過勞氛圍、過度勞動與高校教師創(chuàng)新行為的研究

王 欣，楊 婧，楊河清

1.首都經濟貿易大學勞動經濟學院，北京 100070；2.北京第二外國語學院旅游科學學院，北京 100024；3.北京旅游發(fā)展研究基地，北京 100024)

實踐表明，從經費投入到科研成果產出，高校一直以來都是國家創(chuàng)新發(fā)展的重地，大量的科技創(chuàng)新成果都來自高校。我國的過度勞動問題日益凸顯，較為普遍地存在于各行各業(yè)中，甚至成為部分員工的工作常態(tài)，加班問題十分嚴重。高教教師的過度勞動問題更為普遍和嚴重，但卻一直沒有受到更多重視。近些年來高校教師 “過勞猝死” “積勞成疾去世”的事件屢被報道，尤其是在青年教師群體中工作時間長、工作強度高、科研學術錦標賽背后的壓力問題已十分嚴重。生活作息時間不規(guī)律，沒有時間進行體育鍛煉，睡眠時間嚴重不足等導致的生理、心理、精神問題在高校教師群體日漸凸顯，抑郁癥、焦慮癥等各類心理疾病的病例也在增多。因此，如何讓高校教師在更具創(chuàng)新活力的同時做好身心減負工作，迫切需要提上日程。

1 研究設計

1.1 研究假設

(1)過勞氛圍與創(chuàng)新行為的關系研究。過勞氛圍是以捕捉過度勞動的心理氛圍為核心特征，以此評估員工在多大程度上期望自己用過度勞動的方式來完成任務。而這些看法主要是由高管和主管推動的，他們鼓勵員工加班，并希望員工遵守加班規(guī)定、遵循加班文化，因此，Mazzetti等[1]在此基礎上提出過勞氛圍。依據資源保存理論，在過勞氛圍下員工為了保留自己的職場地位和競爭優(yōu)勢，當面對周圍同事的努力拼搏時往往會更加激發(fā)個體的努力程度，以避免資源流失，從而會促使個體更高水平的工作投入。員工創(chuàng)新行為 (Innovative Behavior，IB)是指員工在工作環(huán)境中創(chuàng)造、介紹和應用新的想法，以提高個人或組織的績效，其揭示了促進新想法的創(chuàng)造、實驗和實施的行為[2]。

高校教師需要在學術研究上不斷創(chuàng)新，要與時俱進，要提出新思想、新發(fā)現、新技術等。除此之外，隨著互聯網的發(fā)展與普及，知識傳播與迭代的速度越來越快，高校教師還需要在課堂教學上不斷探索新的教學理念、教學模式，對知識不斷更新。因此，無論是科研還是教學，高校教師都需要不斷地自我學習與創(chuàng)新。創(chuàng)新行為不僅需要新思路、新想法，還需要確保這個想法能夠得以實施，所以需要投入大量的努力。高校教師在教學以外的安排是較為自主與自由的，具有較低的約束性，正式化水平低，但這個群體往往具備很強的責任感，以及對學術研究的追求與熱愛。因此，過勞氛圍中的高校教師更會具有高水平的工作投入，從而促進創(chuàng)新行為。綜上所述，提出假設H1：過勞氛圍與高校教師創(chuàng)新行為具有顯著正相關關系。

(2)過勞氛圍與過度勞動的關系研究。過度勞動 (簡稱 “過勞”)，是指在勞動過程中存在的超時、超強的勞動投入狀態(tài)或勞動行為，并由此導致疲勞蓄積，經過少量休息無法恢復的狀態(tài)[3]。依據資源保持理論，當個體感知到外部環(huán)境緊張、壓力的氣氛，為了避免資源流失，會迫使自己更加努力工作，在工作中投入更多的能量。根據自我損耗理論，過勞氛圍會促使個體提供更高水平的工作強度、更長的工作時間等，這會增加個體的能量消耗，甚至增加個體的自我控制執(zhí)行，進一步自我損耗。個體為了保留住資源與能量，不得不更加努力地工作投入，而過度勞動將加重自我損耗。

高校教師不僅要有科研產出，還需要從事教學活動，對情緒勞動要求較高的群體往往更容易發(fā)生自我損耗。該群體通常工作到深夜，工作壓力大，過勞程度高，因此更需要通過合理的休息和補充能力得以恢復。否則將不利于身心健康，甚至會發(fā)生 “過勞猝死”。高校教師責任感強，成就目標高，期望更高水平的工作績效和組織貢獻，即便周末和寒暑假期間也很難得到充分的休息和身心恢復。由于這個群體的工作特征和共性，從而容易形成過勞氛圍很濃的工作環(huán)境。因此，長此以往會更加促使個體的過度勞動。綜上所述，提出假設H2：過勞氛圍與高校教師過度勞動具有顯著正相關關系。

(3)過度勞動與創(chuàng)新行為的關系研究。創(chuàng)新行為涉及高水平的認知和情感資源，對工作量更具敏感。根據資源保存理論，工作量既能威脅到資源需求的得失從而具有阻礙性，又能促進個人成長的需求從而具有挑戰(zhàn)性[4]。Montani等[5]認為當工作量適度時，工作量有利于創(chuàng)新行為，二者之間呈倒U形關系。與普通的任務表現不同，創(chuàng)新行為代表一種對資源有需求的努力，需要員工在創(chuàng)新過程的每個階段投入大量資源，且需要維持在較高水平，需要較長時間的持續(xù)努力[6]。

高校教師是一個對創(chuàng)新水平要求很高的群體，往往維持著較高水平的工作動機、目標承諾、期望水平，以此避免資源流失的發(fā)生，對資源損失的感知超過資源獲得。資源損失會帶來更多的工作緊張，甚至出現倦怠、抑郁等不利于身心健康的后果。在團隊合作中，需要將自己的新想法傳播與推廣，還需要對他人的想法給予肯定或批判。石長慧等[7]對全國2504名科研院所、高校和企業(yè)中從事科學研究和技術開發(fā)的科技工作者進行調查，結果表明研發(fā)人員的工作壓力與工作倦怠呈顯著正相關關系。因為過度勞動程度已經超過工作量適度的界限，給身心健康帶來損失，甚至出現耗竭，將進一步加快資源流失，從而不利于創(chuàng)新。綜上所述，提出假設H3：過度勞動與高校教師創(chuàng)新行為具有顯著負相關關系。

(4)過度勞動的中介作用。高等教育改革縱深逐步推進，高校教師面對著愈加嚴峻的教學壓力和更為艱巨的科研任務，與此同時社會對高校教師的工作認知還停留在 “鐵飯碗” “不坐班、不考勤” “有寒暑假”的輕松工作偏見中，并沒有意識到對其工作情況認知的偏差和對高校教育質量更高的期待之間的矛盾也會給高校教師帶來更多的壓力。需要消耗額外的資源和能量來應對這些社會壓力和輿論，甚至還需要對外界壓力加以控制，這會帶來更大的自我損耗。職業(yè)聲望、社會期待、高校績效考核推動高校教師不得不肩負責任，更加努力地工作，以避免資源更多的流失。這種氛圍較為廣泛地在高校教師群體中傳播開來，群體奮發(fā)向上、積極努力工作能夠促進工作目標和績效的達成，利于創(chuàng)新。但是，過度工作投入的氛圍也會出現負面效果，會迫使個體過度勞動。工作量和其他外部壓力被認為是創(chuàng)新的績效障礙，因此也對其產生負面影響[8]。個體的過度勞動會造成一系列負面作用，包括對創(chuàng)新行為的不利影響。由此可知，過勞氛圍對創(chuàng)新行為的影響既有直接效應，又有間接效應。綜上所述，提出假設H4：過度勞動在過勞氛圍與高校教師創(chuàng)新行為關系中具有顯著中介作用。

(5)工作-家庭沖突的調節(jié)作用。工作-家庭沖突 (Work-Family Conflict，WFC)是一種角色沖突，反映了工作角色與家庭角色之間的矛盾與不兼容。有研究[9]表明，過度勞動會引發(fā)工作-家庭沖突。有學者[10]對澳大利亞高校教師進行調查，結果表明教師每周平均工作時間為47.70小時。工作壓力和工作時間是工作-家庭沖突的預測因素，盡管這個職業(yè)有更多的工作控制，但是沖突水平更高。此外，工作-家庭沖突對員工創(chuàng)新行為和團隊創(chuàng)新會產生負面影響[11]。依據自我損耗理論，資源是流動的，資源會從一個領域流向另一個領域，確切地說一個領域的資源損耗會減少另一領域的可用資源[12]。創(chuàng)新過程是一種需要個人參與創(chuàng)新活動相關的認知過程，需要消耗大量的認知和情感資源。根據資源流失理論，經歷工作-家庭沖突會導致認知和情感資源不斷流失，使其在工作領域中用于創(chuàng)造性過程的資源更少，無法保持對創(chuàng)新的專注，從而損害創(chuàng)新[13]。綜上所述，提出假設H5a：工作-家庭沖突調節(jié)過勞氛圍與過度勞動間正相關關系，即工作-家庭沖突越嚴重，過勞氛圍對高校教師過度勞動的負向影響越強；H5b：工作-家庭沖突調節(jié)過度勞動與創(chuàng)新行為間負相關關系，即工作-家庭沖突越嚴重，過度勞動對高校教師創(chuàng)新行為的負向影響越強。

1.2 理論模型構建

基于上述相關理論與假設分析，本研究構建的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

1.3 研究方法

(1)研究對象。本文于2021年12月—2022年1月對全國高校教師工作-家庭平衡問題進行調研，研究對象全部為高校專任教師 (不包括行政崗人員)。調研樣本覆蓋了全國22個省、4個自治區(qū)、4個直轄市、1個特別行政區(qū) (不包括西藏、臺灣和香港)的百余家高校。其中，東部地區(qū)占65.91%、中部地區(qū)占25.67%、西部地區(qū)占8.41%。通過適度勞動研究中心發(fā)放問卷，全部采用在線填答的形式，共發(fā)放975份問卷。剔除缺項、填答不當等無效問卷后，共收集到有效問卷927份，有效率為95.08%。

(2)測量工具。本文采用以下方式進行測量。

過勞氛圍：采用Mazzetti等[14]的過勞氛圍量表，共包括8道題。采用李克特5點計分法，由高校教師進行自我評價，量表KMO為0.821，Cronbach’s α為0.762。

過度勞動：采用日本厚生勞動省[15]的疲勞蓄積度自測診斷表，包括自覺癥與工作負擔兩個維度，共計20道題。通過計算處理得到過度勞動的四個程度等級：0=不過勞、1=輕度過勞、2=中度過勞、3=重度過勞。其中，自覺癥維度KMO為0.954，Cronbach’s α為0.914；工作負擔維度KMO為0.837，Cronbach’s α為0.806；量表KMO為0.942，Cronbach’s α為0.912。

創(chuàng)新行為：采用Scott等[16]的創(chuàng)新行為量表，其包括6道題。采用李克特5點計分法，由高校教師進行自我評價，量表KMO為0.885，Cronbach’s α為0.870。

工作-家庭沖突：采用Grandey等[17]的雙向工作-家庭沖突量表，包括工作-家庭沖突與家庭-工作沖突兩個維度，共計11道題。采用李克特5點計分法，由高校教師進行自我評價，工作-家庭沖突維度KMO為0.916，Cronbach’s α為0.928；家庭-工作沖突維度KMO為0.819，Cronbach’s α為0.815；雙向工作-家庭沖突量表KMO為0.899，Cronbach’s α為0.878。

控制變量：由于性別、年齡、婚姻、職稱、行政級別等影響高校教師的創(chuàng)新行為，因而對其進行控制。

2 實證分析

本調研中，男性占41.53% (n=385)、女性占58.47% (n=542)。其中，30歲以下占12.51% (n=116)、30—40歲占49.62% (n=460)、40—50歲占23.95% (n=222)、50歲及以上占13.92% (n=129)，平均年齡為38.51歲；已婚占88.24% (n=818)、未婚占11.76% (n=109)；入職5年及以內占33.76% (n=313)、5～10年占21.57% (n=200)、10～15年占19.85% (n=184)、15年以上占24.81% (n=230)，平均工齡為11.38年；處級以下人員占84.57% (n=784)、處級及以上人員占15.43% (n=143)；助教占5.72% (n=53)、講師占45.09% (n=418)、副教授占29.67% (n=275)，教授占19.53% (n=181)，非碩導博導占44.55% (n=413)、碩導占45.20% (n=419)、博導占10.25% (n=95)；所調查的高校教師研究發(fā)展覆蓋所有一級學科門類。

2.1 基本回歸分析

采用Harman單因子方法進行共同方法檢驗。未旋轉的探索性因子分析，其中特征值最大因子解釋36.60% (未超40%)變異量，因此本研究不存在嚴重的同源方差問題。采用STATA16.0中SEM模塊進行驗證性因子分析，檢驗因子之間的區(qū)別效度。測試了單因子、雙因子、三因子和四因子模型 (見表1)，結果表明，假設的四因子基準模型數據擬合效果最佳。以上結果支持了測量模型的判別有效性。

表1 驗證性因子分析結果

本研究中主要變量的均值、標準差和相關性分析結果見表2，變量之間的相關關系與本文的預期一致。其中，創(chuàng)新行為與過勞氛圍 (r=0.212，P<0.001)、過度勞動 (r=-0.128，P<0.001)、工作-家庭沖突 (r=-0.154，P<0.001)均顯著相關，過度勞動與過勞氛圍 (r=0.188，P<0.001)顯著相關。由相關分析可知，主要變量的相互關聯性很強，由此可進一步做回歸分析，對高校教師創(chuàng)新行為的影響因素進行剖析。

表2 相關分析結果

表3中的模型2顯示，過勞氛圍正向顯著影響高校教師創(chuàng)新行為 (β=0.249，P<0.001)，說明過勞氛圍每提高1個單位，高校教師創(chuàng)新行為將被提高0.249個單位，假設1得證；模型3顯示，過度勞動負向顯著影響高校教師創(chuàng)新行為 (β=-0.069，P<0.001)，說明高校教師過度勞動程度每增長1個單位，其創(chuàng)新行為將下降0.069個單位，假設3得證；模型6顯示，過勞氛圍正向顯著影響高校教師過度勞動 (β=0.302，P<0.001)，說明過勞氛圍每提高1個單位，高校教師過度勞動程度將增長0.302個單位，假設2得證。同時可以看到，高校教師創(chuàng)新行為既會受個體的過度勞動影響，也會受過勞氛圍影響。

表3 回歸結果 (N=927)

基于隨機森林模型對回歸方程進行穩(wěn)健性檢驗，將所涉及變量全部納入，建立回歸類型的決策樹。將數據集分為兩個子集，50%的數據用于訓練，50%的數據用于測試，并設置迭代次數為500次。為了進一步確定哪些因素在預測過程中最重要，繪制每個預測變量的重要性。如圖2所示，在基于回歸類型決策樹的隨機森林模型中，過勞氛圍、年齡、性別、過度勞動、行政級別、職稱、婚姻狀況等以此為重要預測指標的排序順序。可以看到，過度勞動氛圍和過度勞動在對高校教師創(chuàng)新行為的預測中起到了主要作用。

圖2 影響高校教師創(chuàng)新行為預測變量的重要性

2.2 傳導機制分析

根據中介效應檢驗方法，首先檢驗過勞氛圍對過度勞動的影響，結果見表3中的模型6，過勞氛圍顯著正向影響高校教師過度勞動 (β=0.302，P<0.001)；其次檢驗過度勞動對高校教師創(chuàng)新行為的影響，結果見模型3，過度勞動顯著負向影響高校教師創(chuàng)新行為 (β=-0.069，P<0.001)；最后檢驗過度勞動的中介效應，結果見模型4，過勞氛圍、過度勞動共同納入回歸方程后，過勞氛圍對高校教師創(chuàng)新行為的影響顯著提高 (β=0.279，P<0.001)。但也明顯看到，過勞氛圍對高校教師創(chuàng)新行為的影響增強了。因此，過度勞動部分中介過勞氛圍對高校教師創(chuàng)新行為的影響 (中介效應=-0.029)，假設4得證。為了進一步檢驗穩(wěn)健中介效應效果，采用Sobel檢驗，得到P<0.001，代表拒絕原假設，中介效應得證，所得結果與上述一致 (c=0.249，P<0.001；c’=0.279，P<0.001；a×b=-0.029，P<0.001)。中介效應在總效應中的占比為-11.76%，假設4再次得證。

根據前面文獻分析可知，工作-家庭沖突既會影響過勞氛圍對過度勞動的作用效果，也會影響過度勞動對創(chuàng)新行為的作用效果。因此，工作-家庭沖突如何影響該傳導機制，并起到多大的影響需要進一步分析。第一階段：工作-家庭沖突在過勞氛圍與過度勞動調節(jié)效應的檢驗結果見表4中的模型5，過勞氛圍與工作-家庭沖突的交互項負向影響高校教師的過度勞動。而工作-家庭沖突對高校教師過度勞動具有顯著正向影響，說明工作-家庭沖突會加劇高校教師的過度勞動程度，但對過勞氛圍具有替代作用，即會減緩過勞氛圍對高校教師過度勞動的影響?？赡苁怯捎谶^勞氛圍主要來自工作場所的壓力感知，而工作-家庭沖突來自家庭層面。相較于工作場所，家庭對個體的影響更為直接，且更為明顯。該過程的調節(jié)效應如圖3 (a)所示，假設5a得證?？梢悦黠@看出，在低過勞氛圍組，高工作-家庭沖突會加大個體過度勞動程度，而在高過勞氛圍組，這種效果并不明顯。第二階段：工作-家庭沖突在過度勞動與創(chuàng)新行為調節(jié)效應的檢驗結果見表4中的模型4，過度勞動與工作-家庭沖突的交互項正向影響高校教師創(chuàng)新行為，其調節(jié)效應如圖3 (b)所示，假設5b得證。可以看出，過度勞動、工作-家庭沖突均對高校教師創(chuàng)新行為具有負向顯著影響。工作-家庭沖突對過度勞動也具有替代作用，會減緩其對高校教師創(chuàng)新行為的影響。在低過度勞動組別中，低工作-家庭沖突更利于高校教師創(chuàng)新行為，在高過度勞動組別中，這種效果并不凸顯。

(a)在過勞氛圍與過度勞動間的調節(jié)效應 (b)在過度勞動與創(chuàng)新行為間的調節(jié)效應圖3 工作-家庭沖突的調節(jié)效應

2.3 穩(wěn)健性分析

在納入調節(jié)機制后，中介效應是否依舊穩(wěn)健，傳導路徑是否依舊平穩(wěn)，還需要進一步驗證。檢驗第一階段：過度勞動部分中介過勞氛圍對高校教師創(chuàng)新行為的影響 (中介效應=-0.038)。為了進一步檢驗穩(wěn)健中介效應效果，采用Sobel檢驗，得到P<0.05，代表拒絕原假設，中介效應得到驗證，所得結果與上述一致 (c=0.368，P<0.05；c’=0.406，P<0.01；a×b=-0.038，P<0.01)。中介效應在總效應中的占比為-10.20%。結果見表5，在不同的工作-家庭沖突水平下，過勞氛圍通過過度勞動對高校教師創(chuàng)新行為的間接作用存在顯著組間差異。在較低水平工作-家庭沖突條件下，過度勞動的中介作用會增強，但在較高水平工作-家庭沖突條件下，則對過度勞動的中介作用不起作用。檢驗第二階段：過度勞動的部分中介過勞氛圍對高校教師創(chuàng)新行為的影響 (中介效應=-0.002)。為了進一步檢驗穩(wěn)健中介效應效果，采用Sobel檢驗，得到P=0.574，代表接受原假設，中介效應未得到驗證，所得結果與上述一致 (c=0.282，P<0.001；c’=0.284，P<0.001；a×b=-0.002，P=0.574)。中介效應在總效應中的占比為-0.58%。過度勞動受到工作-家庭沖突的調節(jié)對高校教師創(chuàng)新行為的作用結果見表5。按照工作-家庭沖突該調節(jié)變量的平均值、平均值±1個標準差的標準，將其劃分為低、中、高三個水平組。在不同工作-家庭沖突水平下，過勞氛圍通過過度勞動對高校教師創(chuàng)新行為的間接作用存在顯著組間差異。在較低水平工作-家庭沖突條件下，過度勞動起到中介作用，但在較高水平工作-家庭沖突條件下，則沒有這種中介作用。

表5 被調節(jié)的中介效應檢驗結果 (N=927)

2.4 異質性分析

由表6可見，模型3表明過勞氛圍正向影響高校男教師的過度勞動，在0.1%的統計水平顯著；模型2表明過勞氛圍正向影響創(chuàng)新行為，在0.1%的統計水平顯著；模型1表明當加入過度勞動變量后，過勞氛圍依舊正向影響高校男教師的創(chuàng)新行為，過度勞動則負向影響創(chuàng)新行為，二者分別在0.1%、1%的統計水平顯著。但也明顯看到，過勞氛圍對創(chuàng)新行為的影響增強了，因此，過度勞動部分中介過勞氛圍對高校男教師創(chuàng)新行為的影響 (中介效應=-0.025)。為了進一步檢驗穩(wěn)健中介效應效果，采用Sobel檢驗，所得結果一致。除此之外，其余變量均為在相應的統計水平上對高校男教師創(chuàng)新行為產生影響。由模型4～6同樣得到過度勞動部分中介過勞氛圍對高校女教師創(chuàng)新行為的影響 (中介效應=-0.034)，中介效應明顯高于男性組別，且過度勞動、過勞氛圍對高校女教師創(chuàng)新行為影響的作用效果也明顯強于男教師，這一點在過勞氛圍對過度勞動的影響效果中更為凸顯。除此之外，高校女教師創(chuàng)新行為還受到年齡、婚姻的影響。女性年齡越大越不利于創(chuàng)新行為，且在0.1%的統計水平顯著，這點在高校男教師中并不明顯。相比于未婚、離異、喪偶女性，已婚女性的創(chuàng)新行為更強，且在5%的統計水平顯著，有婚姻家庭的高校女教師更有創(chuàng)新的動力，說明高校女教師的創(chuàng)新行為明顯受到年齡和婚姻的影響。

表6 按性別分組回歸結果 (N=927)

將年齡進行重新分組處理，得到表7所示結果。模型3表明過勞氛圍正向影響高校40歲以下教師的過度勞動，在0.1%的統計水平顯著。模型2表明過勞氛圍正向影響 40歲以下教師的創(chuàng)新行為，在0.1%的統計水平顯著。模型1表明當加入過度勞動變量后，過勞氛圍依舊正向影響40歲以下教師的創(chuàng)新行為，過度勞動則負向影響創(chuàng)新行為，二者分別在0.1%、1%的統計水平顯著。但也明顯看到，過勞氛圍對高校40歲以下教師創(chuàng)新行為的影響增強了。因此，過度勞動部分中介過勞氛圍對高校40歲以下教師創(chuàng)新行為的影響 (中介效應=-0.035)。為了進一步檢驗穩(wěn)健中介效應效果，采用Sobel檢驗，所得結果一致。除此之外，性別和婚姻均在5%的統計水平顯著影響高校40歲以下教師創(chuàng)新行為。由模型4～6同樣得到，過度勞動部分中介過勞氛圍對高校40歲及以上教師創(chuàng)新行為的影響 (中介效應=-0.023)，中介效應較40歲以下組別更弱。且過度勞動、過勞氛圍對40歲及以上教師創(chuàng)新行為影響的作用效果也明顯弱于40歲以下教師，說明青年教師更容易受到環(huán)境氛圍的影響。除此之外，除了性別變量外其余變量均為在相應的統計水平對高校男教師創(chuàng)新行為產生影響，說明無論年齡多大，在創(chuàng)新行為上高校男教師明顯強于女教師。

表7 按年齡分組回歸結果 (N=927)

將職稱重新進行分組處理，得到表8所示結果。在三個組別中，過度勞動部分中介過勞氛圍對高校教師創(chuàng)新行為的影響，中介效應分別為-0.029、-0.035、-0.019，各組別中介效應存在較大差距，副教授組別的中介效應最高。過度勞動、過勞氛圍、性別、年齡、婚姻、行政級別均對講師及以下教師創(chuàng)新行為產生顯著影響。女性、年齡越大、沒有婚姻家庭、行政級別越低，其創(chuàng)新行為越弱，反映出講師及以下教師的創(chuàng)新行為會受到諸多因素影響，其創(chuàng)新成果的產生更為不易。過勞氛圍對副教授創(chuàng)新行為的影響在三個組別中最大，除此之外也會受到性別和年齡影響。過度勞動對教授創(chuàng)新行為幾乎沒有影響，過勞氛圍對其影響也很弱，僅在5%的統計水平顯著。除此之外，也會受到年齡影響。

表8 按職稱分組回歸結果 (N=927)

3 研究結論與對策建議

3.1 研究結論

高校既是教育重地，又是科技創(chuàng)新的重要力量，但高校教師過度勞動問題凸顯， “過勞死”事件頻發(fā)。本研究通過模型構建與實證分析，利用回歸方程模型得到過勞氛圍和過度勞動是高校教師創(chuàng)新行為預測的重要指標，并由森林隨機模型進行穩(wěn)健性驗證。利用結構方程模型得到過勞氛圍對高校教師創(chuàng)新行為具有正向促進作用，過度勞動在過勞氛圍與高校教師創(chuàng)新行為關系中具有顯著部分中介作用，并利用Sobel中介檢驗法驗證了該傳導路徑的穩(wěn)定性。工作-家庭沖突調節(jié)過勞氛圍對高校教師過度勞動的作用，以及過度勞動對高校教師創(chuàng)新行為的作用。通過異質性分析得到年齡越大越不利于高校教師的創(chuàng)新行為，尤其在女性教師中表現得更為突出。高校女教師、青年教師、副教授及以下教師更容易受到環(huán)境氛圍影響，講師及以下教師的創(chuàng)新行為會受到諸多因素影響，其創(chuàng)新成果的產生更為不易。

3.2 對策建議

(1)基于人才政策制度層面。短期內自發(fā)與被迫的環(huán)境氛圍都利于創(chuàng)新行為，但長此以往后者對個體身心健康損害較大。嚴重的 “過勞”與可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略相違背，不利于和諧發(fā)展。2020年10月13日，中共中央、國務院印發(fā) 《深化新時代教育評價改革總體方案》，特別指出要完善立德樹人體制機制，扭轉不科學的教育評價導向。因此，在保障高校教師身心健康的前提下，如何激發(fā)高校教師工作的積極性，挖掘其創(chuàng)新潛力，更需要合理制度的建立。年齡越大越不利于高校教師的創(chuàng)新行為，在女性教師中表現得更為明顯。青年教師資源匱乏，其創(chuàng)新成果的產生不易，更容易受到環(huán)境氛圍影響。因此，對于高校教師中女性群體以及青年教師的政策傾斜勢在必行。

(2)基于學校環(huán)境氛圍層面。拼搏向上的環(huán)境氛圍能夠激發(fā)與促進高校教師的創(chuàng)新行為， “踔厲奮發(fā)，篤行不怠”的環(huán)境氛圍很重要，但是這個努力的氛圍應該是由高校教師自發(fā)形成的，而不應在高?？冃Э己说燃s束下被迫營造。應該給予高校教師一個相對寬松的科研環(huán)境，以可持續(xù)發(fā)展的理念看待科研成果的產出，以不急于求成的心態(tài)秉持科學研究。讓高校教師既能投入到科研和教學工作中，又能在相對寬松的環(huán)境中不斷成長、自我提高，而非以各種指標達標的壓力式管理模式讓其被動投入工作，這會造成個體職業(yè)焦慮，甚至會加劇彼此之間的惡性競爭，破壞和諧的科研氛圍。

(3)基于個體及家庭支持層面。高校教師自身應該以良好和穩(wěn)定的心態(tài)面對科研、教學壓力和職稱考核，過度勞動不利于身心健康的可持續(xù)發(fā)展。自身應該減少外界環(huán)境的干擾，避免焦慮、抑郁等心理健康嚴重受損情況的發(fā)生，這也需要家庭成員的理解和支持。工作-家庭沖突會帶來嚴重的自我損耗，高校教師具有工作自主性高、靈活性強的工作特質，如何讓工作-家庭平衡、相互助力，也是高校教師自身應該思考的問題。