中小学体育教师情绪智力对工作投入的影响：综合幸福感的中介作用

张欣欣，张 凯

（北京体育大学，北京 100084）

体育教师因职业的特殊性，不能完全像其它学科教师一样进行课堂教学，工资待遇不高、领导重视不够、社会地位较低等在一定程度上造成体育教师职业认同感不高、外部动机、内部动机不足，进而工作投入较少，直接影响工作绩效。李敏(2014)表示教师的工作投入不仅对教师的职业规划与未来发展造成影响，对学生的学业成绩和身心成长也有影响[1]。赵德平(2015)研究指出薪酬激励能够影响教师的工作绩效[2]，但薪资、环境等外部资源总是难以完全满足每一个人，张宏如(2013)通过实证发现情绪智力、自我效能等心理资本对创新绩效有直接影响[3]，所以内部资源的开发逐渐引起关注。

Schaufeli(2003)总结工作投入是个体拥有较高的能量和对所从事工作具有强烈的认同感[4]。目前对工作投入的研究多采用实证研究，研究对象多元[5],使用的量表较多，比较公认的是Schaufeli等(2002,2004)修订的工作投入量表，分为活力、奉献、专注3个维度[6-7]。

已有学者开始关注情绪因素对工作投入的影响。胡琳梅(2016)认为情绪是影响教师教学行为和工作投入的重要变量[8]。国外关于教师情绪的研究起步较早，Mayer等(1990)指出情绪智力可划分为识别自己与他人的情绪、调节自己与他人的情绪、运用信息解决问题等能力[9]。Isen,Johnson(1985)，朱联红(2014),徐富明、茄学萍(2016)等指出教师的情绪智力对自我效能感、身心健康、工作满意度和教学效果有深远影响[10—12]。Wong和Law(2002)编制了WLEIS量表，将情绪智力划分为自我情绪觉察、他人情绪评估、情绪运用、情绪管理等维度[13]。

综合幸福感是反映教师职业幸福感和自我效能感的一个重要指标。李永周等(2015)研究发现自我效能感对工作绩效有正向影响[14],刘锦涛、周爱保(2016)也表示情绪调节自我效能感可以间接影响教师的工作投入[15]，沈艺、周箴(2016)指出自我效能感在工作压力对职业幸福感的影响中起部分中介作用[16]，赵斌等(2012)也指出职业幸福感是教师职业价值观、动机、发展目标、情感体验、社会关系、人格特征等内部因素与职业特性相互作用的一种高级情感[17]。苗元江(2003)编制的综合幸福感量表中，人格成长、自我价值、生命活力、友好关系、利他行为反映个体的心理幸福感，生活满意反映个体的主观幸福感[18]，国内多是对教师主观幸福感的研究。赵斌、唐海朋(2014、2016)等人的调查结果显示工作投入及各因子与教师的职业幸福感及各因子显著相关，可正向预测职业幸福感[19—20]。

综上可见：情绪智力、综合幸福感与工作投入存在相关，情绪智力等心理变量可预测工作投入，工作投入能预测职业幸福感或主观幸福感等心理变量。本文将深入探讨体育教师工作投入的影响机制，建立并检验综合幸福感在情绪智力和工作投入间的中介模型,探究是否可从心理层面影响体育教师的工作投入。

1 研究对象与方法

1.1 研究对象 以中小学体育教师情绪智力对工作投入的影响：综合幸福感的中介作用为研究对象。

1.2 研究方法

1.2.1 文献资料法 利用中国知网，以“工作投入”并含“教师”（共计77篇）、“情绪智力”并含“教师”（共计38篇）、“职业幸福感”并含“教师”（共计96篇）、“主观幸福感”并含“教师”（共计82篇）、“生活幸福感”并含“教师”（共计3篇）为主题词，检索核心期刊和CSSCI，查阅所有摘要后，选取其中50余篇作为本研究文献资料的主要来源。

1.2.2 问卷调查法 2017年7月6-8日，在第7届全国中小学优秀体育课教学观摩展示活动各分赛场，采用方便抽样的形式当场向体育教师发放并回收问卷。共发放400份问卷，回收352份，有效问卷287份，有效回收率82%。其中男教师217人，女教师70人；小学教师112人，初中教师122人，高中教师53人；教龄0～5年的55人，6～10年的57人，11～15年的26人，16～20年的53人，21～25年的51人，26年以上的45人。问卷具体包括：

1.2.2.1 工作投入量表 采用Schaufeli等编制的工作投入量表(UWES)。该量表含3个维度共17个条目（其中活力6个条目、奉献5个条目、专注6个条目），采用7点计分对体育教师工作投入进行测量，“1”为“完全不符合”，“7”为“完全符合”。分量表α分别为0.832、0.896、0.84，总量表α=0.945。验证性因素分析结果：χ2/df=3.556，RMSEA=0.095，NFI=0.884，GFI=0.842，CFI =0.913，IFI=0.914,拟合指数均可以接受。

1.2.2.2 情绪智力量表 采用Law和Wong（2002）编制的情绪智力量表(WLEIS)。该量表含4个维度共16个条目，分为评估自我情绪(SEA)、评估他人情绪(OEA)、情绪使用(UOE)、情绪控制(ROE)，各4个条目。采用7点计分测量体育教师的情绪智力，“1”为“完全不符合”，“7”为“完全符合”。分量表α分别为0.865、0.849、0.851、0.890，总量表α=0.935。验证性因素分析结果：χ2/df=2.956，RMSEA=0.083，NFI=0.904，GFI=0.893，CFI=0.934，IFI=0.934，拟合指数可以接受。

1.2.2.3 综合幸福感问卷 用苗元江(2003)编制的综合幸福问卷(MHQ—50)。选取该问卷的5个维度共33个条目，其中生活满意5个条目、人格成长9个条目、自我价值5个条目、生命活力6个条目、友好关系3个条目、利他行为5个条目。采用7点计分测量体育教师的综合幸福感，“1”为“完全不符合”，“7”为“完全符合”。分量表α分别为0.891、0.908、0.914、0.927、0.914、0.898，总量表α=0.968。验证性因素分析结果：χ2/df=2.877，RMSEA=0.081，NFI=0.834，GFI=0.757，CFI=0.884，IFI=0.885，拟合指数稍差，但也能接受。

1.2.3 数理统计法 主要采用SPSS19.0和AMOS17.0对数据进行分析。为避免数据来源相同造成较严重的共同方法偏差，依据周浩等(2004)提出的共同方法偏差检验方法——验证性因素分析，原理是设定公因子数为1，如果结果显示拟合指数较好，则证明存在较严重的共同方法偏差[21]。验证性因素分析结果显示：χ2/df=3.131，RMSEA=0.086，NFI=0.636，GFI=0.545，CFI=0.718，IFI=0.719，拟合指数较差，说明不存在严重的共同方法偏差问题。

表1 不同学段体育教师在各个变量上的描述性统计

表2 不同学段体育教师在工作投入、情绪智力、综合幸福感差异比较的方差分析

表3 变量及各维度间的相关分析

2 结果与分析

2.1 不同学段的体育教师工作投入、情绪智力和综合幸福感的差异 从表1和表2的单因素方差分析可以看出：不同学段体育教师在工作投入和情绪智力方面的F值未达到统计显著水平（P﹥0.05），在综合幸福感方面的F值达到显著水平（P＜0.05），使用Tukey HSD法进行事后检验，结果表明：就综合幸福感而言，小学体育教师显著高于高中体育教师，初中体育教师也显著高于高中体育教师。

2.2 中小学体育教师工作投入、情绪智力和综合幸福感的相关分析 如表3所示，工作投入、情绪智力、综合幸福感及其子维度之间均呈显著正相关(P＜0.01),其中情绪智力与工作投入的相关程度大于情绪智力与工作投入各子维度的相关；情绪智力与综合幸福感的相关程度大于情绪智力与综合幸福感各子维度的相关；综合幸福感与工作投入的相关程度也大于综合幸福感与工作投入各子维度的相关。且情绪智力和综合幸福感的相关程度大于综合幸福感和工作投入的相关，也大于情绪智力和工作投入的相关。

2.3 中小学体育教师综合幸福感的中介效应检验 变量间的关系满足中介检验条件，如表4所示：第1步将情绪智力作为预测变量，综合幸福感作为结果变量代入回归方程，结果显示情绪智力能显著预测综合幸福感；第2步将综合幸福感和情绪智力作为预测变量，工作投入作为结果变量逐步代入回归方程，结果显示综合幸福感和情绪智力都能显著预测工作投入。

表4 变量间关系的回归分析

依据偏差校正的百分位Bootstrap区间估计法进行中介效应检验，方杰等(2012)表示偏差校正的百分位Bootstrap法提供了较为准确的置信区间估计，统计功效最高，原理就是将原来的数据进行有放回式的再抽样，利用Hayes(2012)编制的PROCESS进行统计，将其样本量扩大至5000，若置信区间不包括0，则中介效应存在，若包括0，则说明中介效应不存在[22—23]。

表5 综合幸福感在情绪智力对工作投入影响的中介效应分析

由表5可知：中介效应的置信区间不包括0，则综合幸福感在情绪智力对工作投入影响的中介效应显著，间接效应值是0.49。又因为情绪智力（如表4所示）能直接预测工作投入，所以，综合幸福感在情绪智力对工作投入影响中发挥部分中介作用，相对中介效应值（间接效应值/总效应值）为72.49%。

3 讨 论

3.1 不同学段体育教师的综合幸福感存在差异 单因素方差分析结果表明：小学体育教师的综合幸福感显著高于高中体育教师，初中体育教师的综合幸福感也显著高于高中体育教师。这一结果与刘文华（2011）的研究一致：教师任职学段对其幸福感的影响差异显著，小学和幼儿园教师的幸福感最高，且男教师的幸福感比女教师低[24]。小学阶段女教师数量居多，工作压力相对来说也较小，与(张兴贵,郭扬,2011)工作压力与主观幸福感存在负相关的研究一致[25]。初中阶段体育加试成为中考的一部分，初中体育教师的社会支持较多，包括学校领导的重视和学生家长的关注。应试教育下，尤其面临高考，学校领导和学生家长更加关注孩子的文化成绩，相对来说高中体育教师的社会支持来源较少。与宋佳萌、范会勇(2013)的社会支持对个体的主观幸福感和生活满意感有显著正向影响的研究相符[26]。

3.2 情绪智力与综合幸福感的相关较高 本研究的相关分析结果显示：工作投入、情绪智力、综合幸福感及其子维度间均呈显著正相关，且情绪智力与综合幸福感的相关程度相对来说比情绪智力与工作投入以及工作投入与综合幸福感的相关程度都要高。说明体育教师评估自己和他人情绪的能力、情绪使用和控制的能力越强，就越能获得更多的信息来支配自己的行为(Mayer等,1990)[9]，自己的生活满意感、心理幸福感也就越高。

3.3 综合幸福感在情绪智力对工作投入影响中的中介作用显著 中介效应结果表明，情绪智力可以直接预测工作投入，与Zeidner（2004）、胡伟科（2007）、张辉华（2011）、姚计海（2013）、侯敏（2014）、李永占（2016）等人的研究均显示情绪智力对工作绩效、教学效能感有显著的正向预测作用，教师的情绪智力及各维度也与教师职业倦怠及各维度呈显著负相关[27—32]的结果一致。情绪智力可通过综合幸福感的中介作用预测工作投入，情绪智力正向促进积极职业心态的提升，进而又影响教师的工作满意度、组织承诺和工作绩效[11]，其中积极心态是友好关系、人格成长、生命活力、利他行为等维度的共同特征。人格可以预测主观幸福感，心理资本、情绪智力等对教师主观幸福感有积极作用[5]。教师的自我效能感越高，面对挫折时越能积极应对，也更善于利用各种资源，包括人际资源（友好关系），其幸福感就越强[33]。任务型（包括自我效能感和心理韧性等）和人际型心理资本可促进工作投入[34]。研究带来的启示是：可通过情绪智力和综合幸福感等心理资本的建设，促进体育教师的工作投入。本文并没有探讨具体维度的预测力，今后研究可进行细化分析。

4 结 论

1）中小学体育教师在工作投入和情绪智力方面不存在差异，就综合幸福感而言，小学体育教师显著高于高中体育教师，初中体育教师也显著高于高中体育教师。

2）中小学体育教师的情绪智力、工作投入、综合幸福感及其子维度间存在显著正相关。

3）综合幸福感在中小学体育教师情绪智力对工作投入的影响中起部分中介作用。