一、问题提出

近年来，随着“两会”对学前教育的关注，社会各界对幼儿教师的期望越来越高。和大多数成年人一样，幼儿教师生活的核心领域也不外乎工作和家庭。处理家庭和工作的关系对许多人来说都是具有挑战性的。个体试图维持二者的平衡，但现实中这两个领域对人的角色期望常常在某些方面不相容，从而很容易引起工作家庭冲突(Netemeyer et al., 1996)。在当前教育改革的新形势下，幼儿教师除了要贯彻儿童德、智、体全面发展的教育方针，还要密切关注幼儿的心理健康发展。为此，幼儿教师需要高度的情感卷入，探索多样化的教学方法，他们投入工作的实际时间往往不止在校的8个小时，从而导致工作影响了家庭生活。同样，教师家庭中的压力和要求也可能影响其工作表现。值得一提的是，目前我国多数幼儿园中几乎是清一色的女教师，而生育不久重新执教的青年教师需要花大量时间精力照顾自己的孩子，从而也会出现家庭因素对工作的干扰。无论工作影响了家庭，还是家庭干扰了工作，都属于工作家庭冲突。

工作家庭冲突影响工作投入。研究发现，除了对离职意愿(Karatepe & Azar, 2013)、工作中的退缩行为(Akintayo, 2010)等消极后果有直接效应外，工作家庭冲突还会负性影响工作和生活满意度(Buonocore & Russo, 2013)、工作投入(谢铁娇, 2013)等，进而降低个体和组织绩效(Karatepe, 2013)。工作投入是伴随着积极心理学的兴起作为工作倦怠的对立面而被提出的工作变量，一经提出就备受组织行为学和管理心理学界的关注。工作投入与多种积极的工作态度(如工作满意度和情感承诺)、工作行为和心理健康呈显著正相关(Demerouti & Cropanzano, 2010)，而与离职率、缺勤率则有着显著的负相关(Asplund & Blacksmith, 2011)。更为重要的是，工作投入可以正向预测个体的工作绩效和组织生产率(李永周等, 2015)。已有研究较多关注工作家庭冲突与工作倦怠的关系(Blanch, 2012)，而直接探讨工作家庭冲突与工作投入的研究为数较少，这与工作投入概念提出较晚不无关系。刘思雨(2010)和孙健敏等(2011)以企业员工为被试进行问卷调查，结果都显示，工作家庭冲突与工作投入呈显著负相关。谢铁娇(2013)对职业母亲的问卷调查也表明，工作—家庭冲突对工作投入有着显著的负向预测作用。由此，本研究提出如下假设：

假设1：幼儿教师工作家庭冲突负性影响其工作投入。

工作家庭冲突与情绪智力关系密切。20世纪90年代，Goleman提出了情绪智力比智商对成功更重要的论断，激起了学术界对情绪智力的浓厚兴趣。一些研究者认为，在缓解冲突压力方面，情绪智力应该具有潜力(Mayer et al., 2002)。压力并不是以相同的方式影响每个人。压力带来的结果（比如抑郁、高血压和躯体疼痛）因人而异(Faragher et al., 2004)，其中个体差异和个人资源发挥着很大的作用(Oginska-Bulik, 2005)。情绪智力是个体认识、利用、理解和控制情感信息的能力，可被视为一种个人资源。资源保护理论认为，工作要求会消耗个体的资源进而导致消极结果的出现，但个体若拥有充分的个人资源，就可以缓解这种负面影响(Hobfoll, 1989)。研究发现，如果个体有相当高的情绪智力，就可能有助于调节压力(Görgens-Ekermans & Brand, 2012)。既然工作家庭冲突也是一种形式的压力源，情绪智力应该对这种角色冲突所造成的压力具有缓冲效应。目前国内外已有研究来考察这一缓冲机制(Field, 2010; 李明军, 2012)，但此类研究数量很少(Lenaghan et al., 2007)，而以幼儿教师为对象的研究目前尚未检索到。

情绪智力影响工作投入。已有研究较多关注情绪智力与领导效能(Wagner, 2013)、组织承诺(Emrahimil et al., 2013)、工作绩效(Ayranci, 2011)等预测工作场所成功的变量间的密切关系。不过，近几年来已有学者开始关注并验证了情绪智力对工作投入的影响(Brunetto et al., 2012; 葛俭, 2011; 魏麟伯, 2014)，当然此类研究的数量及涉及的人群范围都十分有限，而涉及幼儿教师情绪智力影响工作投入的研究则非常罕见(魏麟伯, 2014)。综上，本研究提出如下假设：

假设2：幼儿教师情绪智力在工作家庭冲突与工作投入的关系中起着调节作用。具体而言，随着工作家庭冲突的加剧，低情绪智力幼儿教师的工作投入水平下降幅度显著大于高情绪智力幼儿教师的工作投入水平下降幅度。

根据研究假设构建的研究模型如图 1所示：

二、研究方法 (一) 研究对象

以参与2013年夏季平顶山学院主办的河南省“国培计划(2013)”示范性远程培训项目的幼儿园教师为研究对象，发放问卷300份，回收有效问卷270份，有效回收率为90%。其中，男性教师15名，占5.6%，女性教师255名，占94.4%。35岁以下243人，占90.0%，35岁(含35岁)以上27人，占10%。平均年龄为30.22岁(SD=1.85)。

(二) 研究工具

工作家庭冲突  采用Netemeyer等（1996）编制的工作家庭冲突量表(Work-Family Conflict Scale, WFCS)。该量表共10个项目，包括工作干扰家庭(WIF, 5个项目, α=0.91)和家庭干扰工作(FIW, 5个项目, α=0.88)两个分量表。采用Likert-7级计分，“1”代表“完全不同意”，“7”代表“完全同意”。得分越高表示工作家庭冲突越高。两个分量表的相关系数为0.42，显示较好的区别效度(Tetrick & Buffardi, 2006)。靳伟涛(2012)的研究表明，该量表中文版的内部一致性信度为0.87，探索性因素分析显示各分量表的项目分别载荷于1个因子之上，载荷值在0.67~0.93之间，方差解释率为74.59%，因而量表的信度和结构效度符合心理测量标准。本研究中，总量表的内部一致性信度系数为0.85。

情绪智力  采用Wong和Law（2002）编制的情绪智力量表(Wong & Law Emotional Intelligence Scale, WLEIS)。该量表共16个项目, 包括评估自我情绪(α=0.79)、评估他人情绪(α=0.76)、情绪使用(α=0.78)、情绪控制(α=0.86)四个维度, 每个维度均有4个项目。采用Likert-7级计分，“1”代表“完全不同意”，“7”代表“完全同意”。Law等(2004)的研究显示，该量表具有良好的信、效度。彭巍(2010)的研究显示，该量表中文版的内部一致性信度为0.85，验证性因素分析支持了量表的四维结构，χ²/df = 1.89，RMSEA=0.053，NNFI=0.97，CFI=0.98，项目的因子载荷值在0.69~0.81之间，表明量表具有良好的信度和结构效度。本研究中，该量表的内部一致性信度系数为0.87。

工作投入  采用Schaufeli等（2002）编制的Utrecht工作投入量表(Utrecht Work Engagement Scale, UWES)。该量表共17个项目，包括“活力” (6个项目, α=0.77)、“奉献” (5个项目, α=0.74)、“专注” (6个项目, α=0.76)三个因素。采用Likert-7级计分，“0”表示“从来没有过”，“6”表示“总是”。UWES目前己经成为国际上相关实证研究中应用最为广泛的工作投入测量工具，张轶文和甘怡群(2005)的研究表明，中文版UWES的内部一致性信度系数为0.90，验证性因素分析验证了其三因素模型，χ²/df=1.55，RMSEA=0.046，GFI=0.94，NFI=0.93，CFI=0.97，项目的因子载荷值在0.42~0.77之间，因而量表的信度和结构效度指标总体看来符合心理测量学要求。本研究中，量表的内部一致性信度系数为0.90。

(三) 施测程序

由研究者本人担任主试，对在平顶山学院参加“国培计划（2013）”的来自河南省三地市的幼儿教师进行团体测试，填答前先向被试说明注意事项和填答方法。测试大约需用时20分钟。测试完成后，当场收回问卷。

(四) 统计分析

采用SPSS19.0和AMOS17.0统计软件对数据进行验证性因素分析、独立样本t检验、Pearson相关分析、层次回归分析及简单斜率检验。

三、研究结果 (一) 共同方法变异(CMV)检验

使用单一的自评问卷一次测量多个变量，很可能出现共同方法变异(CMV)，从而降低研究效度(Podsakoff & Organ, 1986)。根据Podsakoff等(2003)、周浩和龙立荣(2004)的建议，作为检验共同方法变异的一种常用方法，Harman单因子检验虽然应用较广，但不够灵敏(杨付, 张丽华, 2012)。为此，本研究采用相对严格的不可测量潜在方法因子检验。如果方法变异大量存在，验证性因子分析就会出现有共同方法变异的因子模型拟合度明显优于无共同方法变异因子模型的情况。由表 1可知, 无共同方法变异因子的三因子模型M3(工作家庭冲突、情绪智力和工作投入)与数据拟合良好(χ²/df= 2.48，RMSEA = 0.056, GFI = 0.90，NNFI = 0.92, CFI = 0.93) (Bentler, 1990)，明显优于其他竞争模型(加入共同方法变异因子的四因子模型M4、二因子模型M2和单因子模型M1)。这表明各变量间不存在严重的同源方差，同时还表明工作家庭冲突、情绪智力和工作投入三个研究变量具有良好的区分效度。

(二) 幼儿教师工作家庭冲突、情绪智力及工作投入的相关分析

Pearson相关矩阵显示，变量间的相关在中等以下，但均达到了显著性水平。其中, 工作干扰家庭(WIF)和家庭干扰工作(FIW)与情绪智力和工作投入均呈负相关（详见表 2）。

(三) 幼儿教师工作投入对工作家庭冲突、情绪智力的分层回归分析

本研究旨在探讨情绪智力在工作家庭冲突与工作投入之间的调节作用，因而按照James和Brett(1984)检验调节作用的方法对研究变量进行了分层回归分析。当自变量和调节变量都是连续变量时，根据Aiken和West (1991)的建议，分别将工作投入(WE)、工作家庭冲突(WIF和FIW)和情绪智力(EI)做中心化处理，然后分别构建两个乘积项：WIF×EI、FIW×EI。

由于把乘积项纳入回归方程中可能出现多重共线性问题，所以要检验变量间是否存在共线性。常用的共线性诊断方法是计算方差膨胀因子(VIF)，如果VIF超过10，说明存在严重的共线性问题。通过计算，四个回归方程中各变量的VIF都小于2，可以认为本文中自变量之间不存在严重的多重共线性问题。

分层回归的第一步，先将人口统计学变量进行伪变量处理后纳入回归模型进行回归。第二步是主效应回归，即以工作投入(WE)为因变量，以工作家庭冲突(WIF和FIW)和情绪智力(EI)为自变量进行回归分析，结果显示，WIF、FIW和EI都有显著的主效应(β分别为-0.30、-0.26和0.32, P < 0.001)，共同解释了工作投入18.2%的变异量。第三步是工作干扰家庭(WIF)和情绪智力(EI)的交互效应回归分析，即让WIF×EI进入回归模型，结果显示，WIF×EI交互效应均显著(β=0.17, P < 0.001)，解释了工作投入6.1%的变异。第四步是家庭干扰工作(FIW)和情绪智力(EI)的交互效应回归分析，即让FIW×EI进入回归模型，结果显示FIW×EI交互效应显著(β=0.14, P < 0.001)，解释了工作投入4.2%的变异(详见表 3)。鉴于WIF×EI、FIW×EI交互效应均显著，因而可以认为，幼儿教师情绪智力调节工作家庭冲突对工作投入的影响。综合上述分析，假设1和假设2得到验证。

将各交互变量按均值加减一个标准差划分为高、低分组，通过简单斜率检验(simple slope test)来分析幼儿教师情绪智力在工作家庭冲突与工作投入之间的调节作用。简单斜率检验结果表明, 在低情绪智力水平下，低工作家庭冲突(包括WIF和FIW)比高工作家庭冲突预测更高水平的工作投入(WIF: simple slope=-0.041, t=-3.65, df=270, p < 0.001；FIW: simple slope=-0.046, t=-3.86, df=270, p < 0.001);而在高情绪智力水平下, 高、低工作家庭冲突(包括WIF和FIW)对工作投入水平的影响均没有显著性差异(WIF: simple slope=-0.014, t=-0.07, df=270, p>0.05; FIW: simple slope=-0.017, t=-0.09, df=270, p>0.05)。这表明只有在低情绪智力水平下，幼儿教师的工作家庭冲突才能负向预测其工作投入水平，而在高情绪智力水平下，幼儿教师的工作家庭冲突对其工作投入影响不显著。调节效果见图 2、图 3。

四、讨论 (一) 幼儿教师工作家庭冲突的状况

工作家庭冲突是指当个体由于家庭责任过重而影响工作的进展，或者因工作任务或压力过重而无法尽到家庭角色的责任时而产生的角色冲突感，具体包括工作干扰家庭和家庭干扰工作两种不同的角色冲突感(Frone et al., 1997)。本研究结果显示，幼儿教师工作干扰家庭得分略高于家庭干扰工作得分，因而幼儿教师工作家庭冲突更多地表现为工作对家庭的负面影响。这表明，幼儿教师的工作家庭边界具有一定程度的不对称性渗透(Kreiner, 2006)。对幼儿教师来说，工作方面的职责和要求更可能干扰其家庭生活，而不是相反。这与已有关于中小学工作家庭冲突的研究结果相一致(李明军等，2015)。虽然在中国人的价值体系中家庭观念特别强，人们背负着厚重的家庭期望，承担着众多的家庭责任(金盛华等, 2009)，但在当前，教学工作仍是教师谋生的手段，因而当工作和家庭角色发生冲突时，教师更倾向于选择工作优先(Yang et al., 2000)。此外，与个体主义文化相比，集体主义文化背景下，个体往往会更多体验到工作对家庭的干扰(Lu et al., 2006)。

(二) 幼儿教师工作家庭冲突对工作投入的影响

工作角色和家庭角色是个体一生中所担负的最重要的社会角色。根据边界理论，个体会在其工作和家庭两个不同的领域间建立起角色边界，其日常生活就是在工作和家庭两个领域中实现相应的社会角色扮演及跨边界的角色转换。工作和家庭分属于不同领域，不同的领域有不同的规则和角色要求，但是由于不同领域之间可以相互渗透，而且边界范围具有灵活性，因此带来不同范围之间的混合性(Ashforth et al., 2000)。当个体从一个领域进入另一个领域时需要进行相应的角色转换，这种转换除了受制于个体角色转换意愿，受制于组织规范、家庭责任等外部因素，还受到个体对环境所能提供的角色转换条件或资源的认知。当个体不能很好地认知不同领域的规则要求，不能有效地利用不同角色积累的资源优势，不能够实现边界的灵活变化时，更可能发生工作家庭失衡(马红宇等, 2014)。关于工作家庭冲突产生的原因, 除了边界理论，学者们还常用稀缺说进行解释, 认为工作家庭冲突实质上是由个体的时间、精力等资源的有限性所引发的两种角色需要对这些资源的相互竞争(Rothbard et al., 2005)。上述两种解释都倾向于强调工作角色与家庭角色关系的消极面，但随着积极心理学的兴起，一些学者开始从积极视角看待两者间的关系，发展出工作家庭增益(WFE)理论。该理论认为个体从其对工作和家庭角色的投入中都能获得有利的资源(如支持感、幸福感、经济收入等)，这些资源有助于提升个体在相对角色领域的表现，即从工作领域获得的资源有利于个体家庭角色的完成，反之亦然(Greenhaus & Powell, 2006)。本研究在积极心理学视野下选择工作投入作为结果变量，旨在考察工作家庭冲突对幼儿教师工作状态的影响及其调节机制。分层回归分析显示，幼儿教师工作家庭冲突，无论是工作干扰家庭，还是家庭干扰工作，对其工作投入均具有显著的负向预测作用。这一结果支持了工作家庭角色关系的消极结果说，从一定程度上验证了边界理论和资源稀缺说的解释力。

(三) 幼儿教师情绪智力的调节作用

与预期一致，本研究的结果表明，幼儿教师情绪智力缓冲了工作家庭冲突对工作投入的负性影响。就调节作用大小而言，情绪智力对工作干扰家庭的调节略大于对家庭干扰工作的调节。这可能是因为，如工作-家庭边界理论所认为的，工作领域和家庭领域相互渗透，但工作领域较家庭领域有更大的边界渗透性，因而更多情绪资源被用于调节工作渗透带来的相应冲突。该理论从边界渗透的角度解释工作家庭冲突具有一定的形象性和说服力，但不能很好地说明情绪资源是如何实现冲突调节的。针对这一问题，Demerouti(2001)提出的工作要求—资源(JD-R)模型相对更具解释力。根据该模型，工作情境被分为工作要求和工作资源两个方面。工作要求需要个体做出应对努力，消耗体能、精力，付出身心代价；工作资源则包括个人才智、经验、情感、意志及社会支持等有利于解决问题的各种因素。在工作过程中，工作资源对工作要求具有缓冲作用，因而人们总是努力获得和维持他们所重视的有价值的资源。由于资源是稀缺的，而人们所要处理的工作和家庭事务是繁多的，资源需要按照一定的比例分配，需要一定的平衡。但如果工作要求过高，持续消耗个体的身心资源，导致有限的工作资源不足以满足工作要求，就会出现工作要求—资源失衡，导致工作家庭冲突、工作倦怠等消极后果(Hakanen et al., 2006)。在高工作要求的情景中，工作资源的重要性越发凸显，丰富的工作资源可以更为有效地缓冲工作倦怠，维持工作投入(Xanthopoulou et al., 2007)。情绪智力是个体识别、理解自己和他人的情绪状态，并据以解决问题和调节行为的能力，它可被视为一种重要的工作资源，对工作家庭冲突的缓冲作用显示了该资源对降低工作倦怠、维持和提高工作投入的积极意义。高情绪智力者即使面临较强的角色冲突，也会调控好自我的情绪和行为，以积极的心态面对现实，采取更为积极有效的方式应对工作要求，将更多的积极心理资源投入到工作中，从而能够继续维持相当高的工作投入水平。相反，低情绪智力者在遇到困难和挫折时不善于调节自己的情绪和行为，容易导致压力过大，心理长期失衡，从而影响到工作和生活，降低工作投入的程度，也会影响家庭生活的卷入。根据本研究的发现，教育主管部门及幼儿园负责人应密切关注幼儿教师的工作家庭冲突，强化“以人为本”的管理理念，采取有效措施给教师提供充分的主、客观支持，尤其要重视教师情绪智力的培养，通过心理健康教育讲座、耐挫力训练、情绪调控训练等途径提升幼儿教师的情绪智力，从而有效调节工作家庭冲突对教师工作状态的负性影响。

五、结论

本研究得出以下主要结论:

(1) 幼儿教师的工作家庭冲突水平较高, 且工作对家庭的干扰效应更明显。

(2) 幼儿教师的工作家庭冲突、情绪智力分别负向和正向预测其工作投入。

(3) 幼儿教师的情绪智力可以调节工作家庭冲突对其工作投入的负性影响。