处理家庭和工作的关系对许多人来说都是相当具有挑战性的。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, Boles, & McMurrian, 1996）。特殊教育教师是教师队伍中的特殊群体，面对的主要是有身心发展障碍的特殊儿童、青少年。教育对象、教育策略及工作环境等的特殊性决定了特殊教育工作的复杂程度较普通教育要高。在当前社会发展与教育改革的新形势下，国家和社会对特殊教育教师提出了更高的期望和要求。因而，与普通教育教师相比，特殊教育教师承受着更大的工作压力。他们每天工作的实际时间往往不止在校的8个小时，很容易出现工作家庭边界的模糊，引发工作家庭冲突。

国内外研究发现，工作家庭冲突与离职意愿（Alsam, Imran, Anwar, Hameed, & Kafayat, 2013）、工作中的退缩行为（Akintayo, 2010）、工作和生活满意度降低（Rathi & Barath, 2013）、工作绩效降低（Efeoglu & Ozcan, 2013）、工作投入降低（Wang, Liu, Wang, & Wang, 2012）等多种消极后果相联系。由于特殊教育工作的特殊性和艰巨性，工作家庭冲突带来的消极后果不仅会影响教师个体各个层面的发展，而且对学生、教育事业乃至整个社会都会产生极大的负面影响。特教教师工作家庭冲突影响的严重性和目前相关研究的匮乏决定了深入探讨缓解该冲突压力的心理机制具有十分重要的理论价值和现实意义。

压力并非是以相同的方式影响每个人，并非所有面对压力的个体都会产生负面影响，即使是由同一刺激引发的相同的压力作用在不同的人身上也会产生不同的效果。压力带来的结果，比如抑郁、高血压和躯体疼痛是因人而异的（Faragher, Cooper, & Cartwright, 2004），其中个体差异和个人资源发挥着很大的作用（Ogińska-Bulik, 2005）。资源保存理论（conservation of resource theory）认为，工作要求会消耗个体的体能和心力，进而导致消极结果的出现，如职业倦怠，但个体若拥有充分的个人资源，那么这种资源可以缓解这种负面影响（Hobfoll, 1989）。一些研究者认为，在缓解冲突压力方面，一些心理社会因素，如社会支持感、情绪智力等，能够帮助个体积极地应对压力的侵袭（巩文冰, 张进辅, 2012）。情绪智力是一种加工情绪信息的能力，它包括准确地评价自己和他人的情绪，恰当地表达情绪，以及适应性地调控情绪的能力，可以看作是一种个人资源。不少研究者发现情绪智力能够调节个体所感知的压力，即高情绪智力的个体往往经历更少的压力（巩文冰, 张进辅, 2012; Kalyoncu, Guney, Arslan, Guney, & Ayranci, 2012）。

国内外已有一些研究来考察情绪智力对工作家庭冲突所造成的压力的缓冲效应。Field（2010）以企业员工为对象，发现情绪智力在工作家庭冲突与工作投入、工作满意度的关系中没有显著的调节作用。而李明军（2012）以中小学教师为对象则发现情绪智力在工作-家庭冲突与工作满意度的关系中调节效应显著。研究结果的不一致可能跟研究对象的不同及文化差异有关。目前，关于情绪智力对工作家庭冲突的调节效应的研究很少（Lenaghan, Buda, & Eisner, 2007; Mauno, Kinnunen, & Ruokolainen, 2006），而以特殊教育教师为对象的研究尚未检索到，因而很有必要广泛开展相关领域的实证研究。

就结果而言，情绪智力与领导效能（Wagner, 2013）、组织承诺（Emrahimi, Zinali, & Dodman, 2013）、工作绩效（Ayranci, 2011）及工作投入（Brunetto, Teo, Shacklock, & Farr-Wharton, 2012）等预测工作场所成功的变量密切相关。其中，工作投入是伴随着积极心理学的兴起而出现的一个很有研究价值的组织行为学变量。研究发现，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、安全事故率则有着显著的负相关（Asplund & Blacksmith, 2011），更重要的是，还可以稳定正向预测个体的工作绩效及组织绩效（韩帅瑛, 2013）。目前国内外以教师为对象探讨情绪智力与工作投入关系的研究很少，尚缺乏以特殊教育教师为对象的实证研究。

综合以上有关特殊教育教师工作家庭冲突、情绪智力和工作投入的研究现状，本研究以特教教师为研究对象，探讨工作家庭冲突、情绪智力与工作投入的关系，着力检验情绪智力的调节作用，以期为有效干预特教教师工作家庭冲突所造成的压力提供可资借鉴的实证依据。

采用整群取样的方法在河南省郑州、开封、平顶山3市抽取7所特殊教育学校（特殊教育学校4所, 培智学校2所, 聋校1所）的教师进行调查。共发放问卷280份，回收有效问卷256份，有效回收率为91.4%。其中，男教师82人（32.0%），女教师174人（68.0%）；年龄30岁及以下者129人（50.4%），31-40岁者91人（35.5%），41岁及以上者36人（14.1%）；有孩子的教师173人（67.6%），没孩子的教师83人（32.4%）。被试年龄范围在21-52岁，平均年龄为34.6岁（SD=8.85）。

采用Netemeyer等（1996）工作家庭冲突量表（WFCS）。该量表包含工作→家庭冲突（5个项目）和家庭→工作冲突（5个项目）两个维度，共10个项目。采用Likert-5级计分，从“1”代表“完全不同意”到“5”代表“完全同意”。得分越高表示工作家庭冲突越高。已有研究表明，该量表中文版的信、效度符合心理测量标准（马红宇, 申传刚, 杨璟, 唐汉瑛, 谢菊兰, 2014）。本研究中两个维度的Cronbach α系数分别为0.84，0.82，整个问卷的Cronbach α系数为0.86。验证性因素分析支持了问卷的二维结构，χ²/df=2.75，GFI=0.90，NNFI=0.92，CFI=0.94，RMSEA=0.06，项目的因子载荷在0.61～0.85之间。

采用Wong和Law（2002）研制，Wong，Law和Wong（2004）修订的情绪智力量表（WLEIS）。该量表包括评估自我情绪（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，共16个项目。采用Likert7级计分，从“1”代表“完全不同意”到“7”代表“完全同意”。Law等（2004）研究显示，该量表具有良好的信、效度。在我国，中文版WLEIS良好的信、效度也得到了研究验证（张辉华, 王辉, 2011）。本研究中，该量表的Cronbach α系数为0.87，评估自我情绪、评估他人情绪、情绪使用、情绪控制四个维度的Cronbach α系数依次为0.80、0.78、0.83、0.84。验证性因素分析支持了问卷的四维结构，χ²/df=1.93，GFI=0.92，NNFI=0.94，CFI=0.96，RMSEA=0.05，项目的因子载荷在0.62～0.87之间。

采用Schaufeli, Salanova, González-Romá和Bakker（2002）的Utrecht工作投入量表（UWES），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）三个维度，共17个项目。采用Likert7级计分，“0”表示“从来没有过”，“6”表示“总是”。目前国内学者引入并修订了中文版UWES，采用中学教师样本通过验证性因素分析验证了其三因素模型和较高的信、效度（张轶文, 甘怡群, 2005）。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.92，活力、奉献、专注三个维度的Cronbach’s α系数依次为0.88、0.90、0.87。验证性因素分析支持了问卷的三维结构，χ²/df=1.70，GFI=0.94，NNFI=0.95，CFI=0.97，RMSEA=0.04，项目的因子载荷在0.65～0.86之间。

采用SPSS18.0统计软件对数据进行t检验、F检验、Pearson相关分析、分层回归分析及验证性因素分析。

将工作家庭冲突和工作投入作为因变量，性别、有无孩子及年龄作为自变量进行差异检验，结果显示，特教教师工作家庭冲突和工作投入在上述人口学变量方面的差异均具有统计学意义（见表1）。

表 1

表 1 特教教师工作家庭冲突和工作投入的差异分析（N=256）

表 1 特教教师工作家庭冲突和工作投入的差异分析（N=256） 变量 工作家庭冲突 工作投入 性别 男 M（SD） 2.43（0.81） 3.67（0.69） 女 M（SD） 2.87（0.88） 3.21（0.76） t –3.16** 3.34** 有无孩子 有孩子 M（SD） 2.76（0.84） 3.17（0.65） 没孩子 M（SD） 2.34（0.78） 3.74（0.77） t 3.14** –3.56** 年龄 ≤30岁 M（SD） 2.65（0.45） 3.58（0.56） 31-40岁 M（SD） 2.93（0.83） 2.94（0.43） ≥41岁 M（SD） 2.23（0.49） 3.66（0.67） F 29.65** 31.46** 　　注：**p<0.01，以下同。

Pearson相关矩阵显示，变量之间的相关在中等以下，但均达到了显著性水平，其中，工作家庭冲突与情绪智力、工作投入均呈负相关；情绪智力与工作投入呈正相关。详见表2。

表 2

表 2 特教教师工作家庭冲突、情绪智力和工作投入的相关分析（N=256）

表 2 特教教师工作家庭冲突、情绪智力和工作投入的相关分析（N=256） 变量 M SD 1 2 3 1. 工作家庭冲突 3.66 0.79 0.86 2. 情绪智力 4.17 0.92 –0.34** 0.87 3. 工作投入 4.24 0.67 –0.36** 0.47** 0.92 　　注：内部一致性信度显示在表格对角线上。

根据James和Brett（1984）的介绍，采用分层回归分析探讨情绪智力对工作家庭冲突影响工作投入的调节作用。当自变量和调节变量都是连续变量时，按照温忠麟、侯杰泰和张雷（2005）提出的建议，首先，将自变量和调节变量中心化，以避免共线性的问题。接下来第一步，先将人口统计学变量作为控制变量进行伪变量处理后纳入模型进行回归分析。第二步，将自变量纳入方程进行回归，考察自变量的主效应。第三步，将调节变量纳入方程进行回归，考察调节变量的主效应。第四步，将自变量×调节变量（交互作用项）纳入回归方程中，考察两者的交互作用，如果该效应显著则表明调节效应显著。

以工作家庭冲突为自变量，以情绪智力为调节变量，以工作投入为因变量进行分层回归，结果显示，工作家庭冲突×情绪智力交互效应显著（β为0.20, p<0.01）（见表3），因而特殊教育教师情绪智力显著调节工作家庭冲突对工作投入的影响，其调节效应量ΔR²为0.10（即, 调节作用解释了工作投入10%的方差变异量）。

表 3

表 3 情绪智力在工作家庭冲突与工作投入关系中的调节效应检验（N=256）

表 3 情绪智力在工作家庭冲突与工作投入关系中的调节效应检验（N=256） 变量 工作投入 模型1 模型2 模型3 模型4 第一步 性别 –0.11* –0.11* –0.10* –0.10* 有无孩子 0.13* –0.13* –0.12* –0.11* 年龄 0.15* 0.14* 0.14* 0.13* 第二步 工作家庭冲突 –0.31*** –0.31*** –0.30*** 第三步 情绪智力 0.24** 0.24** 第四步 工作家庭冲突×情绪智力 0.20** R2 0.12 0.26 0.37 0.47 ΔR2 0.12 0.14** 0.11** 0.10** F 11.93*** 14.44*** 15.56*** 17.23*** 　　注：*p<0.05，***p<0.001；主表中的值为标准回归系数。

为了直观显示调节效应，将工作家庭冲突和情绪智力按均值加减一个标准差划分为高、低分组，回归交互效果见图1。

图 1(Figure 1)

图 1 工作家庭冲突与工作投入：情绪智力的调节作用

本研究考察了特教教师工作家庭冲突和工作投入在性别、有无孩子及年龄方面的差异，结果发现，就工作家庭冲突水平而言，女教师显著高于男教师，有孩子的教师显著高于没孩子的教师，31-40岁年龄组教师冲突水平最高，30岁及以下年龄组次之，41岁及以上年龄组最低（LSD多重比较显示, 两两差异均显著）；而在工作投入水平上，女教师显著低于男教师，有孩子的教师显著低于没孩子的教师，41岁及以上年龄组教师投入水平最高，30岁及以下年龄组次之，31-40岁年龄组教师最低（LSD多重比较显示, 两两差异均显著）。

在工作家庭冲突水平上，本研究发现，女特教教师显著高于男特教教师。目前，尚检索不到直接探讨特教教师工作家庭冲突的实证研究，因而无从进行具体的比较分析。不过，工作家庭冲突虽不等同于职业压力，但它是职业压力的一种表现形式。近年来已有少数学者采用问卷调查考察特教教师职业压力、工作倦怠状况（李永占, 2014; 王玲凤, 2010; 张茂林, 杜晓新, 2008），但针对性别因素的影响作用，研究结果并不一致。比如，李永占（2014）的研究表明，女特教教师职业压力显著高于男特教教师；而张茂林和杜晓新（2008）的研究却没有发现特教教师职业压力存在显著的性别差异。结果的不同提示进一步开展相关研究进行验证的必要性。本研究的发现从工作家庭冲突这一角度支持了李永占（2014）的研究结论。女特教教师之所以体验到更高的工作家庭冲突，可能是因为，一方面，女教师要和男教师一样上班，挣工资，养家糊口；另一方面，尽管男女平等的观念日益普及，男主外女主内的中国传统文化毕竟赋予了女性更多的家务分工。她们除了要做好教师，还要尽量做好妻子、母亲、儿媳、女儿等多重社会角色。由于家庭生活与教学工作的压力同在，女特教教师努力在多重的家庭角色与教师角色之间寻找平衡点，难免顾此失彼，出现较严重的工作与家庭的角色冲突。

在工作投入水平上，女特教教师显著低于男特教教师。这与何嘉慧（2013）的研究结果一致，也与Schaufeli等（2002）从世界各地收集来的数据分析结果相一致。而王玲凤（2010）的研究也发现，女特教教师在职业倦怠的三个维度上得分均显著高于男教师。职业倦怠与工作投入是两个关系极为密切的变量。Maslach和Leiter（1997）认为工作投入与工作倦怠是一个连续体的两个极端点，工作投入位于积极的一端，而工作倦怠位于消极的一端。依此种观点，工作倦怠和工作投入是完全负相关的关系。但Schaufeli等（2002）却认为工作投入与工作倦怠不是简单的完全对立的关系，二者应该是既相互联系又相互独立的两种心理状态，也就说工作投入与工作倦怠应该是中等程度的负相关。目前Schaufeli等（2002）的看法得到了更多实证研究的数据支持，成为学术界的主流。虽然职业倦怠与工作投入并非完全对立，但二者中等程度的负相关也足以表明，何嘉慧（2013）关于特教教师工作投入的性别差异的发现与王玲凤（2010）关于特教教师职业倦怠的性别差异的研究结果彼此具有一致性。男特教教师在工作投入水平上显著高于女特教教师，原因可以从教师的工作内容、家庭分工及性别特征中分析。男教师在学校通常承担着体育训练等活动教学，较之于女教师从事知识科目的教学，在内容和形式上比较生动活泼，而且特殊学生因为其本身的特殊性和缺陷，在依靠智能的知识获得方面表现相对落后，而在依靠体能的技能进步方面表现相对较好，使得活动课教师也比较容易获得成就感。另外，男教师承担的家务分工相对女教师为少，因而总体上体验到更少的工作家庭冲突；加上男性基于生理的更趋活跃和进取的性别特征，因而男教师较女教师表现出更高的工作投入水平。

就生儿育女对特教教师工作生活的影响，本研究结果表明，有孩子的特教教师工作家庭冲突水平显著高于没孩子的特教教师，而工作投入水平则显著低于没孩子的教师。从本研究的被试分布可知，从事特殊教育工作的女教师是男教师的2倍，有孩子的被试更多的是女教师，她们承担了更多的生育和养育孩子的家庭重任，需要更多精力和时间投放于家庭，相应地体验到更多的工作家庭冲突，表现出低于男特教教师的工作投入水平。

值得注意的是，本研究发现，年龄对特教教师工作生活的影响呈现有规律的起伏变化，二者并非简单的线性关系。具体而言，特教教师工作家庭冲突水平随年龄增长而变化显著，表现为由低到高再到更低，略呈倒U型发展趋势；与此相反，特教教师工作投入水平则随年龄增长而略呈U型发展趋势，表现为由高到低再到更高；其中，31-40岁年龄组教师情况比较特殊，其工作家庭冲突水平最高, 工作投入水平最低。特教教师工作家庭冲突与工作投入在年龄上的这种差异与已有研究关于特教教师的工作倦怠随年龄而变化的结果是一致的。早在2001年，Maslach，Schaufeli和Leiter就已经指出，在被研究的所有人口统计学变量中，年龄是一个与职业倦怠关系最为一致的变量。新近有关国内特教教师职业倦怠的研究综述也表明，特教教师入职最初几年职业倦怠就开始显现，并且随着教龄的增加而持续加重（唐丹, 2013）。原因可能在于，新特教教师在工作之初针对教育和管理残障儿童的复杂而繁重的工作要面临很多问题和挑战，尤其是环境适应和角色转换，由于缺乏实践经验和有效应对策略，容易遭受失败与挫折，而这些经历反过来会加重他们的焦虑感、压力感，降低其工作成就感和工作热情从而引起职业倦怠。而随着教龄的增长，再加上要生育、养育孩子，家庭负担加重，在30多岁时特教老师职业倦怠感最高，该年龄段的老师大多是特校的中坚力量，任务重且繁杂，压力最大，工作家庭冲突也最为严重。40岁以后已掌握了一套应对各种问题的方法，同时随着职务的提升、经验的丰富、孩子的逐渐长大、工作满意度相对提高，其职业倦怠程度也逐渐降低。从特教教师职业倦怠的一般发展状况不难理解其工作投入的演变。如前所述，职业倦怠与工作投入呈显著的负相关。当特教教师职业倦怠感最高时，也是他们工作投入水平最低的时候。

上述特教教师工作家庭冲突与工作投入状况随年龄而变化的一般趋势也支持了Clark（2000）的“工作-家庭边界理论（work-family border theory）”。根据该理论，工作和家庭分属于不同领域，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。当个体不能很好的认知不同领域的规则要求，不能有效的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，便可能发生工作家庭失衡（Kreiner, Hollensbe, & Sheep, 2009）。因而，从工作-家庭边界理论来看，工作家庭冲突意味着由于工作或家庭中某一个领域的角色要求扩张，导致彼此之间的边界发生了变化或移动（Huang & Cheng, 2012）。就特教教师而言，随着学校工作及家庭事务的日趋繁重，尤其是到了三、四十岁时，其工作和家庭边界的渗透性加剧，模糊性增强，因而他们很难实现两个边界的灵活变化，容易导致工作家庭严重冲突，工作投入水平明显下降。

学术界对工作家庭冲突的广泛关注始于上世纪末。已有研究不仅探讨了工作家庭冲突的前因变量、相关因素及其引发的不良后果（Frone, Russell, & Cooper, 1992; 刘玉新, 张建卫, 彭凯平, 2013），而且提出了针对工作家庭冲突的一些干预措施和策略（Hammer, Kossek, Anger, Bodner, & Zimmerman, 2011; 罗耀平, 范会勇, 张进辅, 2007）。但需要指出的是，这些研究多是探讨工作家庭冲突对员工工作态度和行为倾向等结果变量的直接影响，而较少关注工作家庭冲突产生这些影响效应的内在作用机制，因而，这些影响的中间过程在一定程度上仍处于“黑箱”状态（高中华, 赵晨, 2014）。本研究探讨特殊教育教师情绪智力的调节作用，正是出于对上述影响机制的关注，试图增进和深化我们对工作家庭冲突影响效应的认识。

本研究通过分层回归分析发现，特教教师情绪智力是工作家庭冲突与工作投入之间的调节变量，能够缓冲工作家庭冲突对工作投入的负性影响。具体表现为，拥有高情绪智力的特教教师不但在低工作家庭冲突时可以将足够的心理资源投入工作，而且在高工作家庭冲突时仍能进行有效的情绪和行为调节，大幅缓解高冲突带来的压力感，继续保持较高的工作投入水平。而低情绪智力的特教教师则不然，他们在低工作家庭冲突时工作投入就较高情绪智力的教师低，随着工作家庭冲突的上升，他们工作投入水平较高情绪智力的教师更是大幅下降。这一结果表明，情绪智力作为一种心理特质是应对工作压力和消极情境的有效心理资源，可以帮助个体舒缓压力，减少个体内在资源的损耗（Karim & Weisz, 2011）。本研究结果也支持了工作要求-资源（JD-R）模型（Demerouti, Bakker, Nachreiner, & Schaufeli, 2001）。该模型的假设是建立在工作要求和工作资源失衡的前提下，当工作要求过高时，丰富的工作资源可以有效降低工作倦怠。工作投入在一定意义上被认为是工作倦怠的积极对立面，因而JD-R模型应该同样适用于解释工作投入的降低。该理论认为，人们努力获得并且维持他们所重视的或对他们有价值的资源。由于资源是稀缺的，而人们所要处理的工作和家庭的事务是繁多的，资源需要按照一定的比例分配，需要一定的平衡，因此，人们倾向于去获得更多的资源或维持他们原有的资源状态。但当人们认为自己没有足够的资源，不能够理解或控制他们所面对的各种压力时，便容易引发工作家庭冲突。情绪智力是一种重要的心理资源，对工作家庭冲突的缓冲作用证明了该资源对降低工作倦怠、提高工作投入有积极意义。高情绪智力的人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，将更多的积极心理资源投入到工作中。相反，低情绪智力的人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，降低工作投入的水平，也会影响家庭生活的卷入。鉴于特教教师情绪智力对工作家庭冲突的缓冲作用，教育管理部门可以采取一些必要的措施培养教师的情绪智力。比如，邀请有资质的职业和心理咨询师做讲座。未来研究可以引入家庭生活卷入或生活质量这些变量，同时考察特教教师情绪智力在工作家庭冲突与工作投入，工作家庭冲突与家庭生活卷入或生活质量两对关系中的调节作用，从而更全面地认识特教教师情绪智力在工作和家庭关系中的重要性。

通过研究得到以下几点结论：（1）特殊教育教师工作家庭冲突和工作投入在性别、有无孩子及年龄方面差异显著。就工作家庭冲突水平而言，女教师显著高于男教师，有孩子的教师显著高于没孩子的教师，31-40岁年龄组教师冲突水平最高，30岁及以下年龄组次之，41岁及以上年龄组最低。在工作投入水平上，女教师显著低于男教师，有孩子的教师显著低于没孩子的教师，41岁及以上年龄组教师投入水平最高，30岁及以下年龄组次之，31-40岁年龄组教师最低。（2）特殊教育教师工作家庭冲突与情绪智力、工作投入均呈负相关；情绪智力与工作投入呈正相关。（3）特殊教育教师情绪智力对工作家庭冲突与工作投入之间的关系有显著的调节作用。