劉貝妮 孫百惠

(北京工商大學 商學院，北京 100048)

一、問題提出

隨著新管理主義運動被引入到高等教育領域，績效導向、項目驅動、錦標賽晉升制度等機制改變了高校教師的職業(yè)生態(tài)，[1]高校教師的工作時間不斷延長，[2]職業(yè)壓力已經成為教師職業(yè)生活的重要特征之一[3]。2018年，中共中央、國務院印發(fā)的《關于全面深化新時代教師隊伍建設改革的意見》明確提出，要“關心教師身心健康，克服職業(yè)倦怠”。2020年《教育部等六部門關于加強新時代高校教師隊伍建設改革的指導意見》也指出，要“重視教師身心健康”。情感耗竭是職業(yè)倦怠中的核心維度和關鍵組成，是一種承受壓力時的精神過度延伸和極度疲勞產生的應激反應，也是影響個體健康和福祉的重要前因。[4]資源保存理論(COR)為理解壓力反應的過程提供了理論視角，然而以往研究主要集中在個體對資源的努力獲取、保持、培育和保護。[5]因此有學者提出，應該基于“交叉效應”(crossover effect)考察資源的人際傳遞過程。[6]高校中，擁有和掌握較多資源的學校領導顯然可以成為重要的資源流出方。以往研究也表明，變革型學校領導能促進教師的幸福感，[7-8]服務型學校領導能緩解教師的情感耗竭[9]。

“正念”源于東方佛教思想，強調“關注并不加判斷態(tài)度或認知扭曲地觀察當前時刻” 。[10]正念最早應用于臨床醫(yī)學研究，[11]后被引入職業(yè)健康心理學領域，開始作為一種穩(wěn)定情緒或傾向特質進行評估[12]。近年來，隨著積極心理學的興起，“正念”逐漸被引入教育領域，[13]涌現了基于課堂管理的“教學正念”研究，[14]基于終身學習能量的“學習正念主體性”研究等[15]。作為管理與教育領域的結合概念，西方教育管理理論中“正念型”學校領導的研究開始漸次呈現。[13][16]

學校領導正念和其他領導正念的本質相同，即關注當下的狀態(tài)和覺照，運用察覺和富有同情心的方式管理下屬。[17]學校領導正念的特點是關注當下、經驗的感受性、對問題的傾向性、同情心和智慧回應。[18]教育領域的正念研究為本研究的理論鏈接提供了經驗證據。以往研究大多實證探究工作場所中的正念如何讓員工自身受益的個體內效應(intrapersonal effect)。[19]相對來講，關注正念的個體間效應的研究相當匱乏。[20]由于領導者的等級地位和威望，領導者通常被視為員工角色建模的可靠來源，他們的言行對員工態(tài)度和行為具有相當大的影響。[21]盡管學者和實踐者一再認為，正念可能會積極影響領導者行為，進而影響員工結果，[22]但這一觀點的實證證據仍有待豐富。[17]因此有研究呼吁，應該更多地關注領導正念在員工中的人際流動和傳遞效果。[23]同時，結合工作要求—資源模型(JD-R)，領導正念作為一種工作資源，可以緩沖個體的健康損耗過程。[24]因此，本研究基于COR理論，結合JD-R模型，從工作資源流動的視角，探究學校領導正念對高校教師情感耗竭的影響。

高校教師由于實行彈性工時制，比起其他職業(yè)，工作與非工作領域邊界相對模糊，經常存在工作生活相互滲透，甚至侵占的情況。[2]當在家庭界面承擔工作角色時，就會導致家庭角色的投入變得困難。因此，工作-家庭沖突是高校教師感到身心疲憊的重要因素之一。[25]基于COR理論，個體需要投入“閑暇”進行資源損耗的恢復[5]，而這需要考察個體在“個人角色”領域的活動[26]。因為個人角色的活動涉及更高程度的自由選擇和裁量權，[27]對資源損失具有更好的恢復作用。但是以往工作-家庭的二元研究，其實忽略了個人其他生活角色的作用，并沒有真正解決個人非工作家庭生活的全部問題，尤其是有助于恢復資源損耗的個人生活領域(包括休閑、社區(qū)活動、志愿活動以及其他非工作和非家庭活動)。[28]因此，從契合高校教師職業(yè)生態(tài)的角度出發(fā)，本研究突破工作與家庭之間沖突的傳統(tǒng)二元論，聚焦個人角色，探究工作-個人沖突在學校領導正念和高校教師情感耗竭之間的作用機制。

COR理論指出，個體資源具有初始資源效應，能夠降低資源損失和增加新資源的獲取。[6]正念是一種開放、接受和對當下全神貫注的心理狀態(tài)，[17]其核心是知覺和注意力，關鍵在于對有限注意力的分配和控制[29]。同時，以往研究也證實，正念有助于增加心理彈性。[30-31]因此，正念具備個體資源所強調的 “控制力”和“心理彈性”兩大核心內涵，[32]可以被視為一種個體資源。同時，關于領導正念的研究也提出，應考慮員工正念對領導正念有效性發(fā)揮的情景作用。[23]另外，雖然已經有一些研究將個體資源納入到了JD-R模型中，[33-36]但是其在模型中的具體位置仍然有待進一步的實證檢驗。[32]因此，本研究基于以往研究的呼吁，將高校教師正念與領導正念納入到統(tǒng)一的研究框架中，結合初始資源效應和JD-R模型，探究領導正念發(fā)揮作用的邊界條件。

二、文獻回顧與假設

(一)理論基礎

COR理論為人們理解和應對壓力提供了理論視角。該理論的基本假設是，個體具有努力獲取、保持、培育和保護其所珍視的資源的傾向。[5]早期COR理論在探討個體的資源保存與獲取過程時，較少關注不同資源間的交互作用。隨著理論的發(fā)展，更多的關注多種資源間交互作用的影響成為了研究的趨勢。[37]“資源車隊和通道”原則作為COR理論中的最新補充原則，就是強調無論個體還是組織，其所擁有的資源都并非獨立存在，而是相互聯系和影響的。[6]資源可以在同一環(huán)境下的不同個體之間進行流動，即產生資源的“交叉效應”。[6]而在組織中，相對于資源相對較少的普通員工來說，擁有和掌握較多資源的管理者顯然可以成為非常重要的資源流出方。

JD-R模型的提出最早是用來解釋工作倦怠，模型的核心內涵是，任何工作的特征都可以被劃分為工作資源和工作要求。[38]過高的工作要求和匱乏的工作資源會引發(fā)工作倦怠，形成對健康的“損耗路徑”；充裕的工作資源則會緩解工作要求和促進工作投入，形成個體的“增益路徑”。[39]隨著JD-R模型的發(fā)展，學者們提出應將個體資源整合到JD-R模型中。[32]以往研究已經對個體資源納入到JD-R模型中進行了探究，如個體資源(自我效能、樂觀與基于組織的自尊)會促進工作投入，工作資源調節(jié)了個體資源和工作投入之間的關系；[33]自我效能作為個體資源中介了工作資源和挑戰(zhàn)性工作壓力對高校教師幸福感的影響；[36]心理資本作為個體資源促進了對工作資源的感知；[34]正念作為個體資源通過促進工作意義感緩解職業(yè)倦怠，但并不能調節(jié)工作資源(工作意義感)對職業(yè)倦怠的緩解[35]。上述研究結果表明，個體資源納入到JD-R模型中發(fā)揮作用的假設具有研究基礎，但是個體資源在模型中的具體位置還有待進一步的實證檢驗。

本研究結合COR理論和JD-R模型提出研究假設并構建理論模型。第一，基于COR理論，領導正念作為一種資源，可以通過資源的人際流動直接對高校教師進行資源補充，防止高校教師資源損失，即緩解情感耗竭。第二，基于JD-R模型，充盈的工作資源可以緩解工作要求的負面影響，將領導正念視為一種工作資源，其可以緩解高校教師的工作要求，即緩解高校教師工作—個人沖突。另外，基于COR理論，資源具有損失螺旋，即初始的資源損失會引發(fā)資源進一步的損失，且損失螺旋的發(fā)展會比初始資源的損失更加迅猛。[5]因此，高校教師工作—個人沖突的緩解可以防止資源的進一步損耗。由此可以推斷，領導正念可以通過降低工作—個人沖突來降低高校教師的情感耗竭。第三，COR理論指出，個體資源可以發(fā)揮初始資源效應，擁有較多初始資源的個體獲取新資源的能力更強。[6]同時，JD-R模型的研究趨勢也是納入個體資源，并確定其在模型中的具體位置。[32]正念作為一種個體資源，其可以影響高校教師工作資源獲取和轉化的效率，即高校教師正念調節(jié)了領導正念的作用發(fā)揮程度。綜上，本研究結合COR理論和JD-R模型，探究領導正念緩解高校教師情感耗竭的作用機制，考察工作—個人沖突的中介作用和高校教師正念的調節(jié)作用。

(二)領導正念與高校教師情感耗竭

迄今為止，只有少數研究考察了領導正念與積極員工結果之間的聯系。如基于社會交換理論，有學者探究了領導正念對員工職業(yè)壓力[23]和情感耗竭的緩解作用[40]，但缺乏對領導正念與積極結果之間內在機制的探究。有學者基于公平理論，探究了程序公平感知在領導正念與員工情感耗竭之間的內在機制，[17]但不具備領導正念解釋員工情感耗竭緩解過程的資源流動推力。情感耗竭是承受壓力時的精神極度疲勞，情感資源耗竭的狀態(tài)。[4]如何緩解情感耗竭，資源的及時補充和資源損失的有效預防成為關鍵。COR理論指出，組織中的資源具有人際流動的交叉效應。[6]學校領導作為資源的流出方，其“正念”可以有效補充下屬個體資源，防止高校教師的資源損失，進而緩解情感耗竭。

首先，具有較高正念水平的學校領導，其傳遞出的對當下的覺照和注意力，可以幫助高校教師有意識地與工作情景中的壓力中解耦，[20]以更積極和客觀的方式看待壓力，[41]正在經歷的工作壓力對高校教師的威脅將有所降低，情感耗竭將被緩解。其次，學校領導的正念會使其具有較高的同情心和保持智慧回應，與高校教師高質量的溝通和互動，更關注其現實狀態(tài)和真實需求。[23]基于COR理論，這種高質量的溝通和互動將有助于資源的人際流動，[6]因此可以降低高校教師發(fā)生情感耗竭的風險。最后，結合JD-R模型，工作資源能夠緩解工作壓力。[42]學校領導的正念可以被視為工作場所的一種工作資源，能夠有效緩解高校教師的工作壓力。情感耗竭作為工作壓力的一種應激心理反應，[4]可以推斷也可以被緩解。因此提出研究假設1：學校領導正念能夠顯著降低高校教師的情感耗竭。

(三)工作—個人沖突的中介作用

以往研究大多將工作和家庭作為二分法，探究工作-家庭的沖突對員工的負面影響。[43]然而，這在一定程度上忽視了個體工作—家庭之外的其他生活領域或角色的價值，如個人活動、社區(qū)活動和志愿活動等。[44]個人角色中的活動中，個體具有更高程度的選擇自主性，個人活動中的積極行為也通常與個體興趣愛好一致性更強，因此對于恢復工作負面影響的作用更加值得期待。[45]因此，本研究通過引入工作和家庭界面的之外的第三種生活領域角色，即個人角色，來擴大現有文獻對工作與員工工作之外生活沖突的理解。

基于JD-R模型，工作資源能夠緩沖較高的工作要求帶來的負面結果。[46]工作—個人沖突作為一種典型的工作對個體的負面沖擊，具有較高正念的學校領導所提供的工作資源可以對其進行有效緩解。首先，學校領導的正念會幫助高校教師將注意力集中在當下時刻，而不是集中在分散注意力的問題和后果上，[19]進而有助于高校教師在非工作界面進行工作脫離，回歸個人生活。其次，學校領導的正念會使其富有同情心地感知高校教師的狀態(tài)，對他人的同情心培植了反思性行為，[18]使得學校領導主動降低非工作時間的任務部署和工作連接，從而給高校教師更多的時間回歸個人興趣，從根源上降低高校教師的工作-個人沖突。最后，學校領導的正念有助于促進高校教師對工作對個人生活的沖突進行適應性調整和判斷，[47]更客觀地觀察壓力事件，降低焦慮或其他形式的負面影響，[48]進而降低工作-個人沖突。因此提出研究假設2：學校領導正念能夠顯著降低高校教師的工作—個人沖突。

COR理論指出，資源具有損耗螺旋，最初的資源損失會引發(fā)個人的不協調，繼而導致資源的進一步損失。[5]工作—個人沖突作為一種工作對個人生活的干擾與侵占，[49]高校教師需要付出額外的自身資源去應對，因此會產生資源損失，進而增加情感耗竭的風險。其次，基于COR理論，資源的缺乏使得個體難以進行新資源的獲取。[5]工作對個人的沖突使得高校教師在非標準工作時間內不能完全進行工作脫離，[50]阻礙高校教師通過參加恢復、休閑等回歸個人興趣的活動來補充資源。體力和認知資源的及時補充無法實現，新資源的獲取更是難以進行，因此會增加情感耗竭可能。最后，COR理論指出，資源可以在上下級之間進行人際流動，從而出現交叉效應。[6]學校領導的正念會作為一種工作資源補充，可以有效降低高校教師工作—個人沖突，進而緩解情感耗竭。因此提出研究假設3：工作—個人沖突在學校領導正念和高校教師情感耗竭之間起中介作用。

(四)高校教師正念的調節(jié)作用

COR理論指出，資源具有初始資源效應，能夠降低資源損失和增加新資源的獲取。[6]個體特征資源作為一種典型的初始資源，在抵御資源損失提高資源獲取的過程中有著重要作用。[5]正念作為一種好奇、關注并富有彈性的心智特質，[51]有助于高校教師更開放地進行資源接受，具有較強的心理韌性和復原力[52]。首先，已有研究指出，消極態(tài)度會導致人們更加專注于自己的觀點而不愿意接受別人的觀點。[53]相比之下，正念水平較高的高校教師會以更開放和積極的態(tài)度面對和學校領導的接觸，愿意接受學校領導的想法，主動從學校領導的情緒中客觀地評估工作對個人的沖突，因此，會增加學校領導正念對工作—個人沖突的緩解作用。其次，個體與他人情緒表達真實性和強度不相匹配時，個體對情緒合理性的感知將不足。[54]相比之下，正念水平較高的高校教師關注當下，真實地感受此刻的覺照，[17]與正念領導在知覺和注意力上都具有同樣的頻率。正念水平較高的高校教師對正念領導情緒表達傳遞的信息感知將增強。第三，高校教師正念作為一種充盈的個人初始資源，可以發(fā)揮初始資源效應，增強個體獲得新資源的能力，[37]領導正念帶來的資源流入對資源損失的緩解程度將被提高。因此提出研究假設4：高校教師正念正向調節(jié)學校領導正念與高校教師工作—個人沖突之間的關系。本研究的理論模型如圖1所示。

圖1 領導正念對高校教師情感耗竭的影響模型

三、研究設計

(一)數據收集

為降低同源方法偏差，本研究采用三個波次時間滯后的方法進行數據收集。以北京、上海、深圳、廣東、武漢等一線城市的高校專任教師為研究對象。為確保正確追蹤匹配問卷，高校教師需填寫手機號后四位和郵箱作為追蹤問卷的編碼與追蹤問卷接收地址。2019年5月進行第一次調研，共發(fā)放問卷546份，測量領導正念、高校教師正念和相關控制變量?；厥諉柧?89份，其中462份有效問卷。三個月后對第一階段有效問卷進行追蹤，測量高校教師工作—個人沖突，共回收412份問卷，其中有效問卷408份。三個月后進行最后一次測量，測量高校教師情感耗竭。共回收397份問卷，其中有效問卷388份。問卷回收的有效率為71.06%。有效樣本中，42.17%為男性，57.83%為女性；平均年齡為40.68歲(SD=7.53)；43.63%為未婚，56.37%為已婚；平均教齡8.46年(SD=5.72)；每周平均工作時間為48.37小時(SD=8.56)。

(二)變量測量

本研究所使用的量表均來自于以往成熟研究。原始量表均為英文，為避免由于語義困惑影響到問卷的填答質量，本研究根據Brislin所提出的做法進行了翻譯和回譯。[55]首先，由兩名研究人員獨立地將英文量表翻譯成中文，然后再由兩名研究人員獨立地將中文量表翻譯成英文，并將其與原始量表予以比對，基于雙重檢驗標準建立量表翻譯一致性。在初步構建量表后，邀請8位高校教師對量表進行初步測試，并在他們反饋的基礎上進行修訂，從而確定最終測量量表。問卷所有題項的被試均為高校教師，采用Likert-5點量表，1表示完全不符合，5表示完全符合。其中，領導正念和高校教師正念采取反向計分，得分越高表示正念越低。

學校領導正念(T1時間點)。采用布朗和賴安(Brown & Ryan)編制的正念知覺意識量表(Mindful Attention Awareness Scale，MAAS)進行測量。[52]按照以往研究的做法，[17][56]選取原始量表中因子載荷最高的5個題項，并針對研究語境對題項和人稱進行了適當修訂，具體包括“我的領導似乎總是自動運行，而沒有意識到他(她)自己在做什么”，“我的領導做事情總是注意力不集中”，“我的領導總是匆匆忙忙的做事，沒有足夠的意識集中在事情本身上”，“我的領導自動化地完成工作，沒有意識到他(她)自己在做什么”，“我的領導經常在不知覺的情況下做事情”。該測量方式在以往研究中已被應用于員工對領導正念的評價中，獲得了較好的信效度檢驗。[17]工作—個人沖突(T2時間點)。采用威爾遜和鮑曼(Wilson & Baumann)編制的“工作-個人沖突”量表進行測量，包括5個題項，反映了工作對實現個人角色的妨礙、干擾程度。[26]具體包括“我的工作要求干擾了我的個人活動”，“我的工作給我?guī)砹藟毫Γ刮液茈y滿足個人興趣”，“當我下班回家時，我經常會筋疲力盡，無法投身個人活動”，“我的工作占用了我想花在個人活動上的時間”，“工作上的職責經常妨礙我參加個人活動”。情感耗竭(T3時間點)。采用沃特金斯(Watkins)等編制的“情感耗竭”量表。[4]具體包括3個題項，有“工作之后我總是感覺筋疲力盡”，“我覺得工作讓我的情緒枯竭了”，“當我想到不得不在工作中面對新一天時，我就會感到筋疲力盡”。高校教師正念(T1時間點)。采用布朗和賴安編制的正念知覺意識量表(MAAS)進行測量。[52]按照以往研究的做法，[17][56]選取原始量表中因子載荷最高的5個題項。具體包括“我似乎總是自動運行，而沒有意識到自己在做什么”，“我做事情總是注意力不集中”，“我總是匆匆忙忙地做事，沒有足夠的意識集中在事情本身上”，“我自動化地完成工作，沒有意識到自己在做什么”，“我經常在不知覺的情況下做事情”。該測量方式在以往的研究中已被應用于員工自評，獲得了較好的信效度檢驗。[29][35]控制變量(T1、T2、T3時間點)。借鑒以往研究經驗，本研究選取性別、年齡、婚姻狀況、教齡和每周工作時間作為控制變量，[57-58]其中每周工作時間界定為所有與工作相關的活動所付出的時間總和，包括教學、科研、輔導學生、社會服務等。

(三)無響應和共同方法偏差檢驗

首先，考慮到數據分階段回收的過程中可能存在的無響應偏差，在進行數據分析與假設檢驗之前，基于控制變量對三階段回收問卷進行T檢驗，結果顯示，三階段樣本在10%的統(tǒng)計上不存在顯著差異(p>0.1)，因此，樣本不存在無響應偏差問題。其次，雖然本研究采取多時間節(jié)點收集數據，并采取了隱匿研究目的、引入反向題、題項錯配等控制措施，但共同方法偏差仍然無法完全避免。為此，采用哈曼(Harman)單因子法對共同方法偏差進行檢驗，分別采用EFA和CFA進行檢驗，結果表明，單因子解釋的變異為37.342%(<40%)，單因子模型擬合度較差(χ2=1273.168，df=152，χ2/df=8.376，RMSEA=0.114，CFI=0.812，IFI=0.812，NFI=0.792)，因此不存在嚴重的共同方法偏差問題。另外，采用控制未測量的潛在方法因子法對數據的共同方法偏差進行再次檢驗。適配結果為χ2=525.362，df=142，χ2/df=3.357，RMSEA=0.073，CFI=0.935，IFI=0.931，NFI=0.912。通過對比潛在方法因子控制前后的模型，RMSEA等指標的改善程度有限，說明加入共同方法變異因子后，模型的擬合優(yōu)度并未得到明顯改進。因此，共同方法偏差對研究結果的解釋不會構成威脅。

四、數據分析與假設檢驗

(一)相關分析與信效度檢驗

如表1所示，所有變量的Cronbach’s α均大于臨界值0.7，組合信度遠大于臨界值0.6，具有較好的信度。研究所采用的量表均基于已有文獻中的成熟量表，保證了較好的內容效度。所有變量AVE值均大于臨界值0.5，具有較好的聚合效度。采用CFA對模型進行檢驗，模型具有較好的擬合度，也表明本研究量表具有良好的聚合效度。各變量AVE的平方根均大于變量間的相關系數，因此量表具有較好的區(qū)分效度。相關系數進一步說明，領導正念與工作—個人沖突和高校教師情感耗竭均存在顯著的負相關，工作—個人沖突和高校教師情感耗竭之間存在顯著的正向相關，假設關系得到初步驗證。

表1 變量的相關系數與信效度檢驗

另外，為進一步確定問卷是否具有良好的區(qū)分效度，本研究對變量進行驗證性因子分析。如表2所示，四因子模型擬合效果最好(χ2=575.991，df=146，χ2/df=3.945，RMSEA=0.072，CFI=0.928，GFI=0.896，NFI=0.906，IFI=0.928)并且顯著優(yōu)于備選因子模型，表明四因子模型具有良好的區(qū)分效度。

(二)直接效應與中介效應檢驗

本研究雖分為三階段收集數據，但本質仍然是截面數據，在進行統(tǒng)計分析時，采取截面數據的處理方法，主要通過多元回歸對樣本數據進行分析來驗證所提出的各個理論假設。首先，由表2中M1和M2的結果可知，在控制了性別、年齡、婚姻狀態(tài)、教齡以及周工作時間之后，領導正念對高校教師情感耗竭具有顯著的負向影響(β=-0.519，p<0.001)。因此，研究假設1得到驗證。由M3可知，領導正念對工作—個人沖突具有顯著的負向影響(β=-0.449，p<0.001)。

表2 驗證性因子分析結果

因此，研究假設2得到驗證。由M4可知，加入工作—個人沖突之后，領導正念對高校教師情感耗竭的影響仍然顯著，但與M2相比，回歸系數降低到(β=-0.401，p<0.001)，這表明工作-個人沖突在領導正念和高校教師情感耗竭之間起到了部分中介作用，研究假設3得到初步驗證。

為了排除多重共線性的影響，本研究同時進行了相應的多重共線性檢驗。檢驗結果顯示，回歸模型的方差膨脹因子(Variance Inflation Factor，VIF)都遠遠小于臨界10，且作為其倒數的容許度(Tolerance)也均接近1，由此表明研究結果并未受到多重共線性問題的影響。此外，回歸模型的自相關檢驗結DW值均接近2，說明回歸模型并不存在序列相關問題。因此，本研究的上述實證檢驗結果具有科學性與可靠性。

表3 領導正念對工作—個人沖突、高校教師情感耗竭的影響(n=388)

(三)調節(jié)效應檢驗

為降低共線性問題，在檢驗高校教師正念的調節(jié)作用之前，對領導正念和教師正念進行中心化處理，處理后的變量前加“Z”，并基于此構建領導正念和高校教師正念的交互項。為了排除多重共線性的影響，本研究同時進行了相應的多重共線性檢驗。檢驗結果顯示，回歸模型的VIF都遠遠小于臨界10，且作為其倒數的容許度也均接近1，由此表明研究結果并未受到多重共線性問題的影響。此外，回歸模型的自相關檢驗結DW值均接近2，說明回歸模型并不存在序列相關問題。檢驗結果如表4所示，由模型5、模型6和模型7的結果可知，模型5的結果表明，領導正念對工作-個人沖突具有顯著的負向影響(β=-0.449，p<0.001)；模型6的結果表明，在引入調節(jié)變量教師正念后，模型的解釋力顯著增強(△R2=0.049)，且教師正念對工作—個人沖突具有顯著的負向影響(β=-0.256，p<0.001)；模型7的結果表明，在引入領導正念和教師正念的交互項后，模型的解釋力進一步得到提升，交互項對工作—個人沖突具有顯著的影響(β=0.095，p<0.01)，結合圖2所示，可知高校教師正念對領導正念與工作—個人沖突之間的關系具有顯著的正向調節(jié)作用，由此研究假設4得到驗證。另外，本研究采用Bootstrap法，以年齡和性別對樣本分組兩種方法對中介效應和調節(jié)效應的穩(wěn)健性檢驗進行了檢驗，數據結果具有良好的穩(wěn)健性。

表4 調節(jié)效應檢驗結果(n=388)

圖2 高校教師正念的調節(jié)作用圖

五、討 論

(一)理論貢獻

學校領導正念能夠緩解高校教師情感耗竭。第一，以往針對領導正念的作用機制研究，多數基于自我決定理論、[59]社會交換理論、[23]情感事件理論、[60]組織公平理論，[17]較少有研究基于COR理論探究其對下屬的影響。本研究基于COR理論，結合JD-R模型，為領導正念的研究提供了較為新穎的理論視角。第二，針對有學者提出的，應該基于“交叉效應”考察資源的人際傳遞過程。[6]本研究在一定程度上回應了以往研究的呼吁，驗證了學校領導可以作為資源的流出方，對高校教師資源損耗進行補充。第三，以往教育領域的正念研究，通常聚焦于對“基于學校的正念干預項目”進行效果評價，[61-62]較少關注領導正念的作用。領導是影響員工角色建模的重要主體，是員工社會學習的主要來源，[21]因此，相比起正念干預項目的間或性實施，學校領導正念的作用將更為持續(xù)。本研究將組織管理領域中的研究拓展至教育情景，證明學校領導正念的重要意義，為“正念型”教育領導的有效性提供了經驗證據。

高校教師工作—個人沖突的中介機制。第一，以往研究在一定程度上忽視了個體工作—家庭之外的其他生活領域或角色的價值。[44]本研究通過引入個人角色，擴大了現有文獻對工作與員工工作之外生活沖突的理解。高校教師工作—非工作界面模糊，工作—個人沖突為領導正念和高校教師情感耗竭之間作用機制提供了較為新穎的解釋視角。第二，針對有學者提出的，應在JD-R模型中關注工作資源與工作要求之間的相互作用。[42]本研究的結論證實，高校職業(yè)環(huán)境中，工作資源可以緩解工作要求帶來的負面影響，即學校領導正念作為一種工作資源能夠降低工作—個人沖突，從而緩解高校教師的情感耗竭。第三，學校領導的正念作為一種資源流出方，對高校教師有著資源投資的作用，有助于高校教師進行資源恢復和防止資源損失。這一結論在一定程度上擴展了COR理論的認識論，通過資源流動視角破解領導正念發(fā)揮作用的機制。

高校教師正念是領導正念有效性的邊界條件。第一，基于以往研究結論，高校教師正念作為一種可以開發(fā)的(類)特質，可被視為一種個體資源。[42]以往研究指出，應在JD-R模型中應考慮個體資源，并通過實證研究確定其在模型中的位置。[32]本研究將高校教師正念作為一種個體資源，確定了其在工作資源(領導正念)通過緩解工作要求(工作—個人沖突)過程中的重要情景作用，回應了以往研究的呼吁，拓展了JD-R模型的應用范疇。第二，基于COR理論，個體的特質作為初始資源能夠發(fā)揮初始資源效應，降低個體資源損失和增加新資源獲取的可能。[6]本研究的結論與理論邏輯相一致，即高校教師正念發(fā)揮了初始資源效應，促進了領導正念對工作—個人沖突的降低，即促進了對領導正念資源的獲取程度。第三，以往領導正念研究呼吁，為探究領導正念的有效性，應關注“領導—員工”正念的交互作用。[23]作為研究回應，本研究從學校領導正念和高校教師正念出發(fā)，識別出學校領導資源流動的重要情景條件。

(二)研究不足與展望

第一，雖然本研究為降低共同方法偏差采取了三波次時間滯后研究設計收集數據，但截面數據的本質依然限制因果推斷。未來的研究可以考慮采取正念干預的實驗設計進行更好的因果推斷。第二，雖然本研究選取了“每周工作時間”作為控制變量，但仍然不能完全控制不同學校的異質性，未來的研究可以考慮采取顆粒度更細的劃分方式進行分群體比較研究。第三，本研究中，工作—個人沖突為領導正念緩解高校教師情感耗竭的部分中介，其他可能的作用機制還有待進一步探究。另外，領導正念有效性的邊界除了取決于高校教師正念之外，還與高校教師如何看待領導正念密切相關，[17]未來研究可以考慮領導正念工具性感知等調節(jié)變量對理論模型進行進一步的完善。

六、結論與管理啟示

本研究結合COR理論和JD-R模型，基于388份三波次數據進行實證分析，得到如下結論。第一，從資源的流動視角，探究領導正念“資源”對員工資源的補充作用，即領導正念顯著緩解高校教師情感耗竭。第二，突破“工作—家庭”二元研究視角，引入高校教師“工作—個人沖突”作為工作要求，識別領導正念資源發(fā)揮作用的內在機制，即領導正念通過緩解工作—個人沖突降低高校教師的情感耗竭。第三，從初始資源效應視角，探究高校教師個體資源在領導資源流動有效性中的情景作用，即高校教師正念提高了領導正念對工作—個人沖突的緩解作用?；谝陨辖Y論，提出如下具體管理啟示，為實施學校正念干預與培育，提高高校教師職業(yè)健康提供借鑒思路。

一方面，積極實施基于學校的正念干預，[61]促進學校領導和高校教師的正念水平。正念干預項目已經被證實具有緩解高校教師自身壓力、提高課堂管理效能、提升師生互動質量等積極作用。[62]學校應該聘請專業(yè)教練，為高校教師提供各種類型的正念訓練項目，如正念減壓療法(Mindfulness-based Stress Reduction)、正念認知療法(Mindfulness-based Cognitive Therapy)、正念自我關懷與韌性(Mindful Self Care and Resiliency)項目等，這些項目均在校園情境應用中取得過良好的效果。[62]學校也可以組織相應活動，如基于訓練手冊、移動端應用程序進行正念的訓練，促進教師自我正念訓練的參與。另外，最新的學校正念干預研究顯示，基于學校傳統(tǒng)項目的正念干預整合將提升正念干預的有效性。[63]因此，學?？梢砸宰陨硪延械慕處熍嘤柵c發(fā)展項目為依托，在此基礎上增加正念培訓內容，如教師身心健康、教學和課堂管理技能、學生心理干預實務等項目，均可以納入正念干預的內容。

另一方面，高校教師由于其特有的彈性工時制，導致其工作-非工作界面模糊，腦力勞動者的本質又使得其勞動具有隨時性和持續(xù)性，因此導致其影子工作時間較長，[25]不僅經歷工作對家庭的沖突和干擾，還面臨著工作對個人活動和興趣的侵占，這將影響其認知資源的恢復。因此，高校應仔細考慮工作的邊界，制定相應的邊界規(guī)范，有意識地形成移動通訊設備信息的非工作時間使用規(guī)范，緩解工作對個人活動時間的擠占。其次，教師發(fā)展中心可以提供更為豐富的活動促進教師個人活動發(fā)展，如各種類型的正念訓練課程與項目，還可以建立業(yè)余興趣小組(電影、烹飪俱樂部等)提高高校教師參與個人活動的意識。另外，還應該考慮組織各種宣講項目與活動，幫助高校教師樹立正確的邊界觀，合理地對非工作地點的工作時間進行規(guī)劃與安排等，有意識地進行工作脫離，投身個人活動。同時可以通過向高校教師提供折扣計劃，如健身房會員、度假村折扣等，[28]增加高校教師個人活動的豐富性。