1 前言
开创基础教育高质量发展的新局面，需要广大中小学教师保持较高的工作繁荣水平。工作繁荣是指个体在工作中保持活力且不断学习的积极状态(于泊明 等, 2022)。现有研究表明，工作繁荣对个体的心理健康(李明月, 张玉静, 2017)、组织公民行为(Utama et al., 2023)、主动性行为(张建平, 林澍倩, 2018)、工作绩效(Ali et al., 2018)以及创新绩效(吴江秋 等, 2015)等的提升均具有积极影响。那么，哪些因素能够影响中小学教师的工作繁荣水平呢？
以往有关工作繁荣影响因素的研究主要是对工作或家庭的某个单一领域进行考察，较多探讨了工作领域相关因素对工作繁荣的影响，如工作资源(吴江秋 等, 2015)、组织支持(Abid et al., 2015, 2016)和领导风格(Iqbal et al., 2021)，也有部分研究关注了家庭领域中的影响因素，如家庭不文明(Ren et al., 2022)和家庭支持(王倩, 2022)等。工作和家庭是成年人的两大主要生活领域，二者之间存在相互冲突、增益等多重复杂关系，个体的工作繁荣水平不可避免会受其工作−家庭关系状况的影响。
1.1 工作−家庭冲突与工作繁荣
工作−家庭冲突是由于来自工作和家庭领域的角色要求在某些方面互相不兼容而导致的角色间冲突(Greenhaus & Beutell, 1985)。包含两个维度：工作干扰家庭(由于工作角色的参与，家庭责任的履行受到干扰)和家庭干扰工作(由于家庭角色的参与从而难以履行工作职责)(Frone et al., 1992)。本研究拟考察中小学教师的工作干扰家庭与家庭干扰工作的对比情况与工作繁荣之间的关系。
资源保存理论认为，个体拥有的资源总量是有限的，个体会努力保存对自己有价值的资源，并尽量避免资源损失，以维持自己的资源总量稳中有涨(Hobfoll, 1989)。当中小学教师的工作干扰了家庭时，个体会为了维护家庭生活质量而增加家庭领域的资源投入，减少在工作中的资源投入，会导致工作时的活力和积极性降低，即教师的工作繁荣水平降低。另一方面，当中小学教师的家庭干扰了工作时，家庭角色事务干扰到教师的工作角色扮演，会导致教师在工作时不能全身心投入(李永占, 2015b)，从而可能会导致其工作繁荣水平的降低。
当中小学教师的工作干扰家庭和家庭干扰工作处于“双高”状态时，这种糟糕的工作家庭关系状况，会导致教师个体感知到较高的压力水平，造成个体资源的损失螺旋(Hobfoll et al., 2018)，这对中小学教师的工作与家庭生活都会产生消极影响，在工作领域表现为工作繁荣水平的低下。当双向干扰处于“双低”状态时，教师的工作与家庭角色相对和谐，两个领域之间产生的冲突较少，教师的个体资源得到了保护，且有能力获得更多资源并投入到工作当中(Hobfoll et al., 2018)，因此其工作繁荣水平会比较高。由此本研究提出H1：当工作干扰家庭和家庭干扰工作水平一致时，与“低−低”干扰相比，“高−高”干扰的教师具有更低的工作繁荣水平。
在工作−家庭冲突的影响作用研究中，存在两种假说：交叉假说和匹配假说。交叉假说认为，起因于工作领域的“工作干扰家庭”对家庭领域变量的影响强于工作领域变量，起因于家庭领域的“家庭干扰工作”对工作领域变量的影响强于家庭领域变量(Dugan et al., 2012)，比如“家庭干扰工作”对“工作”绩效的影响作用大于“工作干扰家庭”对“工作”绩效的影响作用(陈耘 等, 2017)。
匹配假说认为起因于工作领域的“工作干扰家庭”对工作领域变量的影响强于家庭领域变量，起因于家庭领域的“家庭干扰工作”对家庭领域变量的影响强于工作领域变量(Bhalla & Kang, 2019)，比如“工作干扰家庭”对“工作”特定压力的影响作用要大于“家庭干扰工作”对“工作”特定压力的影响作用(Nohe et al., 2015)。
那么，在中小学教师群体中，当工作−家庭冲突的双向干扰水平不一致时，工作干扰家庭和家庭干扰工作的“低−高”与“高−低”不一致情况对工作繁荣的影响作用存在怎样的差异？是符合“匹配假说”还是“交叉假说”？这是本研究拟探讨的核心问题之一，为此本研究提出H2A：相比工作干扰家庭和家庭干扰工作呈现“低−高”不一致的教师，二者呈现“高−低”不一致的教师具有更低的工作繁荣水平(支持“匹配假说”)；H2B：相比工作干扰家庭和家庭干扰工作呈现“高−低”不一致的教师，二者呈现“低−高”不一致的教师具有更低的工作繁荣水平(支持“交叉假说”)。
1.2 工作−家庭冲突与心理资本
心理资本是个体在成长和发展过程中表现出来的一种积极心理状态，由乐观、希望、自我效能和韧性四个要素组成(张阔 等, 2010)。心理资本是个体拥有的一种非常重要的心理资源，是个体可用于应对各种消极的内外刺激、处理各种矛盾冲突以使个体免于严重心理困扰并能正常履行社会功能的重要保护资源。但与此同时，若个体经受的消极内外刺激、各种矛盾冲突的水平较高且持续时间较长时，个体的心理资本水平也会受到以上因素的显著削弱(程利娜 等, 2019)。
在工作−家庭冲突的两个维度与心理资本的关系研究中，有研究发现工作干扰家庭对心理资本的影响更强(郎爽 等, 2019)，也有研究结果显示家庭干扰工作对心理资本的影响更强(甘晴, 2015)。那么，在中小学教师群体中，工作干扰家庭与家庭干扰工作的高低水平对比情况对心理资本的影响作用怎样？针对此问题，提出H4A：相比工作干扰家庭和家庭干扰工作呈现“低−高”不一致的教师，二者呈现“高−低”不一致的教师具有更低的心理资本水平；H4B：相比工作干扰家庭和家庭干扰工作呈现“高−低”不一致的教师，二者呈现“低−高”不一致的教师具有更低的心理资本水平。
1.3 心理资本与工作繁荣
Paterson等人(2014)研究发现，员工的心理资本水平越高，越可能获得更多的社会支持，进而更享受工作，表现出更高的工作繁荣水平。根据资源保存理论，拥有更多资源的人不容易受到资源损失的影响，且更有能力获得资源增长(Hobfoll et al., 2018)。那么当中小学教师拥有较高的心理资本水平时，他们也将更有能力积累更多的资源，并以此来为工作−家庭冲突带来的损耗进行补偿，进而提升其工作繁荣水平。
结合前文工作−家庭冲突与心理资本关系的论述，本研究推论中小学教师的心理资本在工作−家庭冲突与工作繁荣之间发挥中介作用。已有研究中，心理资本经常作为中介变量出现，如可在工作−家庭冲突与职业倦怠(Wang et al., 2012)、工作投入(郎爽 等, 2019)等工作相关的变量之间起中介作用，这为本研究的以上推论提供了间接证据。由此，本研究提出H5：中小学教师的心理资本在工作−家庭冲突与工作繁荣之间起中介作用。
2 研究方法
2.1 研究对象
采用整群抽样法选取山东省部分中小学的教师作为研究对象，发放问卷2886份，获得有效问卷2876份，有效率99.7%，男、女教师分别占比30.9%、69.1%；小学、初中、高中教师分别占比50.7%、34.9%、14.4%；30岁及以下、31～40岁、41～50岁、51岁及以上教师分别占比16.4%、34.0%、34.6%、15.0%；已婚、其他婚姻状况(未婚、离异、丧偶等)教师分别占比87.9%、12.1%。
2.2 研究工具
2.2.1 工作−家庭冲突量表
采用Carlson等人(2000)编制的工作−家庭冲突量表，包括工作干扰家庭和家庭干扰工作2个分量表，均由行为冲突、压力冲突和时间冲突3个维度构成，共18个项目。采用5点计分，1到5分别表示“完全不同意”到“完全同意”，得分越高表明工作−家庭冲突水平越高。本研究中，该量表以及两个分量表的Cronbach’s α系数分别为0.95、0.91和0.94。
2.2.2 心理资本量表
采用张文(2010)编制的中小学教师心理资本量表，包括自信、希望、乐观和韧性4个维度，共19个项目。采用6点计分，1到6分别表示“非常不同意”到“非常同意”，得分越高表明心理资本水平越高。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.89。
2.2.3 工作繁荣量表
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
采用Harman单因素检验法对问卷数据的共同方法偏差进行检验，共有8个特征根大于1的因子，未旋转得到第一个因子解释变异量为31.36%，因此本研究的数据不存在显著的共同方法偏差。
3.2 描述性统计与相关分析
使用各变量的平均分进行Pearson相关分析，结果显示工作干扰家庭和家庭干扰工作均与心理资本和工作繁荣呈显著负相关，心理资本和工作繁荣呈显著正相关。见表1 。
表1 各变量的平均数、标准差和相关系数 |
| 变量 | M±SD | 1 | 2 | 3 |
| 1.工作干扰家庭 | 3.19±0.92 | |||
| 2.家庭干扰工作 | 2.43±0.96 | 0.66*** | ||
| 3.心理资本 | 4.80±0.64 | −0.36*** | −0.42*** | |
| 4.工作繁荣 | 5.69±0.78 | −0.27*** | −0.34*** | 0.68*** |
注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 假设检验
采用响应面分析方法和块变量分析法(Edwards & Rothbard, 1999)，对本研究的5个假设进行检验。根据研究假设，构建两个方程，见公式1、公式2。
Z=b0+b1X+b2Y+b3X2+b4XY+b5Y2+e1 (1)
M=b0+b1X+b2Y+b3X2+b4XY+b5Y2+e2 (2)
Z表示教师工作繁荣，M表示教师心理资本，X表示工作干扰家庭，Y表示家庭干扰工作，X2表示工作干扰家庭的二次项，XY表示工作干扰家庭与家庭干扰工作的乘积项，Y2表示家庭干扰工作的二次项，b0为截距，b1、b2、b3、b4、b5是回归系数，e1、e2是误差项。在计算二次项(即X2、Y2和XY)前，对工作干扰家庭(X)和家庭干扰工作(Y)做了中心化处理(Kristof-Brown et al., 2005)。
3.3.1 工作干扰家庭与家庭干扰工作的对比情况对工作繁荣的影响
首先分析一致性对比和差异性对比的样本分布情况，结果显示工作干扰家庭与家庭干扰工作的不一致样本占比为63.42%，远高于10%的标准(Shanock et al., 2010)。对加入平方项及交互项后的回归模型进行检验，结果如表2 所示，R2均显著增加(ΔR2=0.04, p<0.001; ΔR2=0.04, p<0.001)，说明模型对工作繁荣和心理资本的解释量均显著增加，可进行响应面分析。
表2 多项式回归分析结果 |
| 心理资本 | 工作繁荣 | |||||||
| M1 | M2 | M3 | M4 | M5 | M6 | M7 | ||
| 性别 | 0.02 | −0.02 | −0.02 | 0.04 | 0.002 | 0.00 | 0.02 | |
| 学段 | −0.02 | 0.004 | 0.003 | 0.01 | 0.04* | 0.04* | 0.04* | |
| 年龄 | 0.004** | 0.002 | 0.002 | 0.005** | 0.004 | 0.003 | 0.002 | |
| 婚姻 | −0.01 | 0.03 | 0.03 | −0.02 | 0.02 | 0.02 | −0.003 | |
| X | −0.10*** | 0.02 | −0.07** | 0.18*** | 0.17*** | |||
| Y | −0.22*** | −0.28*** | −0.24*** | −0.41*** | −0.20*** | |||
| X2 | −0.02 | −0.08*** | −0.07*** | |||||
| XY | 0.10** | 0.21*** | 0.14*** | |||||
| Y2 | 0.04* | 0.005 | −0.03 | |||||
| 心理资本 | 0.78*** | |||||||
| R2 | 0.003 | 0.19 | 0.23 | 0.003 | 0.12 | 0.16 | 0.48 | |
| ΔF | 2.20 | 327.26*** | 46.11*** | 2.48* | 197.79*** | 39.89*** | 1730.41*** | |
| ΔR2 | 0.003 | 0.19 | 0.04 | 0.003 | 0.12 | 0.04 | 0.32 | |
| X | (2.26, 0.63) | (1.91, 0.58) | ||||||
| Y | 4.48 | 5.44 | ||||||
| 第一主轴斜率 | −3.33[−15.90, 13.84] | −2.23[−4.50, −1.67] | ||||||
| 第一主轴截距 | 1.75[1.12, 5.80] | 1.47[1.07, 2.67] | ||||||
| 第二主轴斜率 | 1.92[1.14, 2.48] | 1.88[1.42, 2.89] | ||||||
| 第二主轴截距 | −0.57[−0.89, −0.17] | −0.68[−0.94, −0.38] | ||||||
| 当X=Y时 | ||||||||
| 斜率a1=b1+b2 | −0.27[−0.29, −0.23] | −0.23[−0.27, −0.20] | ||||||
| 曲率a2=b3+b4+b5 | 0.13[0.10, 0.15] | 0.14[0.11, 0.17] | ||||||
| 当X=−Y时 | ||||||||
| 斜率a3=b1−b2 | 0.30[0.13, 0.48] | 0.60[0.37, 0.82] | ||||||
| 曲率a4=b3−b4+b5 | −0.08[−0.24, 0.07] | −0.29[−0.51, −0.07] | ||||||
| Zat检验 | ||||||||
| Z1−Z2 | −0.59[−0.65, −0.53] | −0.54[−0.61, −0.47] | ||||||
| Z3−Z4 | 0.61[0.30, 0.94] | 1.19[0.76, 1.61] | ||||||
| 侧移 | 1.94[−12.74, 16.76] | 1.02[0.77, 2.42] | ||||||
对于工作干扰家庭与家庭干扰工作的对比情况与教师工作繁荣的关系，结果如表2 的右侧所示，一致性曲线的斜率显著为负(a1=−0.23, Boot LLCI=−0.27, Boot ULCI=−0.20)，曲率显著为正(a2=0.14, Boot LLCI=0.11, Boot ULCI=0.17)，说明沿着一致性曲线工作干扰家庭与家庭干扰工作的对比情况与工作繁荣呈U型关系(见图1 )。由于一致性曲线的曲率显著，不能直接判断工作干扰家庭与家庭干扰工作在“高−高”与“低−低”水平时因变量是否有显著差异，需要进一步进行Zat检验，Z1−Z2结果显著为负(−0.54, Boot LLCI=−0.61, Boot ULCI=−0.47)，说明工作干扰家庭与家庭干扰工作在“高−高”干扰时比“低−低”干扰时教师的工作繁荣水平更低，H1得到验证。
不一致曲线的斜率显著为正(a3=0.60, Boot LLCI=0.37, Boot ULCI=0.82)，曲率显著为负(a4=−0.29, Boot LLCI=−0.51, Boot ULCI=−0.07)，说明沿不一致性曲线工作干扰家庭与家庭干扰工作的对比情况与工作繁荣呈倒U型关系(见图1 )。由于不一致性曲线的曲率显著，进行Zat检验，结果发现Z3−Z4结果显著为正(1.19, Boot LLCI=0.76, Boot ULCI=1.61)，说明工作干扰家庭与家庭干扰工作不一致时，与“高−低”不一致相比，“低−高”不一致的教师具有更低的工作繁荣水平，H2B得到验证，H2A没有得到验证。评估横向位移量，值显著为正(1.02, Boot LLCI=0.77, Boot ULCI=2.42)，也支持H2B，不支持H2A。
3.3.2 工作干扰家庭与家庭干扰工作的对比情况对心理资本的影响
对于工作干扰家庭与家庭干扰工作的对比情况与心理资本的关系，结果如表2 左侧所示，一致性曲线的斜率显著为负(a1=−0.27, Boot LLCI=−0.29，Boot ULCI=−0.23)，曲率显著为正(a2=0.13, Boot LLCI=0.10, Boot ULCI=0.15)，说明沿一致性曲线工作干扰家庭与家庭干扰工作的对比情况与心理资本呈U型关系(见图2 )。由于一致性曲线的曲率显著，进行Zat检验，Z1−Z2显著为负(−0.59, Boot LLCI=−0.65, Boot ULCI=−0.53)，说明相比工作干扰家庭与家庭干扰工作在“低−低”水平一致，二者在“高−高”水平一致时教师的心理资本水平更低，H3得到验证。
不一致曲线的斜率显著为正(a3=0.30, Boot LLCI=0.13, Boot ULCI=0.48)，曲率不显著，说明工作干扰家庭与家庭干扰工作不一致时，与“高−低”不一致相比，“低−高”不一致的教师具有更低的心理资本水平，H4B得到验证，H4A没有得到验证。
3.3.3 心理资本的中介作用分析
将五项式X、Y、X2、XY、Y2以及心理资本同时作为预测变量对工作繁荣进行回归分析。根据表2 中M7的回归结果，心理资本的回归系数为0.78(p<0.001)，对工作繁荣的正向预测显著。进一步采用块变量分析法检验心理资本的中介作用，流程为：基于M3的回归分析结果，确定线性加权系数分别为0.02(b1)，−0.28(b2)，−0.02(b3)，0.10(b4)，0.04(b5)，块变量V=b1X+b2Y+b3X2+b4XY+b5Y2，将数据代入公式，计算出块变量的值。采用Bootstrap法进行1000次重复抽样，检验心理资本的中介作用，结果(见表3 )发现心理资本的间接效应系数为0.77(p<0.001)，95%的置信区间为[0.71, 0.84]，表明心理资本在教师工作−家庭冲突与工作繁荣之间起部分中介作用，H5得以验证。
表3 心理资本的中介作用 |
| 系数 | SE | 95%CI | |
| 直接效应 | 0.23 | 0.04 | [0.15, 0.30] |
| 间接效应 | 0.77 | 0.03 | [0.71, 0.84] |
4 讨论
4.1 工作−家庭冲突的双向对比情况与工作繁荣的关系
本研究结果表明，工作−家庭冲突的一致性对比情况可负向预测中小学教师的工作繁荣水平，即相比工作干扰家庭与家庭干扰工作“低−低”一致时，二者在“高−高”一致时，教师的工作繁荣水平更低。这与以往对工作−家庭冲突与工作繁荣二者之间关系的研究结果基本一致(季健, 2021)。当工作−家庭冲突发生时，教师需要消耗资源用以解决冲突，从而减少了在工作中付出的时间和精力(李永占, 2015a)，降低了工作时的活力和积极性，导致工作繁荣水平随之降低。
本研究还发现，当教师的工作−家庭冲突双向水平不一致时，与工作干扰家庭和家庭干扰工作的“高−低”不一致相比，二者“低−高”不一致的中小学教师具有更低的工作繁荣水平，此结果支持工作−家庭冲突影响效应的“交叉假说”，即相比工作领域对家庭领域的干扰，家庭领域对于工作领域的干扰对中小学教师工作繁荣的消极影响更大。这与陈耘等人(2017)通过元分析对于工作−家庭冲突对工作绩效影响效应的研究结果一致，可能是因为工作繁荣与工作绩效同属工作领域变量中的行为结果变量，而工作−家庭冲突对于行为结果类变量的影响，与其对于态度倾向类变量(比如工作满意度等)的影响效应不同，更有可能符合资源保存理论视角的“交叉”观。
4.2 工作−家庭冲突的双向对比情况与心理资本的关系
本研究结果发现，工作−家庭冲突的一致性对比情况可以负向预测中小学教师的心理资本水平，即相比工作干扰家庭与家庭干扰工作“低−低”一致时，二者“高−高”一致时，教师的心理资本水平更低。这与前人对于其他职业群体的工作−家庭冲突与心理资本之间存在显著负向关系的研究结果一致(Pu et al., 2017; Wang et al., 2012)，说明中小学教师若长期经历工作角色与家庭角色彼此相互干扰的糟糕关系，会削弱教师的心理资本等积极心理资源，从而使教师面临较严重心理困扰或社会功能受损的风险。
本研究还发现，当教师的工作−家庭冲突双向水平不一致时，与工作干扰家庭和家庭干扰工作的“高−低”不一致相比，二者“低−高”不一致的中小学教师具有更低的心理资本水平。这与已有相关研究的结果基本一致，比如冯娅惠(2017)对精神科医护人员的研究发现，相比工作干扰家庭，家庭干扰工作与心理资本的负相关关系更强。
4.3 心理资本的中介作用
本研究结果表明，心理资本在工作−家庭冲突与工作繁荣之间起部分中介作用，中小学教师的工作−家庭冲突对工作繁荣的负向预测作用，部分是通过削弱其心理资本水平而发生的。这可从资源保存理论的视角进行解释，中小学教师在处理工作与家庭的矛盾和冲突问题时，其自身资源会不断地被消耗，这造成了个体的心理资本等积极心理资源的不足，当个体的资源总量因应对工作与家庭之间的矛盾冲突而显著减少时，中小学教师在工作领域就表现为工作繁荣水平的下降。
本研究也存在一定的局限。第一，研究数据仅涵盖教师的自我评价，未来研究可采用教师自我评价与他人评价相结合的方法收集研究数据。第二，基于横断面的研究设计难以严格推论变量间的因果关系，未来研究可尝试采用追踪研究设计对工作−家庭冲突与工作繁荣的关系进行跨时间段考察。第三，工作−家庭冲突影响工作繁荣的机制有多种途径，本研究仅分析了心理资本所起的中介作用，其他因素如消极情绪、正念等也可能会在二者之间发挥中介或调节作用，未来可结合相关理论建构研究假设并进行检验。
5 结论
(1)当工作干扰家庭与家庭干扰工作水平一致时，与“低−低”干扰相比，“高−高”干扰的教师具有更低的工作繁荣水平和心理资本水平；(2)当工作干扰家庭与家庭干扰工作水平不一致时，与“高−低”干扰相比，“低−高”干扰的教师具有更低的工作繁荣水平和心理资本水平；(3)教师的心理资本在其工作−家庭冲突与工作繁荣的关系之间起部分中介作用。