王 欣，楊 婧，楊河清

1.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100070；2.北京第二外國(guó)語(yǔ)學(xué)院旅游科學(xué)學(xué)院，北京 100024；3.北京旅游發(fā)展研究基地，北京 100024)

實(shí)踐表明，從經(jīng)費(fèi)投入到科研成果產(chǎn)出，高校一直以來(lái)都是國(guó)家創(chuàng)新發(fā)展的重地，大量的科技創(chuàng)新成果都來(lái)自高校。我國(guó)的過(guò)度勞動(dòng)問(wèn)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(wèn)題十分嚴(yán)重。高教教師的過(guò)度勞動(dòng)問(wèn)題更為普遍和嚴(yán)重，但卻一直沒(méi)有受到更多重視。近些年來(lái)高校教師 “過(guò)勞猝死” “積勞成疾去世”的事件屢被報(bào)道，尤其是在青年教師群體中工作時(shí)間長(zhǎng)、工作強(qiáng)度高、科研學(xué)術(shù)錦標(biāo)賽背后的壓力問(wèn)題已十分嚴(yán)重。生活作息時(shí)間不規(guī)律，沒(méi)有時(shí)間進(jìn)行體育鍛煉，睡眠時(shí)間嚴(yán)重不足等導(dǎo)致的生理、心理、精神問(wèn)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(shí)做好身心減負(fù)工作，迫切需要提上日程。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 研究假設(shè)

(1)過(guò)勞氛圍與創(chuàng)新行為的關(guān)系研究。過(guò)勞氛圍是以捕捉過(guò)度勞動(dòng)的心理氛圍為核心特征，以此評(píng)估員工在多大程度上期望自己用過(guò)度勞動(dòng)的方式來(lái)完成任務(wù)。而這些看法主要是由高管和主管推動(dòng)的，他們鼓勵(lì)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(chǔ)上提出過(guò)勞氛圍。依據(jù)資源保存理論，在過(guò)勞氛圍下員工為了保留自己的職場(chǎng)地位和競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，當(dāng)面對(duì)周圍同事的努力拼搏時(shí)往往會(huì)更加激發(fā)個(gè)體的努力程度，以避免資源流失，從而會(huì)促使個(gè)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(yīng)用新的想法，以提高個(gè)人或組織的績(jī)效，其揭示了促進(jìn)新想法的創(chuàng)造、實(shí)驗(yàn)和實(shí)施的行為[2]。

高校教師需要在學(xué)術(shù)研究上不斷創(chuàng)新，要與時(shí)俱進(jìn)，要提出新思想、新發(fā)現(xiàn)、新技術(shù)等。除此之外，隨著互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展與普及，知識(shí)傳播與迭代的速度越來(lái)越快，高校教師還需要在課堂教學(xué)上不斷探索新的教學(xué)理念、教學(xué)模式，對(duì)知識(shí)不斷更新。因此，無(wú)論是科研還是教學(xué)，高校教師都需要不斷地自我學(xué)習(xí)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(gè)想法能夠得以實(shí)施，所以需要投入大量的努力。高校教師在教學(xué)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(gè)群體往往具備很強(qiáng)的責(zé)任感，以及對(duì)學(xué)術(shù)研究的追求與熱愛(ài)。因此，過(guò)勞氛圍中的高校教師更會(huì)具有高水平的工作投入，從而促進(jìn)創(chuàng)新行為。綜上所述，提出假設(shè)H1：過(guò)勞氛圍與高校教師創(chuàng)新行為具有顯著正相關(guān)關(guān)系。

(2)過(guò)勞氛圍與過(guò)度勞動(dòng)的關(guān)系研究。過(guò)度勞動(dòng) (簡(jiǎn)稱 “過(guò)勞”)，是指在勞動(dòng)過(guò)程中存在的超時(shí)、超強(qiáng)的勞動(dòng)投入狀態(tài)或勞動(dòng)行為，并由此導(dǎo)致疲勞蓄積，經(jīng)過(guò)少量休息無(wú)法恢復(fù)的狀態(tài)[3]。依據(jù)資源保持理論，當(dāng)個(gè)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(huì)迫使自己更加努力工作，在工作中投入更多的能量。根據(jù)自我損耗理論，過(guò)勞氛圍會(huì)促使個(gè)體提供更高水平的工作強(qiáng)度、更長(zhǎng)的工作時(shí)間等，這會(huì)增加個(gè)體的能量消耗，甚至增加個(gè)體的自我控制執(zhí)行，進(jìn)一步自我損耗。個(gè)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(guò)度勞動(dòng)將加重自我損耗。

高校教師不僅要有科研產(chǎn)出，還需要從事教學(xué)活動(dòng)，對(duì)情緒勞動(dòng)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(guò)勞程度高，因此更需要通過(guò)合理的休息和補(bǔ)充能力得以恢復(fù)。否則將不利于身心健康，甚至?xí)l(fā)生 “過(guò)勞猝死”。高校教師責(zé)任感強(qiáng)，成就目標(biāo)高，期望更高水平的工作績(jī)效和組織貢獻(xiàn)，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(fù)。由于這個(gè)群體的工作特征和共性，從而容易形成過(guò)勞氛圍很濃的工作環(huán)境。因此，長(zhǎng)此以往會(huì)更加促使個(gè)體的過(guò)度勞動(dòng)。綜上所述，提出假設(shè)H2：過(guò)勞氛圍與高校教師過(guò)度勞動(dòng)具有顯著正相關(guān)關(guān)系。

(3)過(guò)度勞動(dòng)與創(chuàng)新行為的關(guān)系研究。創(chuàng)新行為涉及高水平的認(rèn)知和情感資源，對(duì)工作量更具敏感。根據(jù)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(jìn)個(gè)人成長(zhǎng)的需求從而具有挑戰(zhàn)性[4]。Montani等[5]認(rèn)為當(dāng)工作量適度時(shí)，工作量有利于創(chuàng)新行為，二者之間呈倒U形關(guān)系。與普通的任務(wù)表現(xiàn)不同，創(chuàng)新行為代表一種對(duì)資源有需求的努力，需要員工在創(chuàng)新過(guò)程的每個(gè)階段投入大量資源，且需要維持在較高水平，需要較長(zhǎng)時(shí)間的持續(xù)努力[6]。

高校教師是一個(gè)對(duì)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(dòng)機(jī)、目標(biāo)承諾、期望水平，以此避免資源流失的發(fā)生，對(duì)資源損失的感知超過(guò)資源獲得。資源損失會(huì)帶來(lái)更多的工作緊張，甚至出現(xiàn)倦怠、抑郁等不利于身心健康的后果。在團(tuán)隊(duì)合作中，需要將自己的新想法傳播與推廣，還需要對(duì)他人的想法給予肯定或批判。石長(zhǎng)慧等[7]對(duì)全國(guó)2504名科研院所、高校和企業(yè)中從事科學(xué)研究和技術(shù)開(kāi)發(fā)的科技工作者進(jìn)行調(diào)查，結(jié)果表明研發(fā)人員的工作壓力與工作倦怠呈顯著正相關(guān)關(guān)系。因?yàn)檫^(guò)度勞動(dòng)程度已經(jīng)超過(guò)工作量適度的界限，給身心健康帶來(lái)?yè)p失，甚至出現(xiàn)耗竭，將進(jìn)一步加快資源流失，從而不利于創(chuàng)新。綜上所述，提出假設(shè)H3：過(guò)度勞動(dòng)與高校教師創(chuàng)新行為具有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

(4)過(guò)度勞動(dòng)的中介作用。高等教育改革縱深逐步推進(jìn)，高校教師面對(duì)著愈加嚴(yán)峻的教學(xué)壓力和更為艱巨的科研任務(wù)，與此同時(shí)社會(huì)對(duì)高校教師的工作認(rèn)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(jiàn)中，并沒(méi)有意識(shí)到對(duì)其工作情況認(rèn)知的偏差和對(duì)高校教育質(zhì)量更高的期待之間的矛盾也會(huì)給高校教師帶來(lái)更多的壓力。需要消耗額外的資源和能量來(lái)應(yīng)對(duì)這些社會(huì)壓力和輿論，甚至還需要對(duì)外界壓力加以控制，這會(huì)帶來(lái)更大的自我損耗。職業(yè)聲望、社會(huì)期待、高?？?jī)效考核推動(dòng)高校教師不得不肩負(fù)責(zé)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(kāi)來(lái)，群體奮發(fā)向上、積極努力工作能夠促進(jìn)工作目標(biāo)和績(jī)效的達(dá)成，利于創(chuàng)新。但是，過(guò)度工作投入的氛圍也會(huì)出現(xiàn)負(fù)面效果，會(huì)迫使個(gè)體過(guò)度勞動(dòng)。工作量和其他外部壓力被認(rèn)為是創(chuàng)新的績(jī)效障礙，因此也對(duì)其產(chǎn)生負(fù)面影響[8]。個(gè)體的過(guò)度勞動(dòng)會(huì)造成一系列負(fù)面作用，包括對(duì)創(chuàng)新行為的不利影響。由此可知，過(guò)勞氛圍對(duì)創(chuàng)新行為的影響既有直接效應(yīng)，又有間接效應(yīng)。綜上所述，提出假設(shè)H4：過(guò)度勞動(dòng)在過(guò)勞氛圍與高校教師創(chuàng)新行為關(guān)系中具有顯著中介作用。

(5)工作-家庭沖突的調(diào)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(guò)度勞動(dòng)會(huì)引發(fā)工作-家庭沖突。有學(xué)者[10]對(duì)澳大利亞高校教師進(jìn)行調(diào)查，結(jié)果表明教師每周平均工作時(shí)間為47.70小時(shí)。工作壓力和工作時(shí)間是工作-家庭沖突的預(yù)測(cè)因素，盡管這個(gè)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(duì)員工創(chuàng)新行為和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響[11]。依據(jù)自我損耗理論，資源是流動(dòng)的，資源會(huì)從一個(gè)領(lǐng)域流向另一個(gè)領(lǐng)域，確切地說(shuō)一個(gè)領(lǐng)域的資源損耗會(huì)減少另一領(lǐng)域的可用資源[12]。創(chuàng)新過(guò)程是一種需要個(gè)人參與創(chuàng)新活動(dòng)相關(guān)的認(rèn)知過(guò)程，需要消耗大量的認(rèn)知和情感資源。根據(jù)資源流失理論，經(jīng)歷工作-家庭沖突會(huì)導(dǎo)致認(rèn)知和情感資源不斷流失，使其在工作領(lǐng)域中用于創(chuàng)造性過(guò)程的資源更少，無(wú)法保持對(duì)創(chuàng)新的專注，從而損害創(chuàng)新[13]。綜上所述，提出假設(shè)H5a：工作-家庭沖突調(diào)節(jié)過(guò)勞氛圍與過(guò)度勞動(dòng)間正相關(guān)關(guān)系，即工作-家庭沖突越嚴(yán)重，過(guò)勞氛圍對(duì)高校教師過(guò)度勞動(dòng)的負(fù)向影響越強(qiáng)；H5b：工作-家庭沖突調(diào)節(jié)過(guò)度勞動(dòng)與創(chuàng)新行為間負(fù)相關(guān)關(guān)系，即工作-家庭沖突越嚴(yán)重，過(guò)度勞動(dòng)對(duì)高校教師創(chuàng)新行為的負(fù)向影響越強(qiáng)。

1.2 理論模型構(gòu)建

基于上述相關(guān)理論與假設(shè)分析，本研究構(gòu)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(duì)象。本文于2021年12月—2022年1月對(duì)全國(guó)高校教師工作-家庭平衡問(wèn)題進(jìn)行調(diào)研，研究對(duì)象全部為高校專任教師 (不包括行政崗人員)。調(diào)研樣本覆蓋了全國(guó)22個(gè)省、4個(gè)自治區(qū)、4個(gè)直轄市、1個(gè)特別行政區(qū) (不包括西藏、臺(tái)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(guò)適度勞動(dòng)研究中心發(fā)放問(wèn)卷，全部采用在線填答的形式，共發(fā)放975份問(wèn)卷。剔除缺項(xiàng)、填答不當(dāng)?shù)葻o(wú)效問(wèn)卷后，共收集到有效問(wèn)卷927份，有效率為95.08%。

(2)測(cè)量工具。本文采用以下方式進(jìn)行測(cè)量。

過(guò)勞氛圍：采用Mazzetti等[14]的過(guò)勞氛圍量表，共包括8道題。采用李克特5點(diǎn)計(jì)分法，由高校教師進(jìn)行自我評(píng)價(jià)，量表KMO為0.821，Cronbach’s α為0.762。

過(guò)度勞動(dòng)：采用日本厚生勞動(dòng)省[15]的疲勞蓄積度自測(cè)診斷表，包括自覺(jué)癥與工作負(fù)擔(dān)兩個(gè)維度，共計(jì)20道題。通過(guò)計(jì)算處理得到過(guò)度勞動(dòng)的四個(gè)程度等級(jí)：0=不過(guò)勞、1=輕度過(guò)勞、2=中度過(guò)勞、3=重度過(guò)勞。其中，自覺(jué)癥維度KMO為0.954，Cronbach’s α為0.914；工作負(fù)擔(dān)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(diǎn)計(jì)分法，由高校教師進(jìn)行自我評(píng)價(jià)，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(gè)維度，共計(jì)11道題。采用李克特5點(diǎn)計(jì)分法，由高校教師進(jìn)行自我評(píng)價(jià)，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(jí)別等影響高校教師的創(chuàng)新行為，因而對(duì)其進(jìn)行控制。

2 實(shí)證分析

本調(diào)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(nèi)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(jí)以下人員占84.57% (n=784)、處級(jí)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(dǎo)博導(dǎo)占44.55% (n=413)、碩導(dǎo)占45.20% (n=419)、博導(dǎo)占10.25% (n=95)；所調(diào)查的高校教師研究發(fā)展覆蓋所有一級(jí)學(xué)科門類。

2.1 基本回歸分析

采用Harman單因子方法進(jìn)行共同方法檢驗(yàn)。未旋轉(zhuǎn)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(yán)重的同源方差問(wèn)題。采用STATA16.0中SEM模塊進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，檢驗(yàn)因子之間的區(qū)別效度。測(cè)試了單因子、雙因子、三因子和四因子模型 (見(jiàn)表1)，結(jié)果表明，假設(shè)的四因子基準(zhǔn)模型數(shù)據(jù)擬合效果最佳。以上結(jié)果支持了測(cè)量模型的判別有效性。

表1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

本研究中主要變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)性分析結(jié)果見(jiàn)表2，變量之間的相關(guān)關(guān)系與本文的預(yù)期一致。其中，創(chuàng)新行為與過(guò)勞氛圍 (r=0.212，P<0.001)、過(guò)度勞動(dòng) (r=-0.128，P<0.001)、工作-家庭沖突 (r=-0.154，P<0.001)均顯著相關(guān)，過(guò)度勞動(dòng)與過(guò)勞氛圍 (r=0.188，P<0.001)顯著相關(guān)。由相關(guān)分析可知，主要變量的相互關(guān)聯(lián)性很強(qiáng)，由此可進(jìn)一步做回歸分析，對(duì)高校教師創(chuàng)新行為的影響因素進(jìn)行剖析。

表2 相關(guān)分析結(jié)果

表3中的模型2顯示，過(guò)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(shuō)明過(guò)勞氛圍每提高1個(gè)單位，高校教師創(chuàng)新行為將被提高0.249個(gè)單位，假設(shè)1得證；模型3顯示，過(guò)度勞動(dòng)負(fù)向顯著影響高校教師創(chuàng)新行為 (β=-0.069，P<0.001)，說(shuō)明高校教師過(guò)度勞動(dòng)程度每增長(zhǎng)1個(gè)單位，其創(chuàng)新行為將下降0.069個(gè)單位，假設(shè)3得證；模型6顯示，過(guò)勞氛圍正向顯著影響高校教師過(guò)度勞動(dòng) (β=0.302，P<0.001)，說(shuō)明過(guò)勞氛圍每提高1個(gè)單位，高校教師過(guò)度勞動(dòng)程度將增長(zhǎng)0.302個(gè)單位，假設(shè)2得證。同時(shí)可以看到，高校教師創(chuàng)新行為既會(huì)受個(gè)體的過(guò)度勞動(dòng)影響，也會(huì)受過(guò)勞氛圍影響。

表3 回歸結(jié)果 (N=927)

基于隨機(jī)森林模型對(duì)回歸方程進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，將所涉及變量全部納入，建立回歸類型的決策樹(shù)。將數(shù)據(jù)集分為兩個(gè)子集，50%的數(shù)據(jù)用于訓(xùn)練，50%的數(shù)據(jù)用于測(cè)試，并設(shè)置迭代次數(shù)為500次。為了進(jìn)一步確定哪些因素在預(yù)測(cè)過(guò)程中最重要，繪制每個(gè)預(yù)測(cè)變量的重要性。如圖2所示，在基于回歸類型決策樹(shù)的隨機(jī)森林模型中，過(guò)勞氛圍、年齡、性別、過(guò)度勞動(dòng)、行政級(jí)別、職稱、婚姻狀況等以此為重要預(yù)測(cè)指標(biāo)的排序順序?？梢钥吹剑^(guò)度勞動(dòng)氛圍和過(guò)度勞動(dòng)在對(duì)高校教師創(chuàng)新行為的預(yù)測(cè)中起到了主要作用。

圖2 影響高校教師創(chuàng)新行為預(yù)測(cè)變量的重要性

2.2 傳導(dǎo)機(jī)制分析

根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，首先檢驗(yàn)過(guò)勞氛圍對(duì)過(guò)度勞動(dòng)的影響，結(jié)果見(jiàn)表3中的模型6，過(guò)勞氛圍顯著正向影響高校教師過(guò)度勞動(dòng) (β=0.302，P<0.001)；其次檢驗(yàn)過(guò)度勞動(dòng)對(duì)高校教師創(chuàng)新行為的影響，結(jié)果見(jiàn)模型3，過(guò)度勞動(dòng)顯著負(fù)向影響高校教師創(chuàng)新行為 (β=-0.069，P<0.001)；最后檢驗(yàn)過(guò)度勞動(dòng)的中介效應(yīng)，結(jié)果見(jiàn)模型4，過(guò)勞氛圍、過(guò)度勞動(dòng)共同納入回歸方程后，過(guò)勞氛圍對(duì)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(guò)勞氛圍對(duì)高校教師創(chuàng)新行為的影響增強(qiáng)了。因此，過(guò)度勞動(dòng)部分中介過(guò)勞氛圍對(duì)高校教師創(chuàng)新行為的影響 (中介效應(yīng)=-0.029)，假設(shè)4得證。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)穩(wěn)健中介效應(yīng)效果，采用Sobel檢驗(yàn)，得到P<0.001，代表拒絕原假設(shè)，中介效應(yīng)得證，所得結(jié)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(yīng)在總效應(yīng)中的占比為-11.76%，假設(shè)4再次得證。

根據(jù)前面文獻(xiàn)分析可知，工作-家庭沖突既會(huì)影響過(guò)勞氛圍對(duì)過(guò)度勞動(dòng)的作用效果，也會(huì)影響過(guò)度勞動(dòng)對(duì)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(dǎo)機(jī)制，并起到多大的影響需要進(jìn)一步分析。第一階段：工作-家庭沖突在過(guò)勞氛圍與過(guò)度勞動(dòng)調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4中的模型5，過(guò)勞氛圍與工作-家庭沖突的交互項(xiàng)負(fù)向影響高校教師的過(guò)度勞動(dòng)。而工作-家庭沖突對(duì)高校教師過(guò)度勞動(dòng)具有顯著正向影響，說(shuō)明工作-家庭沖突會(huì)加劇高校教師的過(guò)度勞動(dòng)程度，但對(duì)過(guò)勞氛圍具有替代作用，即會(huì)減緩過(guò)勞氛圍對(duì)高校教師過(guò)度勞動(dòng)的影響?？赡苁怯捎谶^(guò)勞氛圍主要來(lái)自工作場(chǎng)所的壓力感知，而工作-家庭沖突來(lái)自家庭層面。相較于工作場(chǎng)所，家庭對(duì)個(gè)體的影響更為直接，且更為明顯。該過(guò)程的調(diào)節(jié)效應(yīng)如圖3 (a)所示，假設(shè)5a得證?？梢悦黠@看出，在低過(guò)勞氛圍組，高工作-家庭沖突會(huì)加大個(gè)體過(guò)度勞動(dòng)程度，而在高過(guò)勞氛圍組，這種效果并不明顯。第二階段：工作-家庭沖突在過(guò)度勞動(dòng)與創(chuàng)新行為調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4中的模型4，過(guò)度勞動(dòng)與工作-家庭沖突的交互項(xiàng)正向影響高校教師創(chuàng)新行為，其調(diào)節(jié)效應(yīng)如圖3 (b)所示，假設(shè)5b得證。可以看出，過(guò)度勞動(dòng)、工作-家庭沖突均對(duì)高校教師創(chuàng)新行為具有負(fù)向顯著影響。工作-家庭沖突對(duì)過(guò)度勞動(dòng)也具有替代作用，會(huì)減緩其對(duì)高校教師創(chuàng)新行為的影響。在低過(guò)度勞動(dòng)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(guò)度勞動(dòng)組別中，這種效果并不凸顯。

(a)在過(guò)勞氛圍與過(guò)度勞動(dòng)間的調(diào)節(jié)效應(yīng) (b)在過(guò)度勞動(dòng)與創(chuàng)新行為間的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖3 工作-家庭沖突的調(diào)節(jié)效應(yīng)

2.3 穩(wěn)健性分析

在納入調(diào)節(jié)機(jī)制后，中介效應(yīng)是否依舊穩(wěn)健，傳導(dǎo)路徑是否依舊平穩(wěn)，還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。檢驗(yàn)第一階段：過(guò)度勞動(dòng)部分中介過(guò)勞氛圍對(duì)高校教師創(chuàng)新行為的影響 (中介效應(yīng)=-0.038)。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)穩(wěn)健中介效應(yīng)效果，采用Sobel檢驗(yàn)，得到P<0.05，代表拒絕原假設(shè)，中介效應(yīng)得到驗(yàn)證，所得結(jié)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(yīng)在總效應(yīng)中的占比為-10.20%。結(jié)果見(jiàn)表5，在不同的工作-家庭沖突水平下，過(guò)勞氛圍通過(guò)過(guò)度勞動(dòng)對(duì)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(guò)度勞動(dòng)的中介作用會(huì)增強(qiáng)，但在較高水平工作-家庭沖突條件下，則對(duì)過(guò)度勞動(dòng)的中介作用不起作用。檢驗(yàn)第二階段：過(guò)度勞動(dòng)的部分中介過(guò)勞氛圍對(duì)高校教師創(chuàng)新行為的影響 (中介效應(yīng)=-0.002)。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)穩(wěn)健中介效應(yīng)效果，采用Sobel檢驗(yàn)，得到P=0.574，代表接受原假設(shè)，中介效應(yīng)未得到驗(yàn)證，所得結(jié)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(yīng)在總效應(yīng)中的占比為-0.58%。過(guò)度勞動(dòng)受到工作-家庭沖突的調(diào)節(jié)對(duì)高校教師創(chuàng)新行為的作用結(jié)果見(jiàn)表5。按照工作-家庭沖突該調(diào)節(jié)變量的平均值、平均值±1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的標(biāo)準(zhǔn)，將其劃分為低、中、高三個(gè)水平組。在不同工作-家庭沖突水平下，過(guò)勞氛圍通過(guò)過(guò)度勞動(dòng)對(duì)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(guò)度勞動(dòng)起到中介作用，但在較高水平工作-家庭沖突條件下，則沒(méi)有這種中介作用。

表5 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果 (N=927)

2.4 異質(zhì)性分析

由表6可見(jiàn)，模型3表明過(guò)勞氛圍正向影響高校男教師的過(guò)度勞動(dòng)，在0.1%的統(tǒng)計(jì)水平顯著；模型2表明過(guò)勞氛圍正向影響創(chuàng)新行為，在0.1%的統(tǒng)計(jì)水平顯著；模型1表明當(dāng)加入過(guò)度勞動(dòng)變量后，過(guò)勞氛圍依舊正向影響高校男教師的創(chuàng)新行為，過(guò)度勞動(dòng)則負(fù)向影響創(chuàng)新行為，二者分別在0.1%、1%的統(tǒng)計(jì)水平顯著。但也明顯看到，過(guò)勞氛圍對(duì)創(chuàng)新行為的影響增強(qiáng)了，因此，過(guò)度勞動(dòng)部分中介過(guò)勞氛圍對(duì)高校男教師創(chuàng)新行為的影響 (中介效應(yīng)=-0.025)。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)穩(wěn)健中介效應(yīng)效果，采用Sobel檢驗(yàn)，所得結(jié)果一致。除此之外，其余變量均為在相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)高校男教師創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響。由模型4～6同樣得到過(guò)度勞動(dòng)部分中介過(guò)勞氛圍對(duì)高校女教師創(chuàng)新行為的影響 (中介效應(yīng)=-0.034)，中介效應(yīng)明顯高于男性組別，且過(guò)度勞動(dòng)、過(guò)勞氛圍對(duì)高校女教師創(chuàng)新行為影響的作用效果也明顯強(qiáng)于男教師，這一點(diǎn)在過(guò)勞氛圍對(duì)過(guò)度勞動(dòng)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(tǒng)計(jì)水平顯著，這點(diǎn)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(qiáng)，且在5%的統(tǒng)計(jì)水平顯著，有婚姻家庭的高校女教師更有創(chuàng)新的動(dòng)力，說(shuō)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(jié)果 (N=927)

將年齡進(jìn)行重新分組處理，得到表7所示結(jié)果。模型3表明過(guò)勞氛圍正向影響高校40歲以下教師的過(guò)度勞動(dòng)，在0.1%的統(tǒng)計(jì)水平顯著。模型2表明過(guò)勞氛圍正向影響 40歲以下教師的創(chuàng)新行為，在0.1%的統(tǒng)計(jì)水平顯著。模型1表明當(dāng)加入過(guò)度勞動(dòng)變量后，過(guò)勞氛圍依舊正向影響40歲以下教師的創(chuàng)新行為，過(guò)度勞動(dòng)則負(fù)向影響創(chuàng)新行為，二者分別在0.1%、1%的統(tǒng)計(jì)水平顯著。但也明顯看到，過(guò)勞氛圍對(duì)高校40歲以下教師創(chuàng)新行為的影響增強(qiáng)了。因此，過(guò)度勞動(dòng)部分中介過(guò)勞氛圍對(duì)高校40歲以下教師創(chuàng)新行為的影響 (中介效應(yīng)=-0.035)。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)穩(wěn)健中介效應(yīng)效果，采用Sobel檢驗(yàn)，所得結(jié)果一致。除此之外，性別和婚姻均在5%的統(tǒng)計(jì)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(guò)度勞動(dòng)部分中介過(guò)勞氛圍對(duì)高校40歲及以上教師創(chuàng)新行為的影響 (中介效應(yīng)=-0.023)，中介效應(yīng)較40歲以下組別更弱。且過(guò)度勞動(dòng)、過(guò)勞氛圍對(duì)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(shuō)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(yīng)的統(tǒng)計(jì)水平對(duì)高校男教師創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響，說(shuō)明無(wú)論年齡多大，在創(chuàng)新行為上高校男教師明顯強(qiáng)于女教師。

表7 按年齡分組回歸結(jié)果 (N=927)

將職稱重新進(jìn)行分組處理，得到表8所示結(jié)果。在三個(gè)組別中，過(guò)度勞動(dòng)部分中介過(guò)勞氛圍對(duì)高校教師創(chuàng)新行為的影響，中介效應(yīng)分別為-0.029、-0.035、-0.019，各組別中介效應(yīng)存在較大差距，副教授組別的中介效應(yīng)最高。過(guò)度勞動(dòng)、過(guò)勞氛圍、性別、年齡、婚姻、行政級(jí)別均對(duì)講師及以下教師創(chuàng)新行為產(chǎn)生顯著影響。女性、年齡越大、沒(méi)有婚姻家庭、行政級(jí)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(huì)受到諸多因素影響，其創(chuàng)新成果的產(chǎn)生更為不易。過(guò)勞氛圍對(duì)副教授創(chuàng)新行為的影響在三個(gè)組別中最大，除此之外也會(huì)受到性別和年齡影響。過(guò)度勞動(dòng)對(duì)教授創(chuàng)新行為幾乎沒(méi)有影響，過(guò)勞氛圍對(duì)其影響也很弱，僅在5%的統(tǒng)計(jì)水平顯著。除此之外，也會(huì)受到年齡影響。

表8 按職稱分組回歸結(jié)果 (N=927)

3 研究結(jié)論與對(duì)策建議

3.1 研究結(jié)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(guò)度勞動(dòng)問(wèn)題凸顯， “過(guò)勞死”事件頻發(fā)。本研究通過(guò)模型構(gòu)建與實(shí)證分析，利用回歸方程模型得到過(guò)勞氛圍和過(guò)度勞動(dòng)是高校教師創(chuàng)新行為預(yù)測(cè)的重要指標(biāo)，并由森林隨機(jī)模型進(jìn)行穩(wěn)健性驗(yàn)證。利用結(jié)構(gòu)方程模型得到過(guò)勞氛圍對(duì)高校教師創(chuàng)新行為具有正向促進(jìn)作用，過(guò)度勞動(dòng)在過(guò)勞氛圍與高校教師創(chuàng)新行為關(guān)系中具有顯著部分中介作用，并利用Sobel中介檢驗(yàn)法驗(yàn)證了該傳導(dǎo)路徑的穩(wěn)定性。工作-家庭沖突調(diào)節(jié)過(guò)勞氛圍對(duì)高校教師過(guò)度勞動(dòng)的作用，以及過(guò)度勞動(dòng)對(duì)高校教師創(chuàng)新行為的作用。通過(guò)異質(zhì)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(xiàn)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(huì)受到諸多因素影響，其創(chuàng)新成果的產(chǎn)生更為不易。

3.2 對(duì)策建議

(1)基于人才政策制度層面。短期內(nèi)自發(fā)與被迫的環(huán)境氛圍都利于創(chuàng)新行為，但長(zhǎng)此以往后者對(duì)個(gè)體身心健康損害較大。嚴(yán)重的 “過(guò)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(guó)務(wù)院印發(fā) 《深化新時(shí)代教育評(píng)價(jià)改革總體方案》，特別指出要完善立德樹(shù)人體制機(jī)制，扭轉(zhuǎn)不科學(xué)的教育評(píng)價(jià)導(dǎo)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(xiàn)得更為明顯。青年教師資源匱乏，其創(chuàng)新成果的產(chǎn)生不易，更容易受到環(huán)境氛圍影響。因此，對(duì)于高校教師中女性群體以及青年教師的政策傾斜勢(shì)在必行。

(2)基于學(xué)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(jìn)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(gè)努力的氛圍應(yīng)該是由高校教師自發(fā)形成的，而不應(yīng)在高?？?jī)效考核等約束下被迫營(yíng)造。應(yīng)該給予高校教師一個(gè)相對(duì)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(chǎn)出，以不急于求成的心態(tài)秉持科學(xué)研究。讓高校教師既能投入到科研和教學(xué)工作中，又能在相對(duì)寬松的環(huán)境中不斷成長(zhǎng)、自我提高，而非以各種指標(biāo)達(dá)標(biāo)的壓力式管理模式讓其被動(dòng)投入工作，這會(huì)造成個(gè)體職業(yè)焦慮，甚至?xí)觿”舜酥g的惡性競(jìng)爭(zhēng)，破壞和諧的科研氛圍。

(3)基于個(gè)體及家庭支持層面。高校教師自身應(yīng)該以良好和穩(wěn)定的心態(tài)面對(duì)科研、教學(xué)壓力和職稱考核，過(guò)度勞動(dòng)不利于身心健康的可持續(xù)發(fā)展。自身應(yīng)該減少外界環(huán)境的干擾，避免焦慮、抑郁等心理健康嚴(yán)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(huì)帶來(lái)嚴(yán)重的自我損耗，高校教師具有工作自主性高、靈活性強(qiáng)的工作特質(zhì)，如何讓工作-家庭平衡、相互助力，也是高校教師自身應(yīng)該思考的問(wèn)題。