高校青年教師工作家庭互動與生活滿意度的關系研究
——核心自我評價的調節(jié)作用

陳春平

(廈門大學,福建 廈門 361005)

21世紀以來,焦慮、偏見、抑郁等不健康心理和異常心理成為社會關注的焦點。以往對青少年的心理健康問題關注較多,但隨著生活節(jié)奏加快和工作“內卷化”效應加重,成年人的心理健康狀態(tài)也逐漸得到重視。青年教師作為高校教師隊伍中的“生力軍”,因肩負大學發(fā)展、人才培養(yǎng)和知識創(chuàng)新的重任而備受矚目和關注。處于職業(yè)生涯早期的高校青年教師,除了需要完成從“學生”到“教師”的身份重構外,還面臨著首聘期“非升即走”“非升即轉”的嚴格考評。教師的生活滿意度與教師的工作效能有著密切的聯系,很大程度上會直接影響到教師的教學水平和學生的學業(yè)收獲。如果教師有一個中等水平的生活滿意度,增強他們的幸福感可能會對學生的學業(yè)成就產生積極的影響[1],還會激發(fā)他們的科研創(chuàng)新能力。因此,擁有一批具有持續(xù)創(chuàng)新能力和巨大發(fā)展?jié)摿Φ母咝Ｇ嗄杲處?成為我國高校建設世界一流大學的根本保障,也是推進我國科技創(chuàng)新和社會經濟發(fā)展的重要引擎。為此,提升高校青年教師生活滿意度,探索積極工作家庭互動關系將成為高校的共同行動,也是高校強化人力資本優(yōu)勢的戰(zhàn)略性選擇。

目前,相關研究在考慮影響教師生活滿意度的因素時,主要考慮到了個體差異(如積極情感)和組織因素(如教學支持),而一個重要的先決因素——工作與家庭的互動關系往往容易被忽視。事實上,我們認為當教師在具有較強工作家庭積極互動和較弱的工作家庭消極互動時,教師或將會表現出較高的生活滿意度。因此,我們期望核心自我評價能塑造高校青年教師對工作家庭互動的積極看法,從而對生活滿意度起到保護作用,進而削弱工作家庭互動對生活滿意度的消極影響。鑒于此,本研究將探討高校青年教師工作家庭互動、核心自我評價和生活滿意度之間的關系,以及探討核心自我評價在高校青年教師的工作家庭互動和生活滿意度的關系中是否存在調節(jié)作用,期以優(yōu)化高校青年教師工作家庭互動關系。

一、文獻綜述和研究假設

(一)工作家庭互動與生活滿意度

1.生活滿意度

生活滿意度是指基于自身標準對個人生活質量的一種有意識的認知判斷和主觀評價[2]。分為一般生活滿意度和特殊生活滿意度,一般生活滿意度就是個人對生活質量的總體評價,特殊生活滿意度是對不同生活領域的具體評價,比如有家庭滿意度,學校滿意度等[3]。在本研究中生活滿意度主要是指一般生活滿意度,即高校青年教師對個人生活質量的總體評價。

2.工作家庭互動

工作家庭互動是一個過程,是指在某個場域(如學校)的工作者受到另外一個場域(如家庭)的積極或消極影響[4]。根據方向(工作對家庭、家庭對工作)和質量(積極和消極作用)可以將其劃分為四類[5]。值得注意的是,工作家庭互動與工作家庭沖突的內涵是不一樣的,工作家庭沖突主要是指個體在家庭和工作生活領域中的角色不相容,進而產生的一種消極作用[6]。在本研究中,不僅有消極互動還有積極互動。

3.工作家庭互動與生活滿意度的關系

工作家庭互動和生活滿意度之間的關系可以通過溢出理論來解釋。溢出效應表示一個人在進行某項活動時,不僅會產生活動所預期的效果,而且會對組織之外的人或社會產生影響。工作對家庭的積極溢出效應是指通過認知和動機過程將積極的情緒或行為和有價值的技能從工作轉移到家庭[7],反之亦然。該理論有助于理解積極的工作家庭互動關系,因為可接受的努力付出會與其他領域的積極溢出相關聯,從而形成積極的結果。教學可以被視為一種內在激勵的工作[8],它可以積極溢出至家庭領域,并產生更高水平的生活滿意度。家庭支持和平衡也能形成積極的溢出效應,從而促進工作發(fā)展,形成更高水平的生活滿意度。為此,本研究形成假設H1a:工作對家庭積極互動與教師生活滿意度呈正相關關系。H1b:家庭對工作積極互動與教師生活滿意度呈正相關關系。

消極的工作家庭互動也可以通過溢出理論來解釋,通過增加工作或家庭需求來溢出并影響家庭或工作狀況。根據該理論,來自一個領域(如家庭)的負面情緒(如易怒、擔憂、疲勞)可能導致人們忽視需求,并干擾其他領域(如工作)的正常運轉。這可能導致不利的結果,并潛移默化地對生活滿意度產生消極影響。已有的研究發(fā)現消極的工作家庭互動能預測倦怠、抑郁和對工作、生活的不滿意[9]?；谝陨戏治?本研究形成假設H1c：工作對家庭消極互動與教師生活滿意度呈負相關關系。H1d：家庭對工作消極互動與生活滿意度呈負相關關系。

(二)核心自我評價的調節(jié)作用

1.核心自我評價

核心自我評價是一種塑造個人對自己生活的總體感知方式[10],它會影響人們對自己的自我價值、能力和能力的基本評價[11]。核心自我評價被概念化為四個相關的人格傾向,分別是自尊(個體的總體價值評價)、一般自我效能(個體處理事情能力的評價)、控制點(個體對生活和環(huán)境的控制權評價)和神經質(對個人情緒調節(jié)的評價)[12]。核心自我評價對個體心理健康、幸福感、滿意度和工作績效等方面都具有良好的促進作用,同時又能起到調節(jié)不良環(huán)境刺激的作用[13]。核心自我評價不僅有水平之分,還存在穩(wěn)定與不穩(wěn)定之分,會受到自我能力信念和外界環(huán)境的影響。一般而言,高核心自我評價的個體傾向于選擇積極樂觀的自我評價方式,會相信自己的價值和能力[10]。

2.核心自我評價的調節(jié)作用

核心自我評價的調節(jié)作用可以根據差異性暴露反應模型來解釋[14]。根據該模型,人格會通過兩種不同的機制來影響生活事件的結果。其一是人格會影響人們感知負面事件的方式,這往往會取決于個體為了成功應對某些事件而擁有的資源和控制的信念。其二是具有一定個性特征的個體可能會選擇更有效的應對策略,這有助于他們更好地管理工作與家庭的溢出效應。譬如,具有較高核心自我評價的個體傾向于更積極地看待生活工作關系[15],這可能在對減少負面情況的影響中起到緩沖作用,并幫助他們更好地管理消極的工作家庭互動對幸福感的影響。有證據表明,高自尊可以促進心理彈性,保護人們免受工作壓力的負面影響[16]。此外,核心自我評價是平衡工作和家庭生活的和預測生活滿意度的重要因素[17]。一般自我效能感和控制點有助于抵消教師對滿足家庭領域的高要求而帶來的負面影響,并力促他們形成積極的人生觀[18],提高應對生活壓力事件的能力,并減少潛在的相關健康風險[19]。基于以上分析,提出假設H2a：高的核心自我評價能降低消極的工作家庭互動與教師生活滿意度之間的關系。

相比之下,積極的工作家庭互動對具有較高核心自我評價的高校青年教師來說,他們的生活滿意度可能不會有太大的改變,因為他們對生活有著內在的積極看法。對于缺少資源和控制力不足且無法應對生活的人來說,可能更需要外部積極事件的干預。由于較高核心自我評價在積極的工作生活環(huán)境中可能是冗余的[20],我們認為在核心自我評價較低的高校青年教師群體中,積極的工作家庭互動與生活滿意度之間的關聯更強?；谝陨戏治?提出假設H2b：低的核心自我評價能加強積極的工作家庭互動與教師生活滿意度之間的關系。

二、研究設計

(一)研究樣本

本研究的數據通過問卷調查的方式獲得,問卷采用李克特量表的形式,受訪對象主要為40歲以下的本科高校青年教師,不包括行政崗教師,最終回收有效問卷202份,樣本平均年齡33.40歲(SD=4.345)。其中,男性占42%,女性占58%；本科學歷占10.4%,碩士和博士學歷各占71.7%和17.9%；職稱為助教、講師、副教授和教授的分別占比18.3%,15.3%,58.9和7.5%。

(二)研究工具

1.工作家庭互動量表

工作家庭互動量表是Geurts等人(2005年)編制的[5]。分別由工作對家庭消極互動、家庭對工作消極互動、工作對家庭積極互動、家庭對工作積極互動等4個分量表構成,采用李克特4級量表進行測量,范圍從1(從不)到4(總是)。各個分量表得分越高,表明工作家庭互動關系越強,產生的積極或消極影響越大。

2.生活滿意度量表

生活滿意度量表由Diener等人(1985年)編制的[21],是一個從1(強烈不同意)到7(強烈同意)的5個條目量表,用以衡量主觀幸福感的認知成分,表明高校青年教師對生活滿意度以及他們的生活與理想生活的距離。該量表在以往的研究中被廣泛采用,得分越高,表明生活滿意度越高。

3.核心自我評價量表

核心自我評價量表采用Judge等人(2003年)等人編制的核心自我評價量表進行測量[22],一共12個條目,從1(非常不同意)到5(非常同意)。Judge等人從眾多人格特質中篩選4種特質來描述核心自我評價,分別是自尊、控制點、神經質和一般自我效能感。由于四個核心自我評價維度非常相似,所以量表得分是所有項目評分的均值。每個核心特質包括3個題項,其中神經質采用反向編碼。

控制變量方面,選取高校青年教師性別、年齡、教育程度、職稱和教齡等為控制變量。各個量表的驗證性結構模型各項指標和克隆巴赫α系數都相對合理,表明具有較高的信效度(見表1)。

表1 量表的信效度檢驗系數

(三)研究思路

本研究嘗試探索核心自我評價的調節(jié)作用,研究框架如圖1所示。四種不同類型的工作家庭互動關系會高校青年教師生活滿意度產生不同的影響,檢驗和分析核心自我評價在此過程中的調節(jié)作用,并在此基礎上,嘗試提出提升高校青年教師生活滿意度的策略。

在數據處理上,本研究采用了Harman單因素因子分析對共同方法偏差進行檢驗,檢驗結果顯示,特征值大于1的因子共有8個,第一個因子方差貢獻率為22.105%,遠小于40%的臨界值,說明結果良好,研究所用數據不存在嚴重的共同方法偏差問題,同時為進一步減少自變量和調節(jié)變量的共線性問題,本研究對數據進行了中心化處理。在此基礎上,本研究使用Amos21.0對本研究所使用的量表進行驗證性因子分析,然后使用SPSS 25.0對數據進行描述性分析和相關分析,最后用PROCESS宏程序進行調節(jié)模型分析,探討核心自我評價對工作家庭互動與生活滿意度之間的關系。

三、結果分析

(一)描述性統(tǒng)計和相關分析

表2總結了各變量的描述性統(tǒng)計及相關矩陣。在工作家庭互動關系上,“工作對家庭消極互動”要顯著高于“家庭對工作消極互動”,分別為2.17和1.44分(p<0.05),意味著高校青年教師將工作中更多的消極影響帶入到家庭。工作家庭的積極互動得分都較高,其中家庭對工作的積極影響高于理論中值2.5分。整體來看,生活滿意度高于理論中值4分,達到了4.41分,表明高校青年教師的生活滿意度水平較高,自評更加趨于幸福和正面,但仍有進一步提升的空間。在核心自我評價上,得分為3.48,也明顯高于中值3分,反映高校青年教師對自己具有較高的評價和認知能力。

在變量的相關方面,由表2可見,工作對家庭和家庭對工作消極互動與生活滿意度呈顯著負相關關系(r1=-0.33,r2=-0.21；P<0.01),工作對家庭和家庭對工作的積極互動與生活滿意度呈顯著正相關關系(r3=0.27,r4=0.20；P<0.01)。故研究假設H1a、H1b、H1c、H1d均得到驗證。另外,在不同職稱、不同年齡、不同性別等維度上,高校青年教師的生活滿意度都不存在顯著性差異。

表2 工作家庭互動、生活滿意度與核心自我評價的相關矩陣和描述性分析(N=202)

(二)核心自我評價的調節(jié)效應

采用PROCESS宏程序(模型1)進行調節(jié)效應分析,分別以四種不同類型的工作家庭互動為自變量,生活滿意度為因變量,將核心自我評價作為中介變量放入模型,并對年齡、性別等變量進行控制,結果表明,在工作對家庭消極互動和家庭對工作積極互動兩類關系中,核心自我評價能夠調節(jié)工作家庭互動與生活滿意度的關系。

為更清楚地揭示核心自我評價調節(jié)效應的實質,將核心自我評價按照正負一個標準差進行高中低分組,進行簡單效率分析。通過圖2可以直觀地看到,當核心自我評價較低(M-SD)時,隨著工作對家庭的消極互動增強,高校青年教師的生活滿意度的下降趨勢不顯著(β=0.07,t=0.29,p>0.05)；當核心自我評價較高(M+SD)時,隨著工作對家庭的消極互動越強,高校青年教師的生活滿意度呈顯著下降趨勢(β=-0.93,t=-3.52,p<0.05),這表明工作對家庭消極互動對生活滿意度的影響在核心自我評價得分較高時更大,這一結果符合“杯水車薪”模式。表明高校青年教師對個自我認知越強時,在面對較高的工作對家庭的消極互動影響時,生活滿意度下降得越快。但毫無疑問的是,不同高校青年教師面對同樣的工作對家庭的消極互動時,具有較高核心自我評價個體的生活滿意度還是要高于具有較低的核心自我評價個體。此分析結果部分驗證了H2a。但是,在家庭對工作的消極互動中,核心自我評價對其與生活滿意度的關系不具有調節(jié)效應。

按照上述同樣方法,對積極的工作家庭互動與生活滿意度的關系進行探討(見圖3)。研究表明,當核心自我評價較低(M-SD)時,隨著家庭對工作積極互動增強,高校青年教師生活滿意度提升不顯著(β=0.07,t=0.51,p>0.05)。當核心自我評價較高(M+SD)時,隨著家庭對工作的積極互動增強,高校青年教師生活滿意度顯著提升(β=0.48,t=3.20,p<0.05),這表明家庭對工作積極互動對生活滿意度的影響在核心自我評價得分較高時更大,這一結果符合“錦上添花”模式。即當個體在面對較高的家庭對工作的積極互動時,具有較高核心自我評價的高校青年教師的生活滿意度顯著提升,并且絕對的生活滿意度也遠遠高于低核心自我評價的個體。為此,本研究中H2b的假設沒有得到驗證。

四、結論與建議

(一)研究結論

本研究發(fā)現,生活滿意度與四種工作家庭互動關系存在顯著相關性,與溢出理論所闡釋的道理一致,也進一步強調了正面溢出和負面溢出的重要意義。核心自我評價與生活滿意度之間存在較強的相關性,也說明提高高校青年教師的生活滿意度,核心自我評價可能是一個有效的解決方式。其次,研究發(fā)現具有較高的核心自我評價的高校青年教師的生活滿意度要顯著高于具有中等或較低核心自我評價的教師。最后,研究表明,在面臨強烈的工作對家庭的消極互動和家庭對工作的積極互動時,核心自我評價會起到調節(jié)作用,其中具有較高核心自我評價的高校青年教師會分別出現“杯水車薪”和“錦上添花”效應。即具有較高核心自我評價的高校青年教師并不會削弱工作對家庭消極影響與生活滿意度的負面影響,而具有較高核心自我評價的高校青年教師能提升家庭對工作積極互動對生活滿意度的正向作用。為此,高校要承認并開始減少工作與家庭互動對教師滿意度的不利影響,同時學校管理層可以通過采用相應支持來促進積極的溢出效應。此外,在面對工作對家庭消極互動和家庭對工作積極互動時,具有較低核心自我評價的教師是不顯著的。

(二)研究建議

2019年,我國普通高校專任教師數已經達到176萬,40歲以下高校教師占比達到50.6%[23],高校青年教師已經成為一個非常龐大的群體。已有研究表明青年教師的生活滿意度是要顯著低于中年教師的[24],加之青年教師缺少足夠的工作經驗,導致青年教師在職業(yè)發(fā)展過程中問題較多。

1.構建高校青年教師發(fā)展的支持機制

從學術職業(yè)內涵分析,它一定是生計活動、專業(yè)服務與理想探究的有機統(tǒng)一。然而,眾多研究將青年教師的職業(yè)發(fā)展直接等同于學術發(fā)展,忽略了對高校教師這一職業(yè)群體的生計、生活滿意度方面的關注。由此,處于學術開始階段的青年教師在工作與生活互動中,或許面臨諸多不利條件的影響,如生活壓力、住房、交通等。因此,研究結論表明家庭與工作的互動關系對青年教師生活滿意度存在顯著關系,這也就撐開了青年教師發(fā)展的另一個維度,也即關注青年教師發(fā)展的非學術領域[25]。因此,一是加強青年教師的生活福利保障支持,如住房、交通等；二是優(yōu)化青年教師的工作生活條件,具體包括學術環(huán)境、生活條件,減少不必要的生活壓力對學術工作的影響。

2.完善促進教師心理健康的制度設計

當前,教師工作已經在高校組織層面逐漸走向健全,黨委教師工作部、教師發(fā)展中心等高校內部組織成為管理、支持與推動教師發(fā)展與師風師德建設的有效載體。但是從內部管理規(guī)程來看,組織制度對高校青年教師師風師德、立德樹人、管理評價等方面尤為重視,但卻在常態(tài)工作忽視了青年教師本身作為一個處于發(fā)展階段的個體對象的心理狀況。一個可能的結果是,如若高校青年教師的心理問題沒有得到制度層面的重視,個體危機或許會成為群體性風險。為此,一是完善關涉高校教師心理健康的制度設計,將高校教師心理健康問題納入大學組織制度目標體系中,將這一問題進行常態(tài)化管理；二是通過教師工作部、教師發(fā)展中心等行政與學術組織,通過培訓、咨詢與實踐等方式,不斷優(yōu)化與解決青年教師的職業(yè)壓力、生活困境與心理問題；三是建立常態(tài)化與周期性的核心自我評價水平診斷,監(jiān)測教師的應對工作生活壓力的整體狀況。

3.推動高校青年教師評價的分類轉型

不同教師的核心自我評價水平,對生活滿意度具有不同的調節(jié)作用。由此可見,統(tǒng)一的剛性制度在形成組織秩序中,是以消除群體的異質性為代價的。特別是教師評價制度,不同職稱、性別、學歷的教師在面對統(tǒng)一剛性的評價標準時,其核心自我評價水平是不同的。從個體發(fā)展出發(fā),高校教師評價制度需要兼顧統(tǒng)一與多元之間的張力,其核心仍在于通過評價促進不同水平的教師提升自我。為此,推動高校教師的分類評價,使不同教師可以在不同評價軌道中得到發(fā)展,而不是過度競爭。除此之外,高校需要加強教師工作的過程管理,關注不同核心自我評價水平教師的生活與工作的互動,進而促進青年教師積極的溢出效應。

高校需要把握青年教師學術職業(yè)發(fā)展的階段性特征,為處于學術職業(yè)發(fā)展初期的高校青年教師提供恰切的制度保障,需要學會用評價制度去解放青年教師的創(chuàng)造力,而非是讓評價制度倒逼青年教師陷入過度追求學術工作效率目標的思維窠臼中[26]。另一方面,隨著現代大學的發(fā)展,大學教師群體由單一同質化的學術群體逐步變革為多元異質化的職業(yè)群體[27]。高校需要尊重青年教師群體的異質性,著力探索實施給予崗位差異的分類考評制度。高校青年教師的評價要從職業(yè)特點出發(fā),遵循教師成長規(guī)律,促進教師在職業(yè)勞動過程中實現自身發(fā)展。