王 欣，楊 婧，楊河清

1.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)勞動經(jīng)濟學(xué)院，北京 100070；2.北京第二外國語學(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)

實踐表明，從經(jīng)費投入到科研成果產(chǎn)出，高校一直以來都是國家創(chuàng)新發(fā)展的重地，大量的科技創(chuàng)新成果都來自高校。我國的過度勞動問題日益凸顯，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)，加班問題十分嚴重。高教教師的過度勞動問題更為普遍和嚴重，但卻一直沒有受到更多重視。近些年來高校教師 “過勞猝死” “積勞成疾去世”的事件屢被報道，尤其是在青年教師群體中工作時間長、工作強度高、科研學(xué)術(shù)錦標賽背后的壓力問題已十分嚴重。生活作息時間不規(guī)律，沒有時間進行體育鍛煉，睡眠時間嚴重不足等導(dǎo)致的生理、心理、精神問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)新活力的同時做好身心減負工作，迫切需要提上日程。

1 研究設(shè)計

1.1 研究假設(shè)

(1)過勞氛圍與創(chuàng)新行為的關(guān)系研究。過勞氛圍是以捕捉過度勞動的心理氛圍為核心特征，以此評估員工在多大程度上期望自己用過度勞動的方式來完成任務(wù)。而這些看法主要是由高管和主管推動的，他們鼓勵員工加班，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)上提出過勞氛圍。依據(jù)資源保存理論，在過勞氛圍下員工為了保留自己的職場地位和競爭優(yōu)勢，當面對周圍同事的努力拼搏時往往會更加激發(fā)個體的努力程度，以避免資源流失，從而會促使個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，以提高個人或組織的績效，其揭示了促進新想法的創(chuàng)造、實驗和實施的行為[2]。

高校教師需要在學(xué)術(shù)研究上不斷創(chuàng)新，要與時俱進，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，知識傳播與迭代的速度越來越快，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，對知識不斷更新。因此，無論是科研還是教學(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，還需要確保這個想法能夠得以實施，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，但這個群體往往具備很強的責任感，以及對學(xué)術(shù)研究的追求與熱愛。因此，過勞氛圍中的高校教師更會具有高水平的工作投入，從而促進創(chuàng)新行為。綜上所述，提出假設(shè)H1：過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)過勞氛圍與過度勞動的關(guān)系研究。過度勞動 (簡稱 “過勞”)，是指在勞動過程中存在的超時、超強的勞動投入狀態(tài)或勞動行為，并由此導(dǎo)致疲勞蓄積，經(jīng)過少量休息無法恢復(fù)的狀態(tài)[3]。依據(jù)資源保持理論，當個體感知到外部環(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，過勞氛圍會促使個體提供更高水平的工作強度、更長的工作時間等，這會增加個體的能量消耗，甚至增加個體的自我控制執(zhí)行，進一步自我損耗。個體為了保留住資源與能量，不得不更加努力地工作投入，而過度勞動將加重自我損耗。

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

(3)過度勞動與創(chuàng)新行為的關(guān)系研究。創(chuàng)新行為涉及高水平的認知和情感資源，對工作量更具敏感。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，又能促進個人成長的需求從而具有挑戰(zhàn)性[4]。Montani等[5]認為當工作量適度時，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)新行為代表一種對資源有需求的努力，需要員工在創(chuàng)新過程的每個階段投入大量資源，且需要維持在較高水平，需要較長時間的持續(xù)努力[6]。

高校教師是一個對創(chuàng)新水平要求很高的群體，往往維持著較高水平的工作動機、目標承諾、期望水平，以此避免資源流失的發(fā)生，對資源損失的感知超過資源獲得。資源損失會帶來更多的工作緊張，甚至出現(xiàn)倦怠、抑郁等不利于身心健康的后果。在團隊合作中，需要將自己的新想法傳播與推廣，還需要對他人的想法給予肯定或批判。石長慧等[7]對全國2504名科研院所、高校和企業(yè)中從事科學(xué)研究和技術(shù)開發(fā)的科技工作者進行調(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。因為過度勞動程度已經(jīng)超過工作量適度的界限，給身心健康帶來損失，甚至出現(xiàn)耗竭，將進一步加快資源流失，從而不利于創(chuàng)新。綜上所述，提出假設(shè)H3：過度勞動與高校教師創(chuàng)新行為具有顯著負相關(guān)關(guān)系。

(4)過度勞動的中介作用。高等教育改革縱深逐步推進，高校教師面對著愈加嚴峻的教學(xué)壓力和更為艱巨的科研任務(wù)，與此同時社會對高校教師的工作認知還停留在 “鐵飯碗” “不坐班、不考勤” “有寒暑假”的輕松工作偏見中，并沒有意識到對其工作情況認知的偏差和對高校教育質(zhì)量更高的期待之間的矛盾也會給高校教師帶來更多的壓力。需要消耗額外的資源和能量來應(yīng)對這些社會壓力和輿論，甚至還需要對外界壓力加以控制，這會帶來更大的自我損耗。職業(yè)聲望、社會期待、高?？冃Э己送苿痈咝＝處煵坏貌患缲撠熑危优Φ毓ぷ?，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來，群體奮發(fā)向上、積極努力工作能夠促進工作目標和績效的達成，利于創(chuàng)新。但是，過度工作投入的氛圍也會出現(xiàn)負面效果，會迫使個體過度勞動。工作量和其他外部壓力被認為是創(chuàng)新的績效障礙，因此也對其產(chǎn)生負面影響[8]。個體的過度勞動會造成一系列負面作用，包括對創(chuàng)新行為的不利影響。由此可知，過勞氛圍對創(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：過度勞動在過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，過度勞動會引發(fā)工作-家庭沖突。有學(xué)者[10]對澳大利亞高校教師進行調(diào)查，結(jié)果表明教師每周平均工作時間為47.70小時。工作壓力和工作時間是工作-家庭沖突的預(yù)測因素，盡管這個職業(yè)有更多的工作控制，但是沖突水平更高。此外，工作-家庭沖突對員工創(chuàng)新行為和團隊創(chuàng)新會產(chǎn)生負面影響[11]。依據(jù)自我損耗理論，資源是流動的，資源會從一個領(lǐng)域流向另一個領(lǐng)域，確切地說一個領(lǐng)域的資源損耗會減少另一領(lǐng)域的可用資源[12]。創(chuàng)新過程是一種需要個人參與創(chuàng)新活動相關(guān)的認知過程，需要消耗大量的認知和情感資源。根據(jù)資源流失理論，經(jīng)歷工作-家庭沖突會導(dǎo)致認知和情感資源不斷流失，使其在工作領(lǐng)域中用于創(chuàng)造性過程的資源更少，無法保持對創(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)過勞氛圍與過度勞動間正相關(guān)關(guān)系，即工作-家庭沖突越嚴重，過勞氛圍對高校教師過度勞動的負向影響越強；H5b：工作-家庭沖突調(diào)節(jié)過度勞動與創(chuàng)新行為間負相關(guān)關(guān)系，即工作-家庭沖突越嚴重，過度勞動對高校教師創(chuàng)新行為的負向影響越強。

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)研究對象。本文于2021年12月—2022年1月對全國高校教師工作-家庭平衡問題進行調(diào)研，研究對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22個省、4個自治區(qū)、4個直轄市、1個特別行政區(qū) (不包括西藏、臺灣和香港)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%。通過適度勞動研究中心發(fā)放問卷，全部采用在線填答的形式，共發(fā)放975份問卷。剔除缺項、填答不當?shù)葻o效問卷后，共收集到有效問卷927份，有效率為95.08%。

(2)測量工具。本文采用以下方式進行測量。

過勞氛圍：采用Mazzetti等[14]的過勞氛圍量表，共包括8道題。采用李克特5點計分法，由高校教師進行自我評價，量表KMO為0.821，Cronbach’s α為0.762。

過度勞動：采用日本厚生勞動省[15]的疲勞蓄積度自測診斷表，包括自覺癥與工作負擔兩個維度，共計20道題。通過計算處理得到過度勞動的四個程度等級：0=不過勞、1=輕度過勞、2=中度過勞、3=重度過勞。其中，自覺癥維度KMO為0.954，Cronbach’s α為0.914；工作負擔維度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點計分法，由高校教師進行自我評價，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-工作沖突兩個維度，共計11道題。采用李克特5點計分法，由高校教師進行自我評價，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、行政級別等影響高校教師的創(chuàng)新行為，因而對其進行控制。

2 實證分析

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；處級以下人員占84.57% (n=784)、處級及以上人員占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)展覆蓋所有一級學(xué)科門類。

2.1 基本回歸分析

采用Harman單因子方法進行共同方法檢驗。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重的同源方差問題。采用STATA16.0中SEM模塊進行驗證性因子分析，檢驗因子之間的區(qū)別效度。測試了單因子、雙因子、三因子和四因子模型 (見表1)，結(jié)果表明，假設(shè)的四因子基準模型數(shù)據(jù)擬合效果最佳。以上結(jié)果支持了測量模型的判別有效性。

表1 驗證性因子分析結(jié)果

本研究中主要變量的均值、標準差和相關(guān)性分析結(jié)果見表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)新行為與過勞氛圍 (r=0.212，P<0.001)、過度勞動 (r=-0.128，P<0.001)、工作-家庭沖突 (r=-0.154，P<0.001)均顯著相關(guān)，過度勞動與過勞氛圍 (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，由此可進一步做回歸分析，對高校教師創(chuàng)新行為的影響因素進行剖析。

表2 相關(guān)分析結(jié)果

表3中的模型2顯示，過勞氛圍正向顯著影響高校教師創(chuàng)新行為 (β=0.249，P<0.001)，說明過勞氛圍每提高1個單位，高校教師創(chuàng)新行為將被提高0.249個單位，假設(shè)1得證；模型3顯示，過度勞動負向顯著影響高校教師創(chuàng)新行為 (β=-0.069，P<0.001)，說明高校教師過度勞動程度每增長1個單位，其創(chuàng)新行為將下降0.069個單位，假設(shè)3得證；模型6顯示，過勞氛圍正向顯著影響高校教師過度勞動 (β=0.302，P<0.001)，說明過勞氛圍每提高1個單位，高校教師過度勞動程度將增長0.302個單位，假設(shè)2得證。同時可以看到，高校教師創(chuàng)新行為既會受個體的過度勞動影響，也會受過勞氛圍影響。

表3 回歸結(jié)果 (N=927)

基于隨機森林模型對回歸方程進行穩(wěn)健性檢驗，將所涉及變量全部納入，建立回歸類型的決策樹。將數(shù)據(jù)集分為兩個子集，50%的數(shù)據(jù)用于訓(xùn)練，50%的數(shù)據(jù)用于測試，并設(shè)置迭代次數(shù)為500次。為了進一步確定哪些因素在預(yù)測過程中最重要，繪制每個預(yù)測變量的重要性。如圖2所示，在基于回歸類型決策樹的隨機森林模型中，過勞氛圍、年齡、性別、過度勞動、行政級別、職稱、婚姻狀況等以此為重要預(yù)測指標的排序順序?？梢钥吹剑^度勞動氛圍和過度勞動在對高校教師創(chuàng)新行為的預(yù)測中起到了主要作用。

圖2 影響高校教師創(chuàng)新行為預(yù)測變量的重要性

2.2 傳導(dǎo)機制分析

根據(jù)中介效應(yīng)檢驗方法，首先檢驗過勞氛圍對過度勞動的影響，結(jié)果見表3中的模型6，過勞氛圍顯著正向影響高校教師過度勞動 (β=0.302，P<0.001)；其次檢驗過度勞動對高校教師創(chuàng)新行為的影響，結(jié)果見模型3，過度勞動顯著負向影響高校教師創(chuàng)新行為 (β=-0.069，P<0.001)；最后檢驗過度勞動的中介效應(yīng)，結(jié)果見模型4，過勞氛圍、過度勞動共同納入回歸方程后，過勞氛圍對高校教師創(chuàng)新行為的影響顯著提高 (β=0.279，P<0.001)。但也明顯看到，過勞氛圍對高校教師創(chuàng)新行為的影響增強了。因此，過度勞動部分中介過勞氛圍對高校教師創(chuàng)新行為的影響 (中介效應(yīng)=-0.029)，假設(shè)4得證。為了進一步檢驗穩(wěn)健中介效應(yīng)效果，采用Sobel檢驗，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)前面文獻分析可知，工作-家庭沖突既會影響過勞氛圍對過度勞動的作用效果，也會影響過度勞動對創(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)機制，并起到多大的影響需要進一步分析。第一階段：工作-家庭沖突在過勞氛圍與過度勞動調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗結(jié)果見表4中的模型5，過勞氛圍與工作-家庭沖突的交互項負向影響高校教師的過度勞動。而工作-家庭沖突對高校教師過度勞動具有顯著正向影響，說明工作-家庭沖突會加劇高校教師的過度勞動程度，但對過勞氛圍具有替代作用，即會減緩過勞氛圍對高校教師過度勞動的影響。可能是由于過勞氛圍主要來自工作場所的壓力感知，而工作-家庭沖突來自家庭層面。相較于工作場所，家庭對個體的影響更為直接，且更為明顯。該過程的調(diào)節(jié)效應(yīng)如圖3 (a)所示，假設(shè)5a得證?？梢悦黠@看出，在低過勞氛圍組，高工作-家庭沖突會加大個體過度勞動程度，而在高過勞氛圍組，這種效果并不明顯。第二階段：工作-家庭沖突在過度勞動與創(chuàng)新行為調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗結(jié)果見表4中的模型4，過度勞動與工作-家庭沖突的交互項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?？梢钥闯?，過度勞動、工作-家庭沖突均對高校教師創(chuàng)新行為具有負向顯著影響。工作-家庭沖突對過度勞動也具有替代作用，會減緩其對高校教師創(chuàng)新行為的影響。在低過度勞動組別中，低工作-家庭沖突更利于高校教師創(chuàng)新行為，在高過度勞動組別中，這種效果并不凸顯。

(a)在過勞氛圍與過度勞動間的調(diào)節(jié)效應(yīng) (b)在過度勞動與創(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)，還需要進一步驗證。檢驗第一階段：過度勞動部分中介過勞氛圍對高校教師創(chuàng)新行為的影響 (中介效應(yīng)=-0.038)。為了進一步檢驗穩(wěn)健中介效應(yīng)效果，采用Sobel檢驗，得到P<0.05，代表拒絕原假設(shè)，中介效應(yīng)得到驗證，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)果見表5，在不同的工作-家庭沖突水平下，過勞氛圍通過過度勞動對高校教師創(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，過度勞動的中介作用會增強，但在較高水平工作-家庭沖突條件下，則對過度勞動的中介作用不起作用。檢驗第二階段：過度勞動的部分中介過勞氛圍對高校教師創(chuàng)新行為的影響 (中介效應(yīng)=-0.002)。為了進一步檢驗穩(wěn)健中介效應(yīng)效果，采用Sobel檢驗，得到P=0.574，代表接受原假設(shè)，中介效應(yīng)未得到驗證，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%。過度勞動受到工作-家庭沖突的調(diào)節(jié)對高校教師創(chuàng)新行為的作用結(jié)果見表5。按照工作-家庭沖突該調(diào)節(jié)變量的平均值、平均值±1個標準差的標準，將其劃分為低、中、高三個水平組。在不同工作-家庭沖突水平下，過勞氛圍通過過度勞動對高校教師創(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，過度勞動起到中介作用，但在較高水平工作-家庭沖突條件下，則沒有這種中介作用。

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

2.4 異質(zhì)性分析

由表6可見，模型3表明過勞氛圍正向影響高校男教師的過度勞動，在0.1%的統(tǒng)計水平顯著；模型2表明過勞氛圍正向影響創(chuàng)新行為，在0.1%的統(tǒng)計水平顯著；模型1表明當加入過度勞動變量后，過勞氛圍依舊正向影響高校男教師的創(chuàng)新行為，過度勞動則負向影響創(chuàng)新行為，二者分別在0.1%、1%的統(tǒng)計水平顯著。但也明顯看到，過勞氛圍對創(chuàng)新行為的影響增強了，因此，過度勞動部分中介過勞氛圍對高校男教師創(chuàng)新行為的影響 (中介效應(yīng)=-0.025)。為了進一步檢驗穩(wěn)健中介效應(yīng)效果，采用Sobel檢驗，所得結(jié)果一致。除此之外，其余變量均為在相應(yīng)的統(tǒng)計水平上對高校男教師創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響。由模型4～6同樣得到過度勞動部分中介過勞氛圍對高校女教師創(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，且過度勞動、過勞氛圍對高校女教師創(chuàng)新行為影響的作用效果也明顯強于男教師，這一點在過勞氛圍對過度勞動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)計水平顯著，這點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，且在5%的統(tǒng)計水平顯著，有婚姻家庭的高校女教師更有創(chuàng)新的動力，說明高校女教師的創(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)

將年齡進行重新分組處理，得到表7所示結(jié)果。模型3表明過勞氛圍正向影響高校40歲以下教師的過度勞動，在0.1%的統(tǒng)計水平顯著。模型2表明過勞氛圍正向影響 40歲以下教師的創(chuàng)新行為，在0.1%的統(tǒng)計水平顯著。模型1表明當加入過度勞動變量后，過勞氛圍依舊正向影響40歲以下教師的創(chuàng)新行為，過度勞動則負向影響創(chuàng)新行為，二者分別在0.1%、1%的統(tǒng)計水平顯著。但也明顯看到，過勞氛圍對高校40歲以下教師創(chuàng)新行為的影響增強了。因此，過度勞動部分中介過勞氛圍對高校40歲以下教師創(chuàng)新行為的影響 (中介效應(yīng)=-0.035)。為了進一步檢驗穩(wěn)健中介效應(yīng)效果，采用Sobel檢驗，所得結(jié)果一致。除此之外，性別和婚姻均在5%的統(tǒng)計水平顯著影響高校40歲以下教師創(chuàng)新行為。由模型4～6同樣得到，過度勞動部分中介過勞氛圍對高校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。且過度勞動、過勞氛圍對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)計水平對高校男教師創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響，說明無論年齡多大，在創(chuàng)新行為上高校男教師明顯強于女教師。

表7 按年齡分組回歸結(jié)果 (N=927)

將職稱重新進行分組處理，得到表8所示結(jié)果。在三個組別中，過度勞動部分中介過勞氛圍對高校教師創(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。過度勞動、過勞氛圍、性別、年齡、婚姻、行政級別均對講師及以下教師創(chuàng)新行為產(chǎn)生顯著影響。女性、年齡越大、沒有婚姻家庭、行政級別越低，其創(chuàng)新行為越弱，反映出講師及以下教師的創(chuàng)新行為會受到諸多因素影響，其創(chuàng)新成果的產(chǎn)生更為不易。過勞氛圍對副教授創(chuàng)新行為的影響在三個組別中最大，除此之外也會受到性別和年齡影響。過度勞動對教授創(chuàng)新行為幾乎沒有影響，過勞氛圍對其影響也很弱，僅在5%的統(tǒng)計水平顯著。除此之外，也會受到年齡影響。

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，但高校教師過度勞動問題凸顯， “過勞死”事件頻發(fā)。本研究通過模型構(gòu)建與實證分析，利用回歸方程模型得到過勞氛圍和過度勞動是高校教師創(chuàng)新行為預(yù)測的重要指標，并由森林隨機模型進行穩(wěn)健性驗證。利用結(jié)構(gòu)方程模型得到過勞氛圍對高校教師創(chuàng)新行為具有正向促進作用，過度勞動在過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中介檢驗法驗證了該傳導(dǎo)路徑的穩(wěn)定性。工作-家庭沖突調(diào)節(jié)過勞氛圍對高校教師過度勞動的作用，以及過度勞動對高校教師創(chuàng)新行為的作用。通過異質(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，但長此以往后者對個體身心健康損害較大。嚴重的 “過勞”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、國務(wù)院印發(fā) 《深化新時代教育評價改革總體方案》，特別指出要完善立德樹人體制機制，扭轉(zhuǎn)不科學(xué)的教育評價導(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，對于高校教師中女性群體以及青年教師的政策傾斜勢在必行。

(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)在高校績效考核等約束下被迫營造。應(yīng)該給予高校教師一個相對寬松的科研環(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，又能在相對寬松的環(huán)境中不斷成長、自我提高，而非以各種指標達標的壓力式管理模式讓其被動投入工作，這會造成個體職業(yè)焦慮，甚至?xí)觿”舜酥g的惡性競爭，破壞和諧的科研氛圍。

(3)基于個體及家庭支持層面。高校教師自身應(yīng)該以良好和穩(wěn)定的心態(tài)面對科研、教學(xué)壓力和職稱考核，過度勞動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-家庭沖突會帶來嚴重的自我損耗，高校教師具有工作自主性高、靈活性強的工作特質(zhì)，如何讓工作-家庭平衡、相互助力，也是高校教師自身應(yīng)該思考的問題。