工作对家庭的增益与中小学教师的工作满意度：职业认同的中介作用及其性别差异 *

魏淑华 赵 健 董及美 陈功香

(济南大学教育与心理科学学院，济南 250022)

1 问题提出

中小学教育作为国家基础教育，其教育教学质量决定了未来的国民基本素质水平，而中小学的教育教学质量受到中小学教师工作满意度的显著影响。教师工作满意度是其对教育工作和教师这一职业以及工作条件与状况的一种总体的、情绪性的感受（陈云英, 孙绍邦, 1994）。研究表明，教师的工作满意度不仅能显著正向预测其工作投入和工作绩效（李新翠, 2016； Ostroff, 1992），显著影响职业成熟度（刘天娥, 海鹰, 2017；彭文波, 吕琳, 刘电芝, 2017）、职业倦怠（Skaalvik & Skaalvik,2009）和离职倾向（魏淑华, 宋广文, 2012），还能够显著影响学生的学业成绩（Patrick, 2007；Tek, 2014），并对其身心发展产生全面影响（沈学珺, 2019）。因此无论是从教师的工作状态提升角度还是从学生的发展成长角度来看，提高中小学教师的工作满意度对于提高基础教育质量都是非常必要的。

探讨影响教师工作满意度的可能前因变量，并对其影响机制进行实证研究，可为探寻提高教师工作满意度的有效途径提供重要的理论与实证依据。以往对教师工作满意度前因变量的探讨，关注较多的是学校管理因素和教师自身因素两个方面。学校管理因素主要有教学文化（You, Kim, &Lim, 2017）、学校组织气氛（Ghavifekr & Pillai, 2016）、校长领导风格（Bogler, 2002）和组织支持（王琪,2018）等，教师自身因素包括人格特质（Li, Wang,Gao, & You, 2017）、心理资本（Larson & Luthans,2006）、工作动机（Arifin, 2015）和自我效能感（Caprara, Barbaranelli, Steca, & Malone, 2006）等。

近年来，我国劳动人口结构与家庭结构发生了较大变化，“如何处理工作与家庭之间的关系”成为大部分工作者面对的难题，中小学教师亦然。按照关系性质，工作-家庭关系可划分为“工作-家庭冲突”和“工作-家庭增益”。在工作-家庭关系对中小学教师工作满意度的影响方面，已经有研究者基于传统视角对教师的工作-家庭冲突与其工作满意度之间的关系进行探究。比如，林颐宣（2020）发现小学教师的工作-家庭冲突与工作满意度呈显著负相关；王卫平（2015）发现中学骨干教师的工作-家庭冲突可显著负向预测工作满意度。但对中小学教师的工作-家庭增益状况与工作满意度关系的研究还比较缺乏。

工作-家庭增益，是指个体在某一角色（工作/家庭）中积累的资源被应用到另外一个领域（家庭/工作），进而提升另一个领域（家庭/工作）的生活质量或绩效（Powell & Greenhaus, 2006）。按照“增益”发生的方向，工作-家庭增益分为“工作对家庭的增益”和“家庭对工作的增益”。其中，工作对家庭的增益是指个体的工作角色扮演对其家庭生活质量与家庭绩效提升的积极作用。基于为探寻提升中小学教师工作满意度的有效教育管理策略而提供实证依据的研究出发点，本研究拟探讨的问题是，中小学教师的工作对家庭的增益是否对其工作满意度具有显著的作用；如果作用显著，那么其作用机制是什么？

1.1 工作对家庭的增益与工作满意度的关系

社会交换理论认为，当个体在工作经历中获得的技能、机会、积极情绪等资源渗透到家庭领域，提升了个体的家庭领域角色体验并对其家庭系统发展产生贡献时，个体会以积极的工作态度（例如对工作更满意）对工作组织进行积极回应（Blau, 1964；Tang, Siu, & Cheung, 2014）。以企业员工为调查对象的研究发现，员工的工作对家庭的增益可以显著正向预测其工作满意度（Baral &Bhargava, 2010）。对护士群体的研究也发现，工作对家庭的增益与工作满意度呈显著正相关（章雷钢, 马红丽, 王志娟, 金婷婷, 蒋怀滨, 2016）。基于以上理论与实证依据，本研究提出假设1：中小学教师工作对家庭的增益可以显著正向预测其工作满意度。

1.2 职业认同的中介作用

对中小学教师来说，其工作对家庭的增益，包括薪酬、人际和职业素养三个维度（吴梅宝,2010）。即教师在工作过程中获得的薪酬、建立的人际关系、提升的职业素养，有助于其承担家庭责任、提高家庭角色绩效。已有研究发现，薪酬是反映教师职业声望的重要因素，会影响其工作热情和职业认同（周国华, 吴海江, 2016）。而教师职业认同是指教师对所从事职业及内化的职业角色的积极认知、体验和行为倾向的综合体，是由职业价值观、角色价值观、职业归属感和职业行为倾向四个因子构成的多维度结构（魏淑华, 宋广文, 张大均, 2013）。有研究发现，不同薪酬水平的教师在职业认同各个维度上的得分存在显著差异（曾丽红, 2016）。

除了薪酬外，中小学教师在工作中获得的人际关系与职业素养状况也会影响其职业认同。比如，教师在工作中积累的人际资源，有助于解决家庭生活中遇到的一些问题；教师在与同事和学生相处中获得的人际关系处理技能可以使夫妻关系、亲子关系等更和谐；教师在教育教学工作中提升的职业素养可以用来促进子女在学业等方面的成长。以上这些资源对教师的家庭和生活是有益的，可以在一定程度上提升教师的家庭角色绩效和家庭生活质量。根据交换理论和互惠原则，当个体感受到工作对家庭带来的积极影响时，必然会对自己的职业角色产生更加肯定的评价，职业认同水平也会上升。由此本研究推断，中小学教师工作对家庭的增益状况可以正向预测其职业认同水平。

社会认同理论认为，个体对其职业的认同水平会影响其对工作的态度，职业认同水平高的个体会表现出更高的工作满意度（罗杰, 周瑗, 陈维,潘运, 赵守盈, 2014）。教师对其从事的工作满意与否取决于一些激励因子，这些激励因子首先来自个体内部，而职业认同即是其中之一，它能使教师对其从事的工作产生满意的情感（Moore &Hofman, 1988）。已有研究表明，幼儿教师和高校体育教师的职业认同与其工作满意度存在显著正相关，职业认同能够显著正向预测工作满意度（胡芳芳, 仇云霞, 桑青松, 2012； 汤国杰, 2009）。依据以上研究，本研究提出假设2：中小学教师工作对家庭的增益可能通过职业认同的中介作用对工作满意度产生间接影响。

1.3 性别的调节作用

虽然我国目前的家庭结构已然发生变化，但传统的家庭分工观念依然影响着人们的家庭角色价值观。长期以来，多数家庭的角色分工都是“男主外，女主内”：男性负责出门工作赚钱、养家糊口，是保障家庭经济收入和物质生活条件的主要责任人；女性则负责在家相夫教子、孝敬老人，承担更多家庭内部事务的处理任务。个体在家庭责任分工上表现出较大的性别差异，相对于女性，通常男性花费在家庭的时间和精力较少，男性为家庭的付出更多是通过辛勤工作、不断提高工作回报来实现的。

传统家庭观念也影响了人们的工作价值观。对中小学教师来说，虽然男教师和女教师都要履行教育教学职责、承担教师工作责任，但对于不同性别的教师来说，其工作价值观可能不同，特别是在看待工作对其家庭生活的价值和意义方面。对于男教师来说，能否从所承担的教师工作任务中获得更多有助于其家庭责任承担和家庭关系处理的薪酬、素质、人际、自尊、自信等方面的增益，可能更为重要，从而对其在多大程度上认同自己所从事的教师职业的影响力更大。据此，本研究提出假设3：对于本研究的假设2 提出的中介模型，性别通过调节其前半段路径（即工作对家庭的增益与职业认同之间的关系）而调节整个模型。

综合以上三个假设，本研究的假设模型如图1所示。

图 1 假设模型

2 研究方法

2.1 被试

采用整群抽样法对山东省部分中小学的教师进行施测。分两次进行，2018 年11 月（T1）测查人口学变量和工作对家庭的增益，发放问卷920 份，获得有效问卷855 份。2019 年11 月（T2），测查职业认同和工作满意度，发放问卷855 份，最终获得有效问卷760 份，男、女教师分别占比31.6%和68.4%；小学和中学教师分别占比43.2%和56.8%；已婚和单身教师分别占比92.1%和7.9%；主科和非主科教师分别占比61.2% 和38.8%；30 岁及以下、31～40 岁、41～50 岁、50 岁以上年龄教师分别占比13.3%、37.6%、41.2%和7.9%。对最终所得样本与流失样本进行卡方检验和t检验，发现在性别、学段、婚姻状况、科目、年龄和工作对家庭的增益上均不存在显著差异，说明本研究的被试不存在结构化流失。

2.2 研究工具

2.2.1 工作对家庭的增益问卷

采用吴梅宝（2010）编制的中小学教师工作-家庭增益问卷中的工作对家庭的增益分问卷，包括3 个维度，共15 个题目，采用Likert 4 点计分，1 为“极少发生”，4 为“总是如此”，得分越高表明工作对家庭的增益水平越高。本研究中，该量表的Cronbach’s α 系数为0.93。

2.2.2 职业认同量表

采用魏淑华等（2013）编制的中小学教师职业认同量表，包括4 个维度，共18 个题目，采用Likert 5 点记分，1 为“完全不符合”，5 为“完全符合”，得分越高表明职业认同程度越高。本研究中，该量表的Cronbach’s α 系数为0.88。

2.2.3 工作满意度量表

采用Tsui，Egan 和O’Reilly III（1992）编制的工作满意度量表，测查被试对工作性质、领导、同事、报酬、晋升机会等方面的满意度，共6 题，采用Likert 5 点计分，1 为“非常不符合”，5 为“非常符合”，得分越高表明工作满意度越高。在本研究中，该量表的Cronbach’s α 系数为0.82。

2.3 统计分析

采用SPSS23.0 进行数据整理与分析，采用SPSS 中的PROCESS 宏程序（3.0）进行中介和调节作用检验。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

采用Harman 单因子检验法进行共同方法偏差检验，共有7 个因子的特征根值大于1，第一个因子解释的变异量为26.73%，小于40% 的临界标准。因此本研究不存在明显的共同方法偏差。

3.2 描述统计与相关分析

将学段、年龄、科目、婚姻状况作为控制变量，对各变量进行偏相关分析。结果显示（见表1），工作对家庭的增益、职业认同与工作满意度之间呈两两显著正相关。

表 1 各变量的描述性统计与相关矩阵

3.3 有调节的中介模型检验

将虚拟化处理后的学段、年龄、科目、婚姻状况作为控制变量，将工作对家庭的增益、职业认同和工作满意度三个变量进行标准化，采用偏差矫正的Bootstrap 法进行模型检验。

3.3.1 职业认同的中介效应检验

采用Hayes（2013）开发的PROCESS 程序中的模型4 进行检验，结果表明（见表2），工作对家庭的增益对工作满意度的总效应显著（b=0.39,p＜0.001），假设1 得到验证；放入中介变量职业认同后，工作对家庭的增益对职业认同的预测作用显著（b=0.44,p＜0.001），职业认同对工作满意度的预测作用显著（b=0.36,p＜0.001），工作对家庭的增益对工作满意度的直接效应显著（b=0.23,p＜0.001），说明职业认同在工作对家庭的增益影响工作满意度的过程中发挥部分中介作用。偏差校正的Bootstrap 检验表明，职业认同的中介效应95%CI [0.12, 0.21]，中介效应为0.16，占总效应的41.03%，假设2 得到验证。

表 2 职业认同中介效应检验

3.3.2 性别的调节效应检验

使用PROCESS 的模型7 进行有调节的中介效应分析，结果显示，性别和工作对家庭的增益的交互项对职业认同具有显著的负向预测作用（b=-0.20,p＜0.01, 95%CI[-0.36, -0.06]），说明性别在工作对家庭的增益预测职业认同的过程中起调节作用。进一步分析不同性别教师的职业认同的中介效应，如表3左边部分所示，对于男教师，工作对家庭的增益通过职业认同影响工作满意度的中介效应为0.21，95%CI 为[0.15, 0.29]；对于女教师，工作对家庭的增益通过职业认同影响工作满意度的中介效应为0.14，95%CI 为[0.10, 0.18]。对判定指标INDEX 进行检验（Hayes, 2015），结果如表3右边部分所示，性别在工作对家庭的增益影响职业认同中介效应中的调节判定指标INDEX 为-0.07，95%CI 为[-0.13, -0.02]，说明有调节的中介效应是显著的，即职业认同的中介效应存在显著的性别差异，假设3 得到验证。

表 3 职业认同中介效应的性别差异检验

为了更直观形象地描述职业认同中介效应的性别差异，按照Dearing 和Hamilton（2006）的方法对不同性别中小学教师工作对家庭的增益正负一个标准差对应的职业认同分值绘制交互效应图。简单斜率检验发现（见图2），相较于女教师（简单斜率为0.39,t=9.99,p＜0.001），随着工作对家庭的增益得分的增加，男教师的职业认同表现出更显著的上升趋势（简单斜率为0.59,t=9.73,p＜0.001）。

图 2 工作对家庭的增益与职业认同关系中性别的调节作用

4 讨论

4.1 工作对家庭的增益与工作满意度的关系

本研究结果表明，中小学教师工作对家庭的增益能够显著影响工作满意度。以往研究也发现，工作对家庭领域的积极溢出是员工工作满意度提升的一个重要原因（Baral & Bhargava, 2010；Lapierre et al., 2018；Larson & Luthans, 2006），个体的工作对家庭的增益对其发出领域（即工作领域）积极心理特征的提升效力甚至大于接收领域（即家庭领域）（Zhang, Xu, Jin, & Ford, 2018）。因此，提升中小学教师工作对家庭的增益，是提高其工作满意度的有效途径。

在本研究中，中小学教师工作对家庭的增益平均分为2.74（SD=0.69），表明其工作对家庭的增益水平一般，具有较大的提升空间。政府可通过提高教师的职业声望、薪酬和福利，学校可通过创设良好的人际氛围、优化晋升机制、拓宽晋升路径等方式，为教师工作对家庭的增益得以发生提供更多的工作领域资源。在教师中开展如何将工作领域中获得的积极资源更好地应用于家庭生活领域的研讨会，并鼓励教师主动探寻提高其工作对家庭的增益水平的个性化有效方式。

4.2 职业认同在工作对家庭的增益影响工作满意度过程中的中介作用

相比之下，探讨工作对家庭的增益对工作满意度影响的内在机制，更具生态学效度，中介效应分析可进一步揭示二者关系的内在本质。本研究发现，中小学教师的职业认同对工作满意度具有显著的正向预测作用，且在工作对家庭的增益影响工作满意度的过程中发挥了部分中介作用。这在一定程度上揭示了工作对家庭的增益、职业认同和工作满意度三者间的内在作用机制，即中小学教师体验到工作对家庭的增益越多，就会对自己所从事的职业产生更高的认同，进而对所从事的工作本身以及所处的工作环境感到更加满意。此研究结果提示，在提高中小学教师工作满意度的措施中，在积极提高教师工作对家庭的增益水平的同时，还需重视教师的职业认同水平提升。通过提高教师的职业价值观、角色价值观和职业归属感等方式，从提高教师的工作对家庭的增益与职业认同两个方面提高其工作满意度。

4.3 性别对职业认同中介作用的调节效应

本研究还发现性别在工作对家庭的增益与职业认同关系中的调节效应显著，中小学教师的职业认同在工作对家庭的增益影响工作满意度的中介作用上存在显著的性别差异。具体而言，相较于女教师，职业认同在工作对家庭的增益影响工作满意度过程中的中介效应量在男教师中更高，其原因是男教师的职业认同水平受到工作对家庭的增益状况的影响更大。这说明，与女教师相比，男教师能否从工作领域中获得有益于家庭责任承担的资源，对其职业认同水平的影响更大。当从事教师工作能够为家庭角色绩效带来积极增益时，将为男教师的职业认同水平带来更大程度的提升，从而也能够更大程度上提高其工作满意度。

本研究的结果还提示，男教师的工作对家庭的增益水平对其职业认同及工作满意度有更高的预测效力，因此在帮助女教师解决其面临的工作-家庭关系现实问题的同时，还需积极关注男教师的工作-家庭关系问题，努力提高男教师的工作对家庭的增益水平，这似乎能够为男教师个人和事业带来更大的“收益”。

5 结论

中小学教师工作对家庭的增益显著影响工作满意度，职业认同在工作对家庭的增益影响工作满意度的过程中具有中介作用，且这一中介作用存在性别差异。