时间压力与青年教师工作繁荣间的中介作用，即与服务型领导特征水平较低相比，服务型领导特征越明显，自主动机对挑战型时间压力与青年教师工作繁荣的中介关系越强；
反之则越弱。
H7：高校服务型领导负向调节受控动机在阻碍型时间压力与青年教师工作繁荣间的中介作用，即与服务型领导特征水平较低相比，服务型领导特征越明显，受控动机对阻碍型时间压力与青年教师工作繁荣的中介关系越弱；
反之则越强。
通过以上对双元时间压力、自主—受控动机、高校服务型领导与高校青年教师工作繁荣关系的阐述，本文构建了研究模型如图1所示。
图1 本研究模型框架图
(一)样本选取与数据收集
对合肥、南京、太原、郑州等地的8家高等科研院校进行调研，研究对象选取高校年龄在35岁及以下的青年教师，采用电子问卷调查法，正式调研时间为2021年4月至6月，涉及经济、管理、法学、生物、化学等专业。
整个调研期间共发放并回收问卷700份，剔除问题问卷并有效匹配后，共获674份有效样本，有效率为96.28%。通过 SPSS22.0对674份有效样本的样本特征进行分析，结果显示：女性占39.50%，男性占60.50%；
其中30岁以下50.57%，30—35岁49.43%；
本科1.67%，硕士20.07%，博士59.20%，博士后19.06%；
工作年限在1年以内的占11.97%，1—3年71.94%，3—5年13.12%，5年以上2.97%；
助教占3.98%，讲师占69.75%，副教授占21.11%，教授占5.15%；
月收入5000元及以下6.31%，5001—8000元21.88%，8001—11000元69.76%，11001元及以上5.16%；
未婚教师35.0%，已婚教师65.0%。综合以上各方面信息，本研究样本与高校青年教师特征匹配度较高，具有良好的代表性。
(二)变量测量
本研究所有变量测量都来自国内外权威期刊发表的成熟量表，并由教育学、心理学专业研究者结合高校情境进行了转译、回译及修正，在正式施测前进行了小范围测试，信效度通过后形成正式施测问卷。问卷题项采用 Likert 5 点计分方式，从“非常不符合”到“非常符合”分别计为1—5分。
1.挑战—阻碍型时间压力
采用Op’T Hogg基于时间视角编制的挑战—阻碍型压力量表[32]。其中挑战型时间压力量表包含4个条目，在本研究中的Cronbach’s α系数为0.934；
阻碍型时间压力包含5个条目，在本研究中的Cronbach’s α系数为0.942。
2.工作繁荣
采用 Porath等编制、韩翼等翻译的工作繁荣量表中文版[33][34]。学习与活力维度各5个条目，学习维度包括“随着时间的推移，我学到了越来越多的东西”等，活力维度包括“我认为我充满能量与活力”等，在本研究中的Cronbach’s α系数为 0.899。
3.自主—受控动机
采用 Gagné 等编制的工作动机量表，包含自主动机和受控动机两个维度，共20个条目[35]。实例题项如“我认为我的工作十分有趣”和“我努力工作是为了得到他人认可”等，在本研究中自主动机和受控动机的Cronbach’s α系数分别为0.873和0.935。
4.服务型领导
采用Liden等编制的量表，共7个条目，如“我的领导把我的职业发展作为优先考虑的事”[36]，在本研究中的Cronbach’s α系数为0.924。
5.控制变量
由于工作繁荣受个体特征差异的影响显著，本研究选择性别、年龄、受教育程度、工作年限、职称、收入、婚姻作为控制变量。性别采用0和1编码，0代表男性，1代表女性；
年龄按照30岁以下、30—35岁编码为0和1；
受教育程度按照本科、硕士、博士、博士后分别编码为 1、2、3、4；
工作年限按照1年以下、1—3年、3—5年、5年以上分别编码为 1、2、3、4；
职称按照助教、讲师、副教授、教授分别编码为1、2、3、4；
月收入按照5000元以下、5001—8000元、8001—11000元、11001元以上分别编码为 1、2、3、4；
婚姻采用0和1编码，0代表未婚，1代表已婚。
(一)共同方法偏差与区分效度检验
由于挑战—阻碍型双元时间压力取决于个体对时间压力的感知，且自主动机、受控动机、服务型领导与感知的工作繁荣皆为个体心理变量，因此主要采取了教师自我报告的形式进行问卷调研，可能存在共同方法偏差问题(CMV)。为减小同源方法偏差对研究结果的影响，研究从程序设计与统计检验两方面对数据进行了控制。首先，在问卷设计过程中采取匿名填写、插入互斥题目、随机编排等方式进行科学严格的程序控制。其次，对研究数据进行同源方法偏差检验。本文使用SPSS25.0对CMV进行检测，通过Harman单因素分析，未旋转时共析出六个因子，首因子对总体变异的解释量为14.960%，表明本研究中所收集的数据共同方法偏差问题不明显。对各构念进行探索性因子分析，结果显示，KMO值为0.917，Bartlett 球形检验在0.000水平上显著，表明适合作因子分析。
采用 Mplus7.0对挑战—阻碍型时间压力、自主动机、受控动机、服务型领导与工作繁荣量表进行验证性因素分析(CFA)，以验证各变量间的区分效度。CFA 验证结果如表1所示，六因子模型(χ2=1309.87，df=314，χ2/df=4.172，RMSEA=0.064，CFI=0.97，IFI=0.97，GFI=0.87，NFI=0.96，N=674)相较于其他竞争模型拟合效果最理想，表明六因子变量之间具有良好的区分效度，可以进行后续假设检验。
表1 验证性因子分析模型
(二)描述性统计与相关分析
各变量标准差和相关系数初步分析结果显示，挑战型时间压力与自主动机、工作繁荣相关性显著(r=0.104，p<0.05；
r=0.211，p<0.05)；
阻碍型时间压力与受控动机、工作繁荣相关性显著(r=0.387，p<0.05;r=-0.138，p<0.05)；
自主动机、受控动机与工作繁荣相关性显著(r=0.524，p<0.05；
r=-0.233，p<0.05)。简单相关分析结果与研究预测基本一致，适合进一步作回归分析检验。
(三)假设检验
1.主效应和中介效应检验
假设1提出挑战—阻碍型时间压力对高校教师工作繁荣的影响。假设2-3提出工作动机(自主动机和受控动机)在挑战—阻碍型时间压力与工作繁荣之间发挥中介作用。本文运用层次回归分析进行假设验证，表2列示了层次回归分析结果。结果显示：与M5相比，M7中自主动机对工作繁荣具有显著正向影响 (β=0.505,p<0.001)，挑战型时间压力对工作繁荣的影响由0.208降为 0.155，且仍然显著，表明自主动机在挑战型时间压力与工作繁荣间发挥部分中介作用；
与M6相比，M8中受控动机对工作繁荣具有显著负向影响 (β=-0.198,p<0.001)，阻碍型时间压力对工作繁荣的影响不显著，表明受控动机在阻碍型时间压力与工作繁荣间发挥完全中介作用。为了避免出现第二类统计错误，下文将使用 Bootstrapping 法与结构方程解析中介作用关系。
表2 中介效应层级回归分析结果
表3列示了Bootstrapping和Sobel 检验结果。自主动机、受控动机的Sobel 检验Z值为2.869，-5.018，p<0.01，表明挑战—阻碍型时间压力可以通过自主动机和受控动机影响高校教师工作繁荣。另外，Bootstrapping 法的置信区间进一步证实了Sobel 检验结果。挑战型时间压力通过自主动机影响工作繁荣的直接效应为0.112，CI为 [0.069,0.154]；
间接效应为0.038，CI为[0.010,0.066]，均不包含0，表明自主动机在挑战型时间压力与工作繁荣间起部分中介作用。以受控动机为中介变量的直接效应为-0.032，CI为 [-0.075,0.011] ，包含0；
间接效应为-0.047，CI为[-0.068,-0.030]，不包含0，表明受控动机在阻碍型时间压力与工作繁荣间发挥完全中介作用。间接效应系数并不能清晰表明中介变量在挑战—阻碍型时间压力和工作繁荣间如何发挥作用，为此，本文再次用结构方程解析中介作用关系。
表3 中介效应的稳健性检验
为了检验假设2和假设3提出的自主—受控动机在挑战—阻碍型时间压力与工作繁荣间起中介作用，本文构建了中介效应结构方程模型，图2列示了最优模型，其拟合指数为χ2/df=4.67,RMSEA=0.071，CFI=0.970，NFI=0.940，IFI=0.970，各项指标基本上符合标准。研究结果显示，自主动机在挑战型时间压力与工作繁荣间起部分中介作用，而受控动机在阻碍型时间压力与工作繁荣间发挥了完全中介作用。由此可知，假设1 -3得到验证。
图2 中介效应的结构方程模型
2.调节效应检验
首先，构建挑战—阻碍型时间压力、服务型领导及两者交互项与自主—受控动机的层级回归模型(模型1)，表4列示了调节效应分析结果。M11显示，挑战型时间压力与服务型领导的交互项显著正向预测自主动机(β=0.175***,p<0.001)，说明服务型领导在挑战型时间压力与自主动机之间发挥正向调节作用，会增强两者之间的正向关系。M14显示，阻碍型时间压力与服务型领导的交互项显著负向预测受控动机(β=-0.087*,p<0.05)，说明服务型领导会削弱阻碍型时间压力对受控动机的正向影响。
表4 调节效应层级回归分析结果
其次，按照 Aiken 等的方法，结合相关数据绘制服务型领导对挑战—阻碍型时间压力与自主—受控动机关系的调节效应图。图3 显示了服务型领导对挑战型时间压力与自主动机关系的调节效应，实线代表挑战型时间压力对低服务型领导与高校教师自主动机的影响效果，虚线代表挑战型时间压力对高服务型领导与高校教师自主动机的影响效果。两条直线发展趋势将有交叉，表明服务型领导的调节作用真实存在。实线斜率小于虚线，说明服务型领导能力越强，挑战型时间压力对自主动机的正向预测越强；
而服务型领导能力越低，挑战型时间压力对自主动机的正向关系越弱。由此可见，服务型领导在挑战型时间压力与高校教师自主动机之间发挥着正向调节作用。
图3 服务型领导对挑战型时间压力与自主动机关系的调节效应
图4 显示了服务型领导对阻碍型时间压力与受控动机关系的调节效应，实线代表阻碍型时间压力对低服务型领导高校教师受控动机的影响效果，虚线代表阻碍型时间压力对高服务型领导高校教师受控动机的影响效果。两条直线发展趋势将有交叉，表明服务型领导的调节作用真实存在。实线斜率为负并小于虚线，说明服务型领导能力越强，阻碍型时间压力对受控动机的正向预测越弱；
而服务型领导能力越低，阻碍型时间压力对受控动机的正向关系越弱。由此可见，服务型领导在阻碍型时间压力与高校教师受控动机之间发挥着负向调节作用。
图4 服务型领导对阻碍型时间压力与受控动机关系的调节效应
3.有调节的中介检验
基于Hayes提出的有调节的中介效应的判定指标(Index of Moderated Mediation)，本研究进一步对被调节的中介效应进行检验，结果如表5所示。低水平服务型领导情境下，自主动机在挑战型时间压力与青年教师工作繁荣间的中介效应显著，效应量系数为0.129，95%的置信区间为[0.001，0.263]，不包含0；
高水平服务型领导情境下，挑战型时间压力与青年教师工作繁荣间的中介效应显著提升，效应量系数为0.148，95%的置信区间为[0.002，0.357]，不包含0。可见，服务型领导强化了自主动机在挑战型时间压力与工作繁荣间的中介效应，假设H6得到验证。采用相同方法对假设H7进行检验。低水平服务型领导情境下，受控动机在阻碍型时间压力与青年教师工作繁荣间的中介效应显著，效应量系数为-0.023，95%的置信区间为[-0.038，-0.009]，不包含0；
而高水平服务型领导情境下，受控动机在阻碍型时间压力与青年教师工作繁荣间的中介效应显著降低，效应量系数为-0.042，95%的置信区间为[-0.072，-0.017]，不包含0。可见，服务型领导弱化了受控动机在阻碍型时间压力与工作繁荣间的中介效应，假设H7得到验证。
表5 被调节的中介效应Bootstrap分析表
本研究基于压力认知交互理论、自我决定理论与认知—情感系统理论，构建并检验挑战—阻碍型时间压力对高校青年教师工作繁荣的影响效应，探讨了自主—受控动机的中介作用及服务型领导的调节作用。本研究主要得到以下结论：①挑战型时间压力在为青年教师带来高工作要求的同时也带来成就感，因此，教师有动力通过不断学习提升工作繁荣感；
而阻碍型时间压力会使教师资源不断流失，很容易感到工作倦怠，失去工作的快乐感与意义感，不利于教学科研工作繁荣发展。②时间压力对工作繁荣的影响效应与其产生的工作动机密切相关。面对挑战型时间压力时，丰富的工作资源情境使教师主动工作动机更强，有助于激发其工作活力与繁荣；
而面对阻碍型时间压力时，教师因内外部资源和能力不足以应对紧迫的工作要求，会认为当前情境和工作任务阻碍了自我成长或目标实现，易产生受控动机，削弱教师的学术活力。③高水平服务型领导会强化挑战型时间压力的积极影响，弱化阻碍型时间压力的消极作用，促使青年教师增强自主工作动机、减少受控动机，进而促进青年教师工作繁荣。
(一)研究价值与贡献
一方面，本研究从压力源视角探究了时间压力二元特性对高校青年教师工作繁荣的影响机制，明确了情境因素对双元时间压力影响作用的边界效应；
另一方面，引入并证实了工作动机在时间压力与工作繁荣之间的中介效应，从动机视角为激发高校青年教师工作繁荣提供了方向。此外，基于认知—情感系统理论的视角，本研究还揭示了服务型领导这一重要组织情景资源在双元时间压力与工作繁荣之间的作用机制，在时间压力与工作繁荣间构建了理论桥梁。
(二)实践启示
1.基层领导者应合理引导青年教师建立积极的时间管理观念。高校教研工作具有很强的专业性和技术性，而青年教师尚处于工作的适应期和迷惘期，教学工作思路尚不成熟，工作经验相对缺乏。初入职场并期待在学术职业道路上晋升的青年教师往往会主动选择延长工作时间的方式来应对时间压力，然而延长工作时间并不一定能带来工作效率的提高。因此，在管理实践中，基层领导者如教研室主任应积极帮助青年教师设定清晰的时间框架，引导教师合理分配时间资源，最大化发挥挑战型时间压力的积极效应。通过适当地调整任务进度、提醒截止日期和协调工作节奏等，为青年教师教学和科研工作创造时间要求适当紧迫但又能激发教师学术斗志与激情的组织环境，为提升教师科研工作繁荣提供资源基础。
2.高校行政管理者应优化教学与科研任务设计，设置公平完善的考核机制。可以采取设定任务预期完成时间、适量增加工作任务难度、设置阶段性考核等措施，为激发青年教师学术活力创设条件。另一方面，高校应制定可视化的考核规则，对教师的教学、科研、行政、学生指导等各项工作制定明确的、可量化、合理的考核标准，从而激发教师的工作自主性和工作动力。
3.各层级领导应提高服务意识，促进高校服务型组织建设。领导风格对下属工作繁荣具有显著影响[37]，传统强调服从、权威和集体主义的领导风格与追求自由、平等和个性的新生代青年教师显然已经“不匹配”。高校管理者应当改变传统行政工作模式，提高服务意识，以服务教学和科研为中心任务，减少与学术生产规律存在矛盾的行政指令，运用信息化手段为教师教学科研工作提供快捷、高效的服务，减少各项挤占青年教师学术时间的低效、冗余的工作事务(如频繁的各类行政会议、繁杂多样的表格填写任务等)。
(三)研究不足与展望
尽管本研究有上述理论与实践价值，但仍然存在以下局限性：第一，本研究基于时间压力的双元性质，对挑战型时间压力和阻碍型时间压力的影响效应分别进行研究，然而忽略了二者之间可能存在的交互效应。目前也有部分学者主张基于Bakker和Demerouti 提出的JD-R双过程模型，探讨挑战型和阻碍型时间压力不同组合的影响[38][39]。因此，后续可以探究双元时间压力的交互作用，考察是否会导致青年教师工作繁荣水平上的差异性。第二，本研究集中于教师个体层面，对教师团队层面工作繁荣的影响没有涉及，未来可以基于团队层面研究挑战—阻碍型时间压力对青年教师团队工作繁荣的影响。此外，由于样本选择有限，本研究仅选择体制内高校青年教师作为研究对象，后续研究还应进一步探讨体制内与体制外高校教师在工作繁荣、服务型领导水平等方面的差异，提高结论的适用性。第三，变量选取方面，本研究虽然考察了两种工作动机和服务型领导在双元时间压力与工作繁荣间的作用，但二者间的关系可能还受到其他个体认知、情绪、组织情境或领导等因素的影响。因此，未来研究还应进一步探索影响双元时间压力对工作繁荣作用的其他中介机制和边界条件。
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