工作-非工作边界管理一致性与高校辅导员工作满意度的关系：工作投入的中介作用*

杨 槐 龚少英 苗天长 李伟贺

(1 华中师 范大学心理学院暨 青少年网络心理与 行为教育部重点实 验室，武汉 430079) (2 成都中医药大 学高教研究与质量 评价中心，成都 611137)

1 引言

辅导员是高校教师队伍的重要组成部分，既是教育者，也是管理者，具有工作时间长、任务杂、压力大等职业特点（刘世勇,吴依憬,2012）。调查显示，89.7%的辅导员其手机24 小时处于开机状态（马玉,谢菊兰,马红宇,张秀平,2017），工作与非工作的边界比较模糊。辅导员处于工作与非工作的融合状态，他们同时也希望有自己的个人空间，寻求工作与非工作的边界分割，其边界管理在融合与分割之间存在明显不一致倾向。根据需求满足理论（Locke,1976），当个体的需要得到满足时，积极工作体验、工作满意度会增加，反之会减少。因此，本研究将聚焦辅导员工作与非工作边界管理一致性与工作满意度的关系问题，以探讨其内在作用机制。

边界管理可以分为个人边界管理和组织边界管理。个人边界管理是个体采取的将工作与非工作区别开来的措施（Park & Jex,2011），如边界分割的偏好策略。组织边界管理是组织采取的支持或否定个体从工作中分离出来的规章制度或措施（Kreiner,2006），如组织分割供给策略。根据个体-组织匹配理论，个体边界管理策略与组织边界管理策略匹配一致会产生积极的工作态度和工作表现（Fan,2018;Han,Chiang,McConville,& Chiang,2015;Jung & Takeuchi,2014;Verquer,Beehr,& Wagner,2003），这说明边界分割偏好与组织分割供给匹配一致性可能是辅导员工作满意度的重要预测变量。工作投入作为一种与工作相关的积极的认知情感状态（Schaufeli,Salanova,González-Romá,& Bakker,2002），可能受辅导员工作边界管理一致性的影响，进而影响工作满意度（王永丽,邓静怡,何熟珍,2009;Alarcon & Edwards,2011;Saks,2006），这可能是边界管理一致性影响工作满意度的重要间接变量。因此，本研究将探讨辅导员边界管理一致性与工作满意度的关系及其工作投入的中介机制，为提高工作满意度提供理论参考。

1.1 工作边界管理一致性与工作满意度

工作边界分割偏好属于个人边界管理策略，是分割策略与整合策略的结合。分割是指工作与生活领域在认知、身体、行为方面相互分离的程度，整合是工作和家庭各个方面的相互渗透和融合的程度，分割和整合是一个连续体上的两极（Bulger,Matthews,& Hoffman,2007;Kreiner,2006）。不同的个体在分割与整合之间受个人特质、组织管理政策、家庭职责等影响，形成了个体边界分割偏好。高分割偏好者倾向于将工作与生活边界截然分开，而低分割偏好者倾向于将工作与生活进行整合。组织分割供给是个体感知到的组织支持个体从工作边界中分离出来所采取的制度或措施（Kreiner,2006），高组织分割供给倾向于为个体工作与生活边界分割提供较高的组织支持，而低组织分割供给则相反。根据边界分割偏好与组织分割供给匹配的高低，可以分为四种不同类型匹配形式：高偏好-高供给、低偏好-低供给、高偏好-低供给、低偏好-高供给。前两者属于匹配一致，后两者属于匹配不一致。

工作满意度是指个体对工作环境的感受以及生理和心理上的满足，是一种对工作积极的情感状态（Liu,2007）。已有研究发现，工作边界分割偏好接近组织分割供给时，工作满意度增加，当超过组织分割供给时工作满意度下降（Kreiner,2006）；工作分割偏好与组织分割供给匹配一致比不一致条件下的工作满意度更高，匹配一致性条件下，随着匹配程度的增加，工作满意度先增加后减少（马丽,马孟媛,2019）。根据工作需求满足理论（Schneider & Alderfer,1973），个人需求和组织供给的匹配影响工作行为与态度，高校辅导员感知到的组织分割供给与边界分割偏好一致比不一致时工作满意度可能更高。匹配不一致时，辅导员“高偏好-低供给”的匹配，其个人需求并未得到组织供给的满足，而“低偏好-高供给”的匹配得到了组织供给的满足，后者可能具有更高的工作满意度。匹配完全一致时，辅导员在“高偏好”状态下，由于工作事务的突发性，非工作时间可能受事务干扰，即便能够感知到“高供给”状态，同样可能产生消极不满的情绪，影响工作满意度；辅导员在“低偏好”状态下，工作与非工作边界相互融合，工作渗透非工作，感知到组织“低供给”状态可能加剧工作-非工作的模糊状态，容易产生疲劳和倦怠等消极情绪，影响工作满意度。因此，本研究推测中等程度的边界分割偏好与组织分割供给的一致可能更有利于工作满意度，并提出如下假设。

假设1：高校辅导员边界分割偏好与组织分割供给越趋于一致，工作满意度越高。假设2：在匹配不一致状态下，辅导员“低偏好-高供给”状态的工作满意度显著高于“高偏好-低供给”。假设3：在匹配一致状态下，匹配程度与工作满意度呈倒U 型关系，即，与中等程度的匹配状态相比，“高偏好-高供给”“低偏好-低供给”的工作满意度更低。

1.2 工作投入的间接作用

工作投入是一种与工作相关的积极的、充实的、持久的、普遍的认知情感状态，包括活力、奉献、专注三成分（Schaufeli et al.,2002）。基于边界管理策略匹配一致性视角直接探讨匹配一致性与工作投入关系的研究还比较鲜见。对边界管理策略匹配一致性与压力、工作-家庭相互冲突的关系的研究发现，匹配一致有利于个体的工作、家庭相互促进，能降低员工工作压力（Kreiner,2006），匹配不一致将导致工作、家庭相互冲突（马丽,徐枞巍,2011）。因此，辅导员边界管理一致可能带来积极的溢出效应，促进工作投入。具体而言，在不一致条件下，“高偏好-低供给”是需求未满足状态，而“低偏好-高供给”是满足状态，前者工作投入可能更低。当辅导员边界分割偏好与组织供给完全匹配时，“高偏好-高供给”状态下，辅导员需求得到了满足，但高偏好可能不利于工作的开展，其工作投入可能不高；“低偏好-低供给”状态下，辅导员倾向于工作-非工作边界整合，工作事务与家庭事务容易相互渗透，工作边界模糊，工作倦怠感增加，工作投入可能减少（李明军,王振宏,刘亚,2015;Pu,Hou,Ma,& Sang,2017）。相比“高偏好-高供给”与“低偏好-低供给”的匹配一致，中等程度的匹配下辅导员工作投入水平可能更高。因此，本研究提出假设如下。

假设4：高校辅导员边界分割偏好与组织分割供给越趋于一致，工作投入越高。假设5：在匹配不一致状态下，辅导员“低偏好-高供给”状态的工作投入显著高于“高偏好-低供给”。假设6：在匹配一致状态下，匹配程度与工作投入呈倒U 型关系，即，与中等程度的匹配状态相比，“高偏好-高供给”“低偏好-低供给”的工作投入更低。

工作投入与工作满意度都是个体对工作的积极情感或态度，是衡量工作态度的重要变量，两者相互联系又相互区别。工作满意度强调个体对工作本身和工作结果的一种需求满足体验（Locke,1976），而工作投入强调对工作过程的认知和行为体验，在生理上表现为积极主动参与工作事务，保证高的卷入状态（Kahn,1990），在行为上表现为一种沉浸并开心地融入工作的状态（Schaufeli & Bakker,2004），反应的是工作过程中的一种综合状态。已有研究发现工作投入与工作满意度呈中等程度的正相关，工作投入水平越高，工作满意度越高，反之亦然（刘得格,时勘,王永丽,龚会,2011;吕旭宁,白新文,2017;于悦,周明洁,郭昫澄,贺琼,张建新,2016）。如辅导员积极主动参与学生事务，具有高的卷入状态，有利于建立良好的师生关系，也更容易得到领导和同行的认可和奖励，体验到的成就感和价值感就更高，这说明工作投入是工作满意度的重要预测变量，而前述研究表明辅导员边界管理一致可以带来积极的溢出效应，促进工作投入。因此，本研究提出假设如下。

假设7：工作投入在辅导员工作边界分割偏好与组织分割供给一致性与工作满意度之间具有显著中介作用。

综上所述，本研究将基于个体与组织匹配的视角，探讨高校辅导员边界分割偏好与组织分割供给一致性与工作满意度的关系，并探讨工作投入在两者之间的间接作用，以期能够深入理解辅导员工作满意度的影响因素。

2 研究方法

2.1 被试

从六所高校选取辅导员进行纸笔测验，获得有效问卷306 份，在未发放纸质问卷的高校开展网络调查获得有效问卷247 份，有效问卷共553 份。其中男性238 人、女性305 人，10 人未报告性别。已婚369 人，未婚165 人，19 人未报告婚姻状况。年龄在23～55 岁之间，平均年龄为32.8 岁。本科、硕士和博士学历（含在读）分别为79 人、454 人、19 人，1 人未报告学历。249 人没有孩子，299 人有孩子，5 人未报告生育情况。工作年限在1～34 年之间，3 年及以下221 人，3～8 年之间197 人，8 年及以上128 人，7 人未报告工作年限。

2.2 研究工具

2.2.1 边界分割偏好与组织分割供给

采用Kreiner（2006）编制的工作场所分割偏好与组织供给量表（Workplace Segmentation Preferences and Supplies Scale），从“非常不同意”到“非常同意”进行5 级评分，得分越高表示边界分割偏好越强或感知到组织供给越强。边界分割偏好分量表4 个题目，本研究中，该分量表的内部一致性系数为0.83；组织供给分量表4 个题目，将原条目中的“单位”修改为“学校”。本研究中，该分量表的内部一致性系数为0.82。该量表有效性在国内也得到了验证（马丽,马孟媛,2019;王三银,刘洪,齐昕,2017）。

2.2.2 工作投入

采用Schaufeli，Bakker 和Salanova（2006）编制，王桢、陈乐妮和李旭培（2016）修订的工作投入问卷，该问卷包括17 个题目，从“非常不同意”到“非常同意”进行5 级评分，分数越高代表工作投入度越高，本研究中，该量表活力、奉献、专注三个因子内部一致性系数分别为0.78，0.85，0.76，整个问卷的内部一致性系数为0.92。

2.2.3 工作满意度

采用Seashore 等人（1982）编制，涂红伟、严鸣和周星（2011）修订的工作满意度问卷，该问卷包括3 个题目，从“非常不同意”到“非常同意”进行5 级评分，分数越高代表工作满意度越高，本研究中该问卷的内部一致性系数为0.82。

3 结果

3.1 共同方法偏差检查

对边界分割偏好、组织分割供给、工作投入、工作满意度四个变量进行验证性因子分析，其中工作投入按照活力、奉献、专注三个因子打包，结果显示四因子模型拟合最好（χ2/df=2.65,RMSEA=0.06,SRMR=0.04,CFI=0.97,TLI=0.96），变量间组合的三个竞争模型拟合优度弱于四因子模型，说明具有良好的区分效度。采用Harman 单因素方法进行共同方法偏差检验发现（Podsakoff,MacKenzie,Lee,& Podsakoff,2003），因子未旋转条件下，最大因子解释总变异的32.11%，低于40%的临界值，说明存在共同方法偏差的可能性很小。

3.2 描述性统计分析

通过对边界分割偏好、组织分割供给、工作投入、工作满意度进行相关分析，结果发现（见表1）：边界分割偏好与工作投入（r=-0.3 3,p＜0.01）、工作满意度（r=-0.32,p＜0.01）呈显著负相关，组织分割供给与工作投入（r=0.1 0,p＜0.01）、工作满意度（r=0.21,p＜0.01）呈显著正相关，工作投入与工作满意度呈显著正相关（r=0.63,p＜0.01），边界分割偏好与组织分割供给相关不显著。

表1 各变量平均数、标准差和相关系数（n=553）

3.3 假设检验

3.3.1 多项式回归分析方法

根据多项式回归分析方法探讨边界分割偏好与组织供给一致性与工作投入、工作满意度的关系（唐杰,林志扬,莫莉,2011;张海燕,张正堂,2017;Edwards & Cable,2009;Edwards & Parry,1993），先对样本一致性比例进行分析。如果发现不一致样本比例高于10%，运用多项式回归并结合响应面分析才有意义（Shanock,Baran,Gentry,Pattison,& Heggestad,2010）。根据已有研究建议（Fleenor,McCaule,& Brutus,1996），将工作边界分割偏好与组织供给分数转换为标准分数，再计算两个标准分数差的绝对值，将大于0.5 的归为不一致样本，小于或等于0.5 的归为一致样本，发现不一致样本占比74.50%，远高于10%。因此，可以进行多项式回归并结合响应面分析。

分别以工作投入、工作满意度作为因变量（Z），边界分割偏好（X）、组织供给（Y）、边界分割偏好平方（X2）、组织供给平方（Y2）、边界分割偏好与组织供给乘积（XY）作为自变量，人口学变量作为控制变量进行回归分析，最后以工作满意度作为因变量、工作投入作为自变量分析中介作用。为避免多重共线性问题，先将各变量进行中心化处理，再进行回归分析。多项式公式如下。见公式1。

当X=Y时，Z=b0+(b1+b2)X+(b3+b4+b5)X2+e1，斜率：m1=b1+b2，曲率：m2=b3+b4+b5。

当X=－Y时，Z=b0+(b1-b2)X+(b3-b4+b5)X2+e2，斜率：n1=b1-b2，曲率：n2=b3-b4+b5。

3.3.2 工作边界分割偏好与组织分割供给一致性与工作满意度的关系

以工作满意度为结果变量进行回归分析（见表2 方程M5～M8），采用Bootstrap 法抽取多项式回归非标准化系数样本构建偏差校正95%置信区间进行估计，发现驻点坐标为（-1.78,0.31），第一主轴斜率95%的置信区间包括1（1.07,95%CI[0.35,3.42]），斜率不显著，说明响应面沿一致性线未发生显著旋转，但沿一致性线平移显著（-1.07,95%CI[-2.20,-0.67]）。当X=－Y时，曲率显著为负（n2=-0.21,95%CI[-0.35,-0.10]），说明边界分割偏好与组织供给匹配不一致方向有一个向下的曲面，分割偏好由大到小、组织供给由小到大过程中，工作满意度逐渐增加，当组织分割供给超过分割偏好一点时，工作满意度达到最高值，而组织分割供给再大于组织分割偏好时，响应面左角略微向下，工作满意度开始下降（见图1），匹配越趋于一致，工作满意度越高，假设1 得到验证。斜率显著为负（n1=-0.45,95%CI[-0.55,-0.36]），响应面右角低于左角，说明“低偏好-高供给”比“高偏好-低供给”具有更高的工作满意度，假设2 得到验证；当X=Y时，曲率不显著（m1=-0.03,95%CI[-0.11,0.07]），说明响应面沿一致性方向近乎是个平面（见图1），斜率不显著（m1=-0.05,95%CI[-0.17,0.06]），说明“高偏好-高供给”一致性与“低偏好-低供给”之间工作满意度没有差异，匹配一致与工作满意度并非倒U 型关系，未支持假设3。

图1 边界管理一致性与工作满意度的响应面

3.3.3 工作边界分割偏好与组织分割供给一致性与工作投入的关系

以工作投入为结果变量进行回归分析（见表2方程M1～M4），采用Bootstrap 法抽取多项式回归非标准化系数样本构建偏差校正95%置信区间进行估计，发现驻点坐标为（1.15,3.09），第一主轴斜率95%的置信区间包括1（1.15,95%CI[0.48,2.83]），说明响应面沿一致性线未发生显著旋转。沿一致性线平移显著（-0.83,95%CI[-2.07,-0.48]）。当X=－Y时，曲率显著为负（n2=-0.17,95%CI[-0.28,-0.07]），说明沿着边界分割偏好与组织供给不一致方向有一个向下弯曲的曲面，分割偏好由大到小、组织供给由小到大过程中，工作投入逐渐增加，当组织分割供给超过分割偏好一点时，工作投入达到最高值，而组织分割供给再大于组织分割偏好时，响应面左角略微向下，工作投入开始下降（见图2），匹配越趋于一致，工作投入越高，假设4 得到验证。斜率显著为负（n1=-0.28,95%CI[-0.36,-0.20]），说明“低偏好-高供给”比“高偏好-低供给”的工作投入更高，假设5 得到验证。当X=Y时，斜率显著为负（m1=-0.15,95%CI[-0.23,-0.05]），响应面后角低于前角，说明“高偏好-高供给”比“低偏好-低供给”的工作投入更低。曲率不显著（m2=-0.03,95%CI[-0.04,0.11]），说明沿着边界分割偏好与组织供给一致性方向横截线几乎是斜率为m1的直线（见图2），匹配一致与工作投入并非倒U 型关系，未支持假设6。

图2 边界管理一致性与工作投入的响应面

表2 多项式回归分析与响应面特征数据估计表

3.3.4 工作投入的中介效应分析

将工作投入作为自变量纳入方程（见表2 方程M9），发现工作投入能够正向预测工作满意度（β=0.56,p＜0.01），且ΔR2=0.27（p＜0.01）。根据Edwards 和Cable（2009）的建议，进一步对中介效应进行检验，将多项式回归分析的 5 个变量打包，用回归系数乘以原始变量再加总，合成一个集区变量。以集区变量作为自变量，工作投入作为中介变量，工作满意度作为结果变量，采用Hayes 开发的PROCESS 宏程序非参数Bootstrap 法（Bolin,2014），重复取样设定1000 次，置信区间设置为95%，分析发现集区变量对工作满意度的直接效应为0.42（BootSE=0.08,95%CI[0.26,0.59]），工作投入中介效应为0.43（BootSE=0.06,95%CI[0.32,0.55]），95%的置信区间不包括0，说明中介效应显著，中介效应占总效应50.36%。假设7 得到验证。

4 讨论

本研究发现，边界分割偏好与组织分割供给匹配越趋于一致，辅导员工作投入与工作满意度越高，这与已有研究比较一致（Alarcon & Edwards,2011;Saks,2006）。工作投入在两者之间具有显著的中介作用，说明匹配一致性不仅能够直接预测工作满意度，还能够通过工作投入的间接作用预测工作满意度，再次验证了工作投入间接作用（吕旭宁,白新文,2017）。“高偏好-低供给”比“低偏好-高供给”的工作投入与工作满意度更低，与已有研究基本一致（马丽,马孟媛,2019;Kreiner,2006），组织分割供给大于边界分割偏好一点时，工作满意度与工作投入达到最高值，说明辅导员分割偏好要达到“过度满足”状态才能使工作满意度和工作投入最大化。边界分割偏好与组织分割供给匹配一致并未与工作投入、工作满意度呈倒U 型曲线关系，“高偏好-高供给”与“低偏好-低供给”工作满意度没有显著差异，但“高偏好-高供给”比“低偏好-低供给”的工作投入更低，这可能源于两个原因。

一是边界分割偏好与组织分割供给匹配一致性对工作满意度、工作投入影响的理论基础不同。工作满意度源于工作的奖励、工作价值、工作需求的实现（Locke,1976），边界分割偏好与组织分割供给匹配一致性对工作满意度的影响更符合需求满足理论（Schneider & Alderfer,1973）。边界分割偏好与组织分割供给没有好坏之分，关键在于这些偏好是否与个体所在的组织管理环境相匹配（Kreiner,2006），如匹配一致，将具有积极的溢出效应，“高偏好-高供给”与“低偏好-低供给”匹配均属于需求满足状态，这种状态下工作满意度可能不存在显著差异；工作投入强调对工作过程的认知和行为体验，从边界渗透性来看，“高-高”匹配将工作与非工作事务高度分离，较多的工作事务无法渗透进非工作领域，工作效率降低，相比与“低-低”匹配的工作与非工作事务高度融合，前者在工作时间和精力上的投入不如后者，尽管能够感知到组织的一定支持，但工作投入仍可能较低。

二是辅导员边界管理可能具有自身职业特点。一方面，高校辅导员管理部门倾向于较低的分割供给已经成为边界管理的重要特征；另一方面，辅导员工作具有鲜明的师生互动的特征。良好的师生关系，积极的学生反馈和评价可能是影响辅导员工作满意度的间接因素，师生互动过程中，“高偏好-高供给”状态下，辅导员可能无法及时满足学生问题解决的诉求，可能收到消极的反馈与评价而降低工作满意度。“低偏好-低供给”状态下，辅导员接受到的积极的反馈与评价可能缓解低组织支持、工作-家庭冲突、工作倦怠的消极作用，而促进工作满意度和工作投入。总之，边界管理一致性高低不同状态下工作满意度和工作投入具有一定复杂性。

5 结论

辅导员边界分割偏好与组织分割供给匹配越趋于一致工作投入与工作满意度越高，“高偏好-高供给”比“低偏好-低供给”工作投入更低，但“高偏好-高供给”与“低偏好-低供给”工作满意度没有显著差异。“高偏好-低供给”比“低偏好-高供给”工作投入更低，工作满意度也更低。工作投入在边界管理一致性与工作满意度之间具有部分中介作用。