中国医科大学公共卫生学院(110122) 李一飞 王 烈
【提 要】 目的 探讨心理授权在工作-家庭冲突与工作满意度的关系中是否起到中介作用,并为制定改善教师工作满意度的策略提供科学的参考依据。方法 采用分层随机抽样的方法,抽取沈阳市6 所大学共1500名教师进行问卷调查。有效回收1210份问卷,有效率80.7%。结果 工作家庭冲突和心理授权是工作满意度的重要影响因素。心理授权除自我效能维度以外,工作意义、自主性和工作影响在工作-家庭冲突与工作满意度的关系中均起到部分中介作用。结论 高校管理者应避免高校教师产生工作-家庭冲突,创造有助于形成高校教师心理授权的环境,以提高教师的工作满意度。
高校教师是社会科学文化发展的中坚力量,其工作满意度(job satisfaction)一直是学者们关注的热点。工作满意度指员工对工作环境及工作经历的主观体验[1]。大量研究表明,良好的工作满意度能促进员工的身心健康[2],降低离职倾向[3],带来可观的工作绩效[4]。然而高校教师不仅需要承担教学、科研等繁重的工作任务,他们还得尽职扮演好家庭角色,这使得教师常常不能及时转换角色,从而引起工作-家庭冲突(work-family conflict),进而影响教师的工作满意度[5]。心理授权(psychological empowerment)是指组织中员工的心理感知,即个体对自己工作角色的一种积极定位[6]。研究表明,心理授权受到个人、家庭和工作的影响,能给个体、工作和组织带来积极的结果[7-8]。因此,从心理授权的角度,探讨工作-家庭冲突与工作满意度的关系,对改善教师工作满意度现状,提升工作体验具有重要意义,也为制定提高科研与教学质量的策略提供科学的参考依据。
1.研究对象
本次调查获得中国医科大学伦理审查会的批准,采用分层随机抽样的方法,抽取沈阳市6 所大学(2所综合性大学和4所专业型大学)任职的全职教师各250名,共1500名教师进行问卷调查。调查人员向调查对象说明了本次调查目的、意义、以及注意事项,确保了调查对象知情同意。最终有效回收1210份问卷,有效率80.7%。本文以已婚教师为研究对象,最终入选研究人数为1024人。
2.调查工具
(1)一般情况调查问卷:一般情况主要包括年龄、性别、教育背景、收入等基本信息。(2)工作满意度量表:本研究采用中文版明尼苏达满意度量表(Minnesota Satisfaction Questionnaire,MSQ)测量高校教师的工作满意度[9]。MSQ包括20 个条目,以李克特5点计分,总分范围为20~100分;得分越高,表示高校教师的工作满意度越高。本研究中MSQ 的Cronbach’s α 系数为0.964。(3)工作-家庭冲突量表:本研究采用张何苗修订的工作-家庭冲突量表评估高校教师工作家庭冲突的严重程度[10]。该量表包括9个条目,采用李克特5点评分。总分越高表明员工的工作和家庭之间的冲突越严重。本研究中工作家庭冲突量表的Cronbach’s α 系数为0.934。(4)心理授权量表:本研究采用李超平修订的中文版心理授权量表(Psychological Empowerment Scale,PES)来评估高校教师的心理授权感[11]。PES包含12个条目,分为4个维度,分别是工作意义、自我效能、自主性和工作影响。PES中各个维度均采用李克特7点赋分。各维度的总分越高,表明工作意义、自我效能、自主性程度越高以及对工作影响越大。本研究中工作意义、自我效能、自主性和工作影响各维度的Cronbach’s α 系数分别为0.915、0.915、0.926、0.943。
3.统计方法
本研究收集的数据通过Epidata 3.0双录入,并运用SPSS 17.0对数据进行整理与统计分析。统计方法涉及t检验、方差分析、Pearson相关分析、分层多元回归分析以及Bootstrap法等。分层多元回归模型将初步探索心理授权在工作-家庭冲突和工作满意度之间的中介作用。分层回归分三步,第一步放入控制变量,第二步放入工作-家庭冲突,第三步放入心理授权。若工作-家庭冲突在第二步和第三步中都有统计学意义,且回归系数减小,说明心理授权起到部分中介作用。若工作-家庭冲突在第二步中有统计学意义,但在第三步中变得没统计学意义,说明心理授权起到完全中介作用。最后通过偏差校正的非参数百分位Bootstrap法来检验心理授权的中介作用[12]。
1.研究对象的基本情况
女性教师占58.8%,多于男性教师;42.3%的高校教师年龄集中在35至44岁;高校教师教育程度主要以博士和硕士为主,占86.2%;21.2%的高校教师收入低于4000元。高校教师工作满意度的平均分为69.71±14.61。不同性别(P<0.001)、年龄(P<0.001)、教育背景(P<0.001)以及月收入(P<0.001)对高校教师工作满意度水平差异均有统计学意义。其中,男性教师的工作满意度高于女性教师,年龄大于44岁的高校教师工作满意度最高,博士学历的高校教师的工作满意度高于其他学历的教师,并且收入越高工作满意度也越高。见表1。
2.研究对象工作满意度、工作-家庭冲突和心理授权之间的相关分析
结果显示,工作-家庭冲突与工作满意度呈负相关,而心理授权的四个维度(工作意义、自主性、自我效能感和工作影响)均与工作满意度呈正相关。此外,工作-家庭冲突与心理授权的四个维度(工作意义、自主性、自我效能感和工作影响)均呈负相关关系。具体结果如表2所示。
表1 高校教师工作满意度的一般情况因素分析
*P<0.05,**P<0.01,***P<0.001
3.研究对象工作-家庭冲突和心理授权对工作满意度的线性分层回归分析
分层回归分析结果显示,在第一步中,性别、年龄、教育程度以及月收入均对高校教师工作满意度的影响显著,并解释工作满意度6.8%的变异量。在第二步中,工作-家庭冲突是高校教师工作满意度的重要影响因素(β=-0.386,P<0.001),并在预测高校教师工作满意度上做出了新的贡献,解释的变异量增加了14.2%。在第三步中,年龄(β=-0.082,P<0.001)、工作-家庭冲突(β=-0.227,P<0.001)、心理授权中的三个维度即工作意义(β=0.208,P<0.001)、自主性(β=0.244,P<0.001)和工作影响(β=0.253,P<0.001)对高校教师工作满意度的影响显著,其中心理授权额外地解释了工作满意度35.7%的变异量。同时,工作-家庭冲突的回归系数由第二步中-0.386(P<0.001)减小到第三步中的-0.227(P<0.001),初步说明心理授权中的三个维度即工作意义、自主性和工作影响在工作-家庭冲突与工作满意度之间起到部分中介作用。具体结果见表3所示。
表2 研究变量相关性分析
*P<0.05,**P<0.01,***P<0.001
表3 工作-家庭冲突、心理授权对工作满意度的多元分层回归分析
*P<0.05,**P<0.01,***P<0.001
4.心理授权中介作用的检验
结果显示,工作意义在工作-家庭冲突与工作满意度之间的中介效应显著(95%CI[-0.062,-0.021]),中介效应为-0.040。自主性在工作-家庭冲突与工作满意度之间的中介效应显著(95%CI[-0.089,-0.034]),中介效应为-0.060。工作影响在工作-家庭冲突与工作满意度之间的中介效应也显著(95%CI[-0.078,-0.036]),中介效应为-0.055。然而,自我效能在工作-家庭冲突与工作满意度之间的中介效应不显著(95%CI[-0.017,0.005])。
表4 心理授权在工作-家庭冲突与工作满意度间的中介效应检验
a:工作-家庭冲突对心理授权的直接效应;b:心理授权对工作满意度的直接效应;a×b:工作-家庭冲突对工作满意度的间接效应。
*P<0.05,**P<0.01,***P<0.001
本研究以高校教师为研究对象,探讨工作-家庭冲突、心理授权和工作满意度三者之间的关系。研究结果发现,高校教师的工作满意度水平处于中等以上,该结果与庄文敏的研究结果一致[13]。总的来说,高校教师是一个相对受人尊重的职业,社会地位较高,收入也较稳定,在工作中上升空间大,这是高校教师有较高水平的工作满意度的先决条件。
本研究还发现工作家庭冲突是影响高校教师工作满意度的重要因素,该结果与其他学者的研究成果相似[14-15]。高校教师工作繁忙,需要消耗大量的精力,家庭方面若还持续带来困扰,必加剧教师的心理负担,不良情绪环绕会降低教师的工作体验,带来低满意度。此外,心理授权也会显著影响高校教师的工作满意度,并且工作意义、自主性和工作影响在工作-家庭冲突与工作满意度之间的关系中起到部分中介作用。当教师心理授权水平较高时,往往意味着教师认同自己的工作,并且感到自己对工作有一定的控制、决策能力,也认为自己的工作行为会较大程度地影响组织的运营甚至发展,从而表现出自信,满意自己的工作状态[16]。然而,工作-家庭冲突会使高校教师不能在工作中集中精力,对工作产生消极态度,进而降低高校教师的心理授权感,最终间接影响高校教师的工作满意度。
该结果提示高校管理者应努力避免高校教师产生工作-家庭冲突,创造有助于形成高校教师心理授权的环境。比如改善组织支持氛围,安排弹性的工作时间,积极开展科研能力培训等,这样才能有效降低高校教师的压力,抽出更多的时间去处理、协调家庭中的事情。此外,高效管理者应尊重高校教师的工作能力以及个人情感,以提高其职业认同感和控制感;做到适当授权、积极采纳教师的意见与建议,以提高高校教师的工作影响感,从而提高其工作满意度,促进社会科学文化的发展。