幼兒教師工作家庭沖突對工作投入的影響：情緒智力的調(diào)節(jié)作用*

李 永 占

(平頂山學(xué)院教師教育學(xué)院，河南平頂山 467000)

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幼兒教師工作家庭沖突對工作投入的影響：情緒智力的調(diào)節(jié)作用*

李 永 占

(平頂山學(xué)院教師教育學(xué)院，河南平頂山 467000)

選取河南省270名幼兒教師為被試進行問卷調(diào)查，探討工作家庭沖突與工作投入的關(guān)系，以及情緒智力對這一關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果表明：幼兒教師工作家庭沖突水平較高, 且工作對家庭的干擾效應(yīng)更明顯；幼兒教師工作家庭沖突、情緒智力分別負向和正向預(yù)測其工作投入；幼兒教師情緒智力可以調(diào)節(jié)工作家庭沖突對其工作投入的負性影響，具體而言，在低情緒智力水平下，幼兒教師的工作家庭沖突可以負向預(yù)測其工作投入水平，而在高情緒智力水平下，幼兒教師的工作家庭沖突對其工作投入影響不顯著。

工作家庭沖突；工作投入；情緒智力；幼兒教師

一、問題提出

近年來，隨著“兩會”對學(xué)前教育的關(guān)注，社會各界對幼兒教師的期望越來越高。和大多數(shù)成年人一樣，幼兒教師生活的核心領(lǐng)域也不外乎工作和家庭。處理家庭和工作的關(guān)系對許多人來說都是具有挑戰(zhàn)性的。個體試圖維持二者的平衡，但現(xiàn)實中這兩個領(lǐng)域?qū)θ说慕巧谕３Ｔ谀承┓矫娌幌嗳?，從而很容易引起工作家庭沖突(Netemeyer et al., 1996)。在當前教育改革的新形勢下，幼兒教師除了要貫徹兒童德、智、體全面發(fā)展的教育方針，還要密切關(guān)注幼兒的心理健康發(fā)展。為此，幼兒教師需要高度的情感卷入，探索多樣化的教學(xué)方法，他們投入工作的實際時間往往不止在校的8個小時，從而導(dǎo)致工作影響了家庭生活。同樣，教師家庭中的壓力和要求也可能影響其工作表現(xiàn)。值得一提的是，目前我國多數(shù)幼兒園中幾乎是清一色的女教師，而生育不久重新執(zhí)教的青年教師需要花大量時間精力照顧自己的孩子，從而也會出現(xiàn)家庭因素對工作的干擾。無論工作影響了家庭，還是家庭干擾了工作，都屬于工作家庭沖突。

工作家庭沖突影響工作投入。研究發(fā)現(xiàn)，除了對離職意愿(Karatepe & Azar, 2013)、工作中的退縮行為(Akintayo, 2010)等消極后果有直接效應(yīng)外，工作家庭沖突還會負性影響工作和生活滿意度(Buonocore & Russo, 2013)、工作投入(謝鐵嬌, 2013)等，進而降低個體和組織績效(Karatepe, 2013)。工作投入是伴隨著積極心理學(xué)的興起作為工作倦怠的對立面而被提出的工作變量，一經(jīng)提出就備受組織行為學(xué)和管理心理學(xué)界的關(guān)注。工作投入與多種積極的工作態(tài)度(如工作滿意度和情感承諾)、工作行為和心理健康呈顯著正相關(guān)(Demerouti & Cropanzano, 2010)，而與離職率、缺勤率則有著顯著的負相關(guān)(Asplund & Blacksmith, 2011)。更為重要的是，工作投入可以正向預(yù)測個體的工作績效和組織生產(chǎn)率(李永周等, 2015)。已有研究較多關(guān)注工作家庭沖突與工作倦怠的關(guān)系(Blanch, 2012)，而直接探討工作家庭沖突與工作投入的研究為數(shù)較少，這與工作投入概念提出較晚不無關(guān)系。劉思雨(2010)和孫健敏等(2011)以企業(yè)員工為被試進行問卷調(diào)查，結(jié)果都顯示，工作家庭沖突與工作投入呈顯著負相關(guān)。謝鐵嬌(2013)對職業(yè)母親的問卷調(diào)查也表明，工作—家庭沖突對工作投入有著顯著的負向預(yù)測作用。由此，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)1： 幼兒教師工作家庭沖突負性影響其工作投入。

工作家庭沖突與情緒智力關(guān)系密切。20世紀90年代，Goleman 提出了情緒智力比智商對成功更重要的論斷，激起了學(xué)術(shù)界對情緒智力的濃厚興趣。一些研究者認為，在緩解沖突壓力方面，情緒智力應(yīng)該具有潛力(Mayer et al., 2002)。壓力并不是以相同的方式影響每個人。壓力帶來的結(jié)果(比如抑郁、高血壓和軀體疼痛)因人而異(Faragher et al., 2004)，其中個體差異和個人資源發(fā)揮著很大的作用(Oginska-Bulik, 2005)。情緒智力是個體認識、利用、理解和控制情感信息的能力，可被視為一種個人資源。資源保護理論認為，工作要求會消耗個體的資源進而導(dǎo)致消極結(jié)果的出現(xiàn)，但個體若擁有充分的個人資源，就可以緩解這種負面影響(Hobfoll, 1989)。研究發(fā)現(xiàn)，如果個體有相當高的情緒智力，就可能有助于調(diào)節(jié)壓力(G?rgens-Ekermans & Brand, 2012)。既然工作家庭沖突也是一種形式的壓力源，情緒智力應(yīng)該對這種角色沖突所造成的壓力具有緩沖效應(yīng)。目前國內(nèi)外已有研究來考察這一緩沖機制(Field, 2010; 李明軍, 2012)，但此類研究數(shù)量很少(Lenaghan et al., 2007)，而以幼兒教師為對象的研究目前尚未檢索到。

情緒智力影響工作投入。已有研究較多關(guān)注情緒智力與領(lǐng)導(dǎo)效能(Wagner, 2013)、組織承諾(Emrahimil et al., 2013)、工作績效(Ayranci, 2011)等預(yù)測工作場所成功的變量間的密切關(guān)系。不過，近幾年來已有學(xué)者開始關(guān)注并驗證了情緒智力對工作投入的影響(Brunetto et al., 2012; 葛儉, 2011; 魏麟伯, 2014)，當然此類研究的數(shù)量及涉及的人群范圍都十分有限，而涉及幼兒教師情緒智力影響工作投入的研究則非常罕見(魏麟伯, 2014)。綜上，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：幼兒教師情緒智力在工作家庭沖突與工作投入的關(guān)系中起著調(diào)節(jié)作用。具體而言，隨著工作家庭沖突的加劇，低情緒智力幼兒教師的工作投入水平下降幅度顯著大于高情緒智力幼兒教師的工作投入水平下降幅度。

根據(jù)研究假設(shè)構(gòu)建的研究模型如圖1所示：

圖1 本研究的假設(shè)模型

二、研究方法

(一)研究對象

以參與2013年夏季平頂山學(xué)院主辦的河南省“國培計劃(2013)”示范性遠程培訓(xùn)項目的幼兒園教師為研究對象，發(fā)放問卷300份，回收有效問卷270份，有效回收率為90%。其中，男性教師15名，占5.6%，女性教師255名，占94.4%。35歲以下243人，占90.0%，35歲(含35歲)以上27人，占10%。平均年齡為30.22歲(SD=1.85)。

(二)研究工具

工作家庭沖突 采用 Netemeyer 等(1996)編制的工作家庭沖突量表 (Work-Family Conflict Scale, WFCS) 。該量表共10個項目，包括工作干擾家庭 (WIF, 5個項目, α=0.91) 和家庭干擾工作(FIW, 5個項目, α=0.88)兩個分量表。采用 Likert-7 級計分，“1”代表“完全不同意”，“7”代表“完全同意”。得分越高表示工作家庭沖突越高。兩個分量表的相關(guān)系數(shù)為0.42，顯示較好的區(qū)別效度(Tetrick & Buffardi, 2006)。靳偉濤(2012)的研究表明，該量表中文版的內(nèi)部一致性信度為0.87，探索性因素分析顯示各分量表的項目分別載荷于1個因子之上，載荷值在0.67～0.93之間，方差解釋率為74.59%，因而量表的信度和結(jié)構(gòu)效度符合心理測量標準。本研究中，總量表的內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.85。

情緒智力 采用 Wong和Law(2002)編制的情緒智力量表(Wong & Law Emotional Intelligence Scale, WLEIS)。該量表共16個項目, 包括評估自我情緒(α=0.79)、評估他人情緒(α=0.76)、情緒使用(α=0.78)、情緒控制(α=0.86)四個維度,每個維度均有4個項目。采用 Likert-7 級計分，“1”代表“完全不同意”，“7”代表“完全同意”。Law等(2004)的研究顯示，該量表具有良好的信、效度。彭巍(2010)的研究顯示，該量表中文版的內(nèi)部一致性信度為0.85，驗證性因素分析支持了量表的四維結(jié)構(gòu)，χ2/df= 1.89，RMSEA=0.053，NNFI=0.97，CFI=0.98，項目的因子載荷值在0.69～0.81之間，表明量表具有良好的信度和結(jié)構(gòu)效度。本研究中，該量表的內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.87。

工作投入 采用 Schaufeli等(2002)編制的 Utrecht 工作投入量表(Utrecht Work Engagement Scale, UWES)。該量表共17個項目，包括“活力” (6個項目, α=0.77)、“奉獻” (5個項目, α=0.74)、“專注” (6個項目, α=0.76) 三個因素。采用 Likert-7 級計分，“0”表示“從來沒有過”，“6”表示“總是”。 UWES目前己經(jīng)成為國際上相關(guān)實證研究中應(yīng)用最為廣泛的工作投入測量工具，張軼文和甘怡群(2005)的研究表明，中文版UWES的內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.90，驗證性因素分析驗證了其三因素模型，χ2/df=1.55，RMSEA=0.046，GFI=0.94，NFI=0.93，CFI=0.97，項目的因子載荷值在0.42～0.77之間，因而量表的信度和結(jié)構(gòu)效度指標總體看來符合心理測量學(xué)要求。本研究中，量表的內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.90。

(三)施測程序

由研究者本人擔任主試，對在平頂山學(xué)院參加“國培計劃(2013)”的來自河南省三地市的幼兒教師進行團體測試，填答前先向被試說明注意事項和填答方法。測試大約需用時20分鐘。測試完成后，當場收回問卷。

(四)統(tǒng)計分析

采用 SPSS19.0 和 AMOS17.0 統(tǒng)計軟件對數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析、獨立樣本t檢驗、Pearson 相關(guān)分析、層次回歸分析及簡單斜率檢驗。

三、研究結(jié)果

(一) 共同方法變異 (CMV) 檢驗

使用單一的自評問卷一次測量多個變量，很可能出現(xiàn)共同方法變異(CMV)，從而降低研究效度(Podsakoff & Organ, 1986)。根據(jù) Podsakoff等(2003)、周浩和龍立榮(2004)的建議，作為檢驗共同方法變異的一種常用方法，Harman 單因子檢驗雖然應(yīng)用較廣，但不夠靈敏(楊付, 張麗華, 2012)。為此，本研究采用相對嚴格的不可測量潛在方法因子檢驗。如果方法變異大量存在，驗證性因子分析就會出現(xiàn)有共同方法變異的因子模型擬合度明顯優(yōu)于無共同方法變異因子模型的情況。由表1可知, 無共同方法變異因子的三因子模型M3(工作家庭沖突、情緒智力和工作投入)與數(shù)據(jù)擬合良好(χ2/df= 2.48，RMSEA = 0.056, GFI = 0.90，NNFI = 0.92, CFI = 0.93) (Bentler, 1990)，明顯優(yōu)于其他競爭模型(加入共同方法變異因子的四因子模型M4、二因子模型M2和單因子模型M1)。這表明各變量間不存在嚴重的同源方差，同時還表明工作家庭沖突、情緒智力和工作投入三個研究變量具有良好的區(qū)分效度。

表1 共同方法變異 (CMV) 檢驗結(jié)果(N=270)

注：WFC=工作家庭沖突；EI=情緒智力；WE=工作投入；CM=共同方法變異因子。+表示因子合并。

(二) 幼兒教師工作家庭沖突、情緒智力及工作投入的相關(guān)分析

Pearson 相關(guān)矩陣顯示，變量間的相關(guān)在中等以下，但均達到了顯著性水平。其中, 工作干擾家庭(WIF)和家庭干擾工作(FIW)與情緒智力和工作投入均呈負相關(guān)(詳見表2)。

表2 幼兒教師工作家庭沖突、情緒智力及工作投入的相關(guān)分析(N=270)

注：WIF=工作干擾家庭，F(xiàn)IW=家庭干擾工作；內(nèi)部一致性信度以黑體顯示在表格對角線上；**p< 0.01。

(三) 幼兒教師工作投入對工作家庭沖突、情緒智力的分層回歸分析

本研究旨在探討情緒智力在工作家庭沖突與工作投入之間的調(diào)節(jié)作用，因而按照 James 和 Brett(1984)檢驗調(diào)節(jié)作用的方法對研究變量進行了分層回歸分析。當自變量和調(diào)節(jié)變量都是連續(xù)變量時，根據(jù)Aiken 和 West (1991)的建議，分別將工作投入(WE)、工作家庭沖突(WIF 和 FIW)和情緒智力(EI)做中心化處理，然后分別構(gòu)建兩個乘積項：WIF×EI、FIW×EI。

由于把乘積項納入回歸方程中可能出現(xiàn)多重共線性問題，所以要檢驗變量間是否存在共線性。常用的共線性診斷方法是計算方差膨脹因子(VIF)，如果 VIF 超過10，說明存在嚴重的共線性問題。通過計算，四個回歸方程中各變量的VIF 都小于2，可以認為本文中自變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

分層回歸的第一步，先將人口統(tǒng)計學(xué)變量進行偽變量處理后納入回歸模型進行回歸。第二步是主效應(yīng)回歸，即以工作投入(WE)為因變量，以工作家庭沖突(WIF 和 FIW)和情緒智力(EI)為自變量進行回歸分析，結(jié)果顯示，WIF、FIW 和 EI 都有顯著的主效應(yīng)(β分別為-0.30、-0.26 和 0.32, P< 0.001)，共同解釋了工作投入18.2%的變異量。第三步是工作干擾家庭(WIF)和情緒智力(EI)的交互效應(yīng)回歸分析，即讓 WIF×EI 進入回歸模型，結(jié)果顯示，WIF×EI 交互效應(yīng)均顯著(β=0.17, P< 0.001)，解釋了工作投入6.1%的變異。第四步是家庭干擾工作(FIW)和情緒智力(EI)的交互效應(yīng)回歸分析，即讓 FIW×EI 進入回歸模型，結(jié)果顯示 FIW×EI 交互效應(yīng)顯著(β=0.14, P< 0.001)，解釋了工作投入4.2%的變異(詳見表3)。鑒于 WIF×EI、FIW×EI 交互效應(yīng)均顯著，因而可以認為，幼兒教師情緒智力調(diào)節(jié)工作家庭沖突對工作投入的影響。綜合上述分析，假設(shè)1和假設(shè)2得到驗證。

將各交互變量按均值加減一個標準差劃分為高、低分組，通過簡單斜率檢驗(simple slope test)來分析幼兒教師情緒智力在工作家庭沖突與工作投入之間的調(diào)節(jié)作用。簡單斜率檢驗結(jié)果表明, 在低情緒智力水平下，低工作家庭沖突(包括 WIF 和 FIW)比高工作家庭沖突預(yù)測更高水平的工作投入(WIF:simpleslope=-0.041,t=-3.65,df=270,p<0.001；FIW:simpleslope=-0.046,t=-3.86,df=270,p<0.001); 而在高情緒智力水平下, 高、低工作家庭沖突(包括 WIF 和 FIW)對工作投入水平的影響均沒有顯著性差異(WIF:simpleslope=-0.014,t=-0.07,df=270,p>0.05; FIW:simpleslope=-0.017,t=-0.09,df=270,p>0.05)。這表明只有在低情緒智力水平下，幼兒教師的工作家庭沖突才能負向預(yù)測其工作投入水平，而在高情緒智力水平下，幼兒教師的工作家庭沖突對其工作投入影響不顯著。調(diào)節(jié)效果見圖2、圖3。

表3 預(yù)測工作投入變量的分層回歸分析(N=270)

注：* p<0.05，** p<0.01，***p<0.001

圖2 WIF與工作投入：情緒智力的調(diào)節(jié)作用

圖3 FIW與工作投入：情緒智力的調(diào)節(jié)作用

(一)幼兒教師工作家庭沖突的狀況

工作家庭沖突是指當個體由于家庭責任過重而影響工作的進展，或者因工作任務(wù)或壓力過重而無法盡到家庭角色的責任時而產(chǎn)生的角色沖突感，具體包括工作干擾家庭和家庭干擾工作兩種不同的角色沖突感(Frone et al., 1997)。本研究結(jié)果顯示，幼兒教師工作干擾家庭得分略高于家庭干擾工作得分，因而幼兒教師工作家庭沖突更多地表現(xiàn)為工作對家庭的負面影響。這表明，幼兒教師的工作家庭邊界具有一定程度的不對稱性滲透(Kreiner, 2006)。對幼兒教師來說，工作方面的職責和要求更可能干擾其家庭生活，而不是相反。這與已有關(guān)于中小學(xué)工作家庭沖突的研究結(jié)果相一致(李明軍等，2015)。雖然在中國人的價值體系中家庭觀念特別強，人們背負著厚重的家庭期望，承擔著眾多的家庭責任(金盛華等, 2009)，但在當前，教學(xué)工作仍是教師謀生的手段，因而當工作和家庭角色發(fā)生沖突時，教師更傾向于選擇工作優(yōu)先(Yang et al., 2000)。此外，與個體主義文化相比，集體主義文化背景下，個體往往會更多體驗到工作對家庭的干擾(Lu et al., 2006)。

(二)幼兒教師工作家庭沖突對工作投入的影響

工作角色和家庭角色是個體一生中所擔負的最重要的社會角色。根據(jù)邊界理論，個體會在其工作和家庭兩個不同的領(lǐng)域間建立起角色邊界，其日常生活就是在工作和家庭兩個領(lǐng)域中實現(xiàn)相應(yīng)的社會角色扮演及跨邊界的角色轉(zhuǎn)換。工作和家庭分屬于不同領(lǐng)域，不同的領(lǐng)域有不同的規(guī)則和角色要求，但是由于不同領(lǐng)域之間可以相互滲透，而且邊界范圍具有靈活性，因此帶來不同范圍之間的混合性(Ashforth et al., 2000)。當個體從一個領(lǐng)域進入另一個領(lǐng)域時需要進行相應(yīng)的角色轉(zhuǎn)換，這種轉(zhuǎn)換除了受制于個體角色轉(zhuǎn)換意愿，受制于組織規(guī)范、家庭責任等外部因素，還受到個體對環(huán)境所能提供的角色轉(zhuǎn)換條件或資源的認知。當個體不能很好地認知不同領(lǐng)域的規(guī)則要求，不能有效地利用不同角色積累的資源優(yōu)勢，不能夠?qū)崿F(xiàn)邊界的靈活變化時，更可能發(fā)生工作家庭失衡(馬紅宇等,2014)。關(guān)于工作家庭沖突產(chǎn)生的原因, 除了邊界理論，學(xué)者們還常用稀缺說進行解釋, 認為工作家庭沖突實質(zhì)上是由個體的時間、精力等資源的有限性所引發(fā)的兩種角色需要對這些資源的相互競爭(Rothbard et al., 2005)。上述兩種解釋都傾向于強調(diào)工作角色與家庭角色關(guān)系的消極面，但隨著積極心理學(xué)的興起，一些學(xué)者開始從積極視角看待兩者間的關(guān)系，發(fā)展出工作家庭增益(WFE)理論。該理論認為個體從其對工作和家庭角色的投入中都能獲得有利的資源(如支持感、幸福感、經(jīng)濟收入等)，這些資源有助于提升個體在相對角色領(lǐng)域的表現(xiàn)，即從工作領(lǐng)域獲得的資源有利于個體家庭角色的完成，反之亦然(Greenhaus & Powell, 2006)。本研究在積極心理學(xué)視野下選擇工作投入作為結(jié)果變量，旨在考察工作家庭沖突對幼兒教師工作狀態(tài)的影響及其調(diào)節(jié)機制。分層回歸分析顯示，幼兒教師工作家庭沖突，無論是工作干擾家庭，還是家庭干擾工作，對其工作投入均具有顯著的負向預(yù)測作用。這一結(jié)果支持了工作家庭角色關(guān)系的消極結(jié)果說，從一定程度上驗證了邊界理論和資源稀缺說的解釋力。

(三)幼兒教師情緒智力的調(diào)節(jié)作用

與預(yù)期一致，本研究的結(jié)果表明，幼兒教師情緒智力緩沖了工作家庭沖突對工作投入的負性影響。就調(diào)節(jié)作用大小而言，情緒智力對工作干擾家庭的調(diào)節(jié)略大于對家庭干擾工作的調(diào)節(jié)。這可能是因為，如工作-家庭邊界理論所認為的，工作領(lǐng)域和家庭領(lǐng)域相互滲透，但工作領(lǐng)域較家庭領(lǐng)域有更大的邊界滲透性，因而更多情緒資源被用于調(diào)節(jié)工作滲透帶來的相應(yīng)沖突。該理論從邊界滲透的角度解釋工作家庭沖突具有一定的形象性和說服力，但不能很好地說明情緒資源是如何實現(xiàn)沖突調(diào)節(jié)的。針對這一問題，Demerouti(2001)提出的工作要求—資源(JD-R)模型相對更具解釋力。根據(jù)該模型，工作情境被分為工作要求和工作資源兩個方面。工作要求需要個體做出應(yīng)對努力，消耗體能、精力，付出身心代價；工作資源則包括個人才智、經(jīng)驗、情感、意志及社會支持等有利于解決問題的各種因素。在工作過程中，工作資源對工作要求具有緩沖作用，因而人們總是努力獲得和維持他們所重視的有價值的資源。由于資源是稀缺的，而人們所要處理的工作和家庭事務(wù)是繁多的，資源需要按照一定的比例分配，需要一定的平衡。但如果工作要求過高，持續(xù)消耗個體的身心資源，導(dǎo)致有限的工作資源不足以滿足工作要求，就會出現(xiàn)工作要求—資源失衡，導(dǎo)致工作家庭沖突、工作倦怠等消極后果(Hakanen et al., 2006)。在高工作要求的情景中，工作資源的重要性越發(fā)凸顯，豐富的工作資源可以更為有效地緩沖工作倦怠，維持工作投入(Xanthopoulou et al., 2007)。情緒智力是個體識別、理解自己和他人的情緒狀態(tài)，并據(jù)以解決問題和調(diào)節(jié)行為的能力，它可被視為一種重要的工作資源，對工作家庭沖突的緩沖作用顯示了該資源對降低工作倦怠、維持和提高工作投入的積極意義。高情緒智力者即使面臨較強的角色沖突，也會調(diào)控好自我的情緒和行為，以積極的心態(tài)面對現(xiàn)實，采取更為積極有效的方式應(yīng)對工作要求，將更多的積極心理資源投入到工作中，從而能夠繼續(xù)維持相當高的工作投入水平。相反，低情緒智力者在遇到困難和挫折時不善于調(diào)節(jié)自己的情緒和行為，容易導(dǎo)致壓力過大，心理長期失衡，從而影響到工作和生活，降低工作投入的程度，也會影響家庭生活的卷入。根據(jù)本研究的發(fā)現(xiàn)，教育主管部門及幼兒園負責人應(yīng)密切關(guān)注幼兒教師的工作家庭沖突，強化“以人為本”的管理理念，采取有效措施給教師提供充分的主、客觀支持，尤其要重視教師情緒智力的培養(yǎng)，通過心理健康教育講座、耐挫力訓(xùn)練、情緒調(diào)控訓(xùn)練等途徑提升幼兒教師的情緒智力，從而有效調(diào)節(jié)工作家庭沖突對教師工作狀態(tài)的負性影響。

五、結(jié)論

本研究得出以下主要結(jié)論：

(1)幼兒教師的工作家庭沖突水平較高, 且工作對家庭的干擾效應(yīng)更明顯。

(2)幼兒教師的工作家庭沖突、情緒智力分別負向和正向預(yù)測其工作投入。

(3)幼兒教師的情緒智力可以調(diào)節(jié)工作家庭沖突對其工作投入的負性影響。

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(責任編輯 胡 巖)

Impact of Work-Family Conflict on Work Engagement among Preschool Teachers: Emotional Intelligence as a Moderator

LI Yongzhan

(Teacher Education College, Pingdingshan University, Pingdingshan 467000, China)

To explore the relationship between work-family conflict, emotional intelligence and work engagement among preschool teachers, a total of 270 preschool teachers in Henan province were selected to complete the survey. The result indicated that (a) the level of preschool teachers’ work-family conflict (WFC) was a little high, and compared with their family interfere work (FIW), their work interfere family (WIF) was more serious; (b) preschool teachers’ work- family conflict negatively predicted their work engagement, while their emotional intelligence positively predicted their work engagement; and (c) preschool teachers’ emotional intelligence was a moderator between their work-family conflict and work engagement; specifically, preschool teachers’ work-family conflict negatively predicted their work engagement at the low level of their emotional intelligence. However, at the high level of their emotional intelligence, preschool teachers’ work-family conflict did not impact their work engagement significantly.

work-family conflict；work engagement；emotional intelligence；preschool teachers

10.16382/j.cnki.1000-5560.2015.04.012

河南省教育廳科學(xué)技術(shù)研究重點項目“河南省幼兒教師社會支持感、工作投入與心理健康的關(guān)系研究”(14B190002)。