摘 要：通過對全國范圍內(nèi)711名高校教師的調(diào)研大抵摸清我國高校教師過度勞動的現(xiàn)狀，并運用跨層次分析視角對高校教師過勞成因進行宏觀、中觀和微觀層面的系統(tǒng)剖析，在一定程度上對目前高校教師過勞成因的研究進行了豐富和拓展。研究結(jié)果表明，目前，我國高校教師普遍存在過度勞動現(xiàn)象，平均處于“中度過勞”程度（M =5.21，七分制）；高校教師自覺健康狀況一般（M=65.5，百分制）；高校教師平均周工作時間46.96小時（其中深夜工作時間為6.97小時），超時工作17.4%。高校教師過度勞動成因的影響因素和作用效果大小情況分別為：宏觀層面因素：社會環(huán)境（10.65%）；中觀層面的因素：組織管理制度（10.95%）、時間保護（10.00%）、時間緊迫感（10.71%）、工作模式（11.97%）；微觀層面的因素：行為追求偏好（15.92%）、工作/家庭（24.73%）、職業(yè)生涯（5.07%）。在此基礎上，有針對性的從宏觀、中觀、微觀層面提出緩解高校教師過勞的建議。

關(guān)鍵詞：高校教師；過度勞動；形成機制；跨層次分析

一、問題的提出

高校教師是大學教育的主體力量，人才的培養(yǎng)離不開教師，高等教育質(zhì)量的提高關(guān)鍵在于教師。高校教師工時制度的特殊性使社會大眾對其工作投入產(chǎn)生質(zhì)疑，然而正是這樣一個工作自由度和靈活度都很高的職業(yè)，其“過勞死”的極端現(xiàn)象卻屢見報端①。2005年1月22日，36歲的清華大學講師焦連偉突發(fā)性心臟驟停逝世，但此前焦連偉從未表現(xiàn)出任何心臟病癥，親屬及同事認為，這或許與他長期超負荷工作，心理和生活壓力過大有關(guān)[1]；2005年1月26日，46歲的清華大學教授高文煥因肺腺癌不治去世，醫(yī)生診斷認為，繁重的工作壓力使他錯過了癌癥的最佳治療時機[2]；2005年8月5日，36歲的浙江大學教授何勇患彌漫性肝癌晚期逝世，家屬和學校同事公認的死亡原因都是過度勞累[3]；2011年4月19日， 33歲的復旦大學教師于娟因患乳腺癌辭世，其在患病時發(fā)出的“買車買房買不來健康”和“長期熬夜等于慢性自殺”等言論曾引起人們的熱議，其在《生命日記》中也寫到“回想10年來，基本沒有12點之前睡過，厲害的時候通宵熬夜”[4]。2017年1月8日，58歲的航空地球物理研究領(lǐng)域享譽世界的科學家、國家“千人計劃”特聘專家黃大年教授辭世，在回國后7年左右的時間里，為了讓我國相關(guān)領(lǐng)域的科研水平有更快進步，黃大年把自己毫無保留地交給了祖國，夜以繼日地工作，最后累倒在工作崗位上[5]。

中青年高校教師的猝死雖然都是以個案的形式呈現(xiàn)，具有一定的偶然性，但是也應該看到事件背后隱含著的必然性，猝死總是要經(jīng)歷一個從量的積累到質(zhì)的變化的過程，是長期持續(xù)的超時、超強度的工作投入導致的身體過度勞累、精神高度緊張的產(chǎn)物。與此同時，“帶病工作，不休病假”已經(jīng)成為一種“氣候”，科技工作者、行政工作者、高校教師等群體少休或不休病假的現(xiàn)象最為普遍，而因工作時間長引致的過度勞動成為職業(yè)病和過勞死頻發(fā)直接而重要的原因[6]。這種現(xiàn)實的沖突使我們不禁思考，社會大眾對于高校教師群體工作狀態(tài)的認知是否有所偏頗？高校教師過勞是否已經(jīng)成為一種普遍的工作常態(tài)？其成因又是怎樣的？本研究正是在這樣的背景下展開的。

二、相關(guān)文獻回顧

洛曼和伍爾夫（Lohman & Woolf ，2001）認為，工作任務不斷多樣化，工作角色持續(xù)被重塑是高校教師過勞的主要誘因。高校根據(jù)自身組織政策定位的不同，對高校教師逐漸賦予承擔管理學校、院系的行政職務，同時還需完成教學實踐、課程開發(fā)等任務。另外，科研基金資助的申請也占據(jù)了教師大量的時間，導致高校教師工作負荷超載，最終形成過度勞動。[7]羅拉（Lora，2004）的研究也證實了角色擴張給高校教師過勞帶來的影響，她針對美國高校教師的研究表明，教師角色不斷擴張，但相應的組織結(jié)構(gòu)性支持卻沒有豐富，可是高校教師出于職業(yè)本性在沒有支持的情況下繼續(xù)努力工作，以完成自身對職業(yè)的承諾和為學生提供良好教育的道德責任，因此形成過度勞動。這里的職業(yè)本性將教師和其他群體過勞原因區(qū)分開來，教師培養(yǎng)學生的工作帶有關(guān)懷性的成分，有一種“天職”的職業(yè)身份，職業(yè)道德和內(nèi)在的精神追求使的教師自驅(qū)性的進行過度勞動[8]。雅各布斯（Jacobs，2004）認為高校教師過勞形成有四方面原因：首先，高等教育成本的上升帶來了公眾監(jiān)督，公眾呼吁更高的教學質(zhì)量；其次，高校對教師一方面期望教學質(zhì)量提升，一方面又期望科研生產(chǎn)率的上升；第三，信息經(jīng)濟帶來的技術(shù)變遷增加了高校教師工作的時間要求和壓力；最后，學術(shù)界兼職就業(yè)的興起增加了全職就業(yè)高校教師的壓力[9]。劉明理等（2006）對民辦高校教師過度勞動進行分析，提出民辦高校其人力資源管理中，受成本因素影響，追求教師崗位定額的最大效益化，導致民辦高校教師存在較大的職業(yè)壓力；與傳統(tǒng)高校相比，民辦高校教師工作負荷過重，大部分教師沒有脫產(chǎn)進修的機會，不得不擠用業(yè)余時間；角色沖突，一方面是大學教師，一方面是企業(yè)雇傭的員工；社會比較偏差較大等都是造成民辦高校教師過勞的主要原因[10]。劉貝妮等（2014）結(jié)合經(jīng)濟學的理論基礎和分析模型，通過“委托代理-效率工資-收入替代效應與工作時間”、“固定時間成本-保留工資與工作時間”、“風險偏好與工作時間”以及“準固定成本與工作時間”四個模型分析了高校教師工作時間延長導致過度勞動的原因。[11]代志明（2016）以鄭州市部分高校為例，對高校青年教師過勞現(xiàn)狀進行實證分析發(fā)現(xiàn)：高校教師過勞問題較為嚴重，來自科研、教學和家庭三個方面的壓力是導致其過勞的主要因素。其中來自科研方面的壓力首當其沖，占到38.8%。[12]

特別的，還有部分學者對高校教師過度勞動的極端現(xiàn)象——過勞死的成因進行了研究，王建軍（2005）提出社會轉(zhuǎn)型期的沖擊、教育領(lǐng)域諸多變革的壓力、高校管理中存在弊端的擠壓、高期望值的重負、自身因素（擁有較強的進取心、事業(yè)心和責任心）、身體轉(zhuǎn)型期的影響以及社會對教師工作理解程度不高是導致高校教師過勞死的主要誘因。[13]陳秀蘭（2007）認為高校教師過勞死的主要原因有三方面：從工作量和勞動強度方面看，高校教師既要培養(yǎng)優(yōu)秀人才，又要促進科研創(chuàng)新；從學校方面看，辦學行政化導致“官本位”盛行，“雙肩挑”的教授、博導比比皆是，多重身份使他們不斷透支時間精力，最終積勞成疾；從個人方面看，高校教師缺乏自我保健意識，追求個性化、多樣化以及自主性和創(chuàng)新精神，熱衷于具有挑戰(zhàn)性的工作，并渴望得到社會的認可。[14]

國內(nèi)外學者對于高校教師過勞成因的研究主要是從微觀視角出發(fā)，選取工作角色、工作任務等作為切入點，只有雅各布斯（2004）和王建軍（2005）的研究涉及到了宏觀層面的原因，但也沒有闡明宏觀層面原因在高校教師過勞成因中占據(jù)的作用效果具體為多少。利己性假設是經(jīng)濟學中最基本也是最核心的假設，是整個經(jīng)濟學的根基。那么既然理性的經(jīng)濟人都是利己的，為什么還會有以損害自身健康為代價的過度勞動現(xiàn)象存在呢？這表明，利己性是一個相對的概念，是一個具有層次的概念，在經(jīng)濟活動中，個人、單位和國家都在自身的層次上盡可能的追求利益的最大化。因此，本研究在剖析高校教師過度勞動的成因過程中，嘗試引入介觀視角，從宏觀、中觀和微觀三個層面進行系統(tǒng)的分析和研究。

三、研究設計與數(shù)據(jù)來源

（一）主要研究變量

（1）因變量的選取：運用日本厚生勞動省中央勞動災害防治協(xié)會（2003）發(fā)布的《疲勞蓄積度自測診斷量表》[15]對高校教師過勞狀況進行測量，根據(jù)過勞自測量表得分，將0-1分劃分為“不過勞”，賦值為1；將2-3分劃分為“輕度過勞”，賦值為2；將4-5分劃分為“中度過勞”，賦值為3；將6-7分劃分為“重度過勞”，賦值為4，選取“高校教師的過勞等級”為因變量，該變量類型為順序變量，數(shù)值越高表明高校教師的過勞越嚴重。

（2）自變量的選?。涸谖墨I研究的基礎上，將高校教師過勞成因的影響因素劃分為宏觀、中觀和微觀三類，共涉及38個自變量，其中宏觀因素包括經(jīng)濟、技術(shù)、政策、社會環(huán)境，共涉及7個變量；中觀因素包括組織管理制度、行政化氛圍、時間保護、人力資本回報、時間緊迫感、組織支持、職業(yè)特征、工作模式，共涉及18個變量；微觀因素包括行為追求偏好、工作/家庭、職業(yè)生涯、健康意識，共涉及13個變量。這里需要說明的是，高校教師的個人背景信息等變量只作為影響高校教師過勞呈現(xiàn)出不同的分布特征的因素去分析，不將其作為高校教師過勞的成因去分析；關(guān)于工作時間、深夜工作時間、深夜工作帶來的身心負擔等變量，因在過勞測量量表中對其有所涉及，這些變量的內(nèi)容其實是涵蓋在因變量“過勞等級”中，因此不能再作為自變量進行選取。

（二）研究方法

由于因變量“過勞程度”是順序變量，數(shù)值越高表明高校教師的過勞程度越高。因此使用STATA11.0中的ologit（序次回歸order logit）命令來解決有序響應的問題，該命令主要用來考察自變量對因變量選擇的概率影響[16]。具體操作步驟如下：首先，通過vif命令對回歸模型進行多重共線性檢驗，由于本研究中的自變量較多，為了得到擬合程度更好的回歸方程，將不顯著的自變量剔除后再進行ologit回歸分析，形成最終的回歸方程。其次，由于ologit回歸模型的回歸符號不能直接反應自變量對因變量的影響方向，其回歸系數(shù)也不能直接反映各自變量對因變量的影響程度的真實大小，只能作為各自變量相互比較、排序的依據(jù)，因此各自變量對高校教師過勞程度的影響大小和方向需要通過定量計算得到具體數(shù)值。本文中采取將常對數(shù)模型轉(zhuǎn)換為彈性進行分析，即通過計算出各自變量對因變量的邊際貢獻來討論其影響[17]。在STATA11.0中運用mfx命令求解出d（lny）/d（lnx），即各自變量的邊際貢獻，某個自變量對因變量的邊際貢獻是指在其他變量取均值時，該自變量變動1個單位對因變量選擇的概率影響，邊際貢獻的符號更為準確的代表了自變量和因變量之間的影響方向。最后，通過每個自變量邊際貢獻的絕對值占所有自變量邊際貢獻絕對值總和的百分比來計算各自變量對因變量的實際作用效果百分比。

（三）數(shù)據(jù)來源與樣本情況

為了獲得所需要的數(shù)據(jù)，本研究采取問卷調(diào)查的方式搜集數(shù)據(jù)，編制了《高校教師工作狀態(tài)與職業(yè)健康調(diào)查問卷》，整體量表的α系數(shù)為0.773，問卷信度較高；相關(guān)題目的KMO值為0.741，大于0.5，且Bartlett球度檢驗近似卡方值為9020.768，統(tǒng)計值的顯著性概率為0.000，小于0.01，說明問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度。調(diào)研采取網(wǎng)絡問卷和紙質(zhì)問卷相結(jié)合的方式，網(wǎng)絡問卷主要依托問卷星、騰訊問卷平臺進行問卷發(fā)放；紙質(zhì)問卷主要依托中國適度勞動研究中心進行調(diào)研，共收集問卷727份②，有效問卷711份，有效率97.8%，調(diào)查樣本共覆蓋全國20個省、4個直轄市、3個自治區(qū)，未覆蓋甘肅、寧夏、青海、西藏、香港、澳門、臺灣七個地區(qū)。有效問卷中沒有個人信息缺失情況，對于問卷其他部分中存在的缺失值，本文采用序列均值替代。

樣本基本情況為如下③，男性教師占44.2%，女性教師占55.8%；35歲以下教師占32.3%，36-45歲的教師占41.2%，46-60歲的教師占23.3%，60歲以上的教師占3.1%；5年以下教齡的占22.6%，5-9年教齡的占22.8%，10-14年教齡的占25.3%，15-19年教齡的占9.8%，20年及以上的占19.4%；職稱方面：助教占13.4%，講師占33.2%，副教授占35.9%，教授占17.6%；已婚教師占84.8%，未婚教師占15.2%；211高校的教師占35.6%，非211高校的教師占64.4%；碩導占20.7%，碩、博導占14.1%，其他教師沒有碩、博導身份；所屬學科方面：工學占12.5%，醫(yī)學占3.7%，理學占5.8%，農(nóng)學占2.3%，經(jīng)濟學占21.8%，文學占3.1%，法學占3.1%，歷史學占1.0%，教育學占4.6%，管理學占41.4%，哲學占0.8%。

四、實證分析

（一）我國高校教師過勞現(xiàn)狀

根據(jù)問卷調(diào)查結(jié)果計算我國高校教師過度勞動得分，結(jié)果顯示：我國高校教師過勞得分最大值為7分，最小值為2分，表明我國高校教師普遍存在過度勞動情況；均值為5.21分，標準差為1.208，中位數(shù)為5分，眾數(shù)為6分，表明我國高校教師平均過勞狀況較為嚴重，處于“中度過勞”程度。具體各等級情況為：輕度過勞的高校教師8.6%，中度過勞的高校教師45.4%，重度過勞的高校教師46%。量表測量的高校教師過勞得分換算成百分制為74.43分，高校教師自覺過勞情況的平均分為70.91分。由此可見，高校教師對自身過勞狀況的主觀判斷與量表測量結(jié)果比較一致和吻合，基本可以說明高校教師對自身過度勞動的狀況有較為客觀、準確的認識和感知。

另外，高校教師自覺健康狀況一般，百分制下平均分為65.5分。高校教師平均周工作時間46.96小時，其中深夜工作時間為6.97小時。將每周工作時間超出40小時按超時工作處理，按此計算，高校教師每周超時工作近6.96小時，超時工作時間占規(guī)定時間的17.4%。雖然高校教師采取的并不是標準工時制，但是由于其他工時制度并沒有給出相應的工作時間上限規(guī)定，因此標準工時制度的工作時間具有一定的指導和借鑒意義。

（二）我國高校教師過勞成因的回歸方程構(gòu)建

1.全自變量多響應回歸方程分析

構(gòu)建多變量響應回歸方程，各變量的方差膨脹因子取值明顯小于10，且均值1.80小于5.00，說明各自變量間相關(guān)度較低，多重共線性問題對于回歸結(jié)果的影響較小。由多響應回歸分析結(jié)果可知，有效觀察變量N=667，R2=0.2658，LR chi2（38）=352.06，P=0.0000<0.0001，說明以高校教師過勞程度為因變量的回歸方程具有統(tǒng)計學意義。在所有自變量中，宏觀層面的變量a6社會期望、中觀層面的變量b1職稱評審與晉升、b5雜事占用時間、b9人才年輕化趨勢、b18工作追求和微觀層面的變量c5閑暇偏好、c6性格特質(zhì)、c8家務擠占閑暇、c9工作/家庭關(guān)系、c10邊界彈性與意愿、c12距下次職稱評審這11個變量的參數(shù)估計值的z值統(tǒng)計量較大且對應的概率值P較小（P<0.05），說明這11個變量至少在P=0.05的水平上具有統(tǒng)計學意義，而其他的變量z值統(tǒng)計量較小且對應的概率值P較大，說明不具有統(tǒng)計學意義。由此可以說明，全自變量回歸分析中只有11個變量對于高校教師過勞程度的影響作用顯著（由于篇幅限制，全自變量多響應回歸方程分析結(jié)果在此不作展示）。

2.回歸方程的優(yōu)化

為了使回歸方程擁有更好的擬合優(yōu)度，將不顯著的自變量剔除，對回歸方程進行優(yōu)化，形成最終的多響應回歸方程。如下表所示，各自變量的方差膨脹因子取值均在1以內(nèi)，明顯小于10，且均值1.14小于5.00，說明各自變量間相關(guān)度較低，多重共線性問題對于回歸結(jié)果的影響較小。由多響應回歸分析結(jié)果可知，有效觀察變量N=667個，R2 =0.2804，LR chi2（11） = 320.78，P=0.0000<0.0001，說明調(diào)整后的回歸方程具有統(tǒng)計學意義且擬合的更好。

3.彈性系數(shù)的計算

由于ologit回歸模型的回歸符號不能直接反應自變量對因變量的影響方向，其回歸系數(shù)也不能直接反映各自變量對因變量的影響程度的真實大小，所以本文采取計算出各自變量對因變量的邊際貢獻來討論其影響。運用mfx命令求解出d（lny）/d（lnx），即各自變量的邊際貢獻。具體如下表所示：

（三）我國高校教師過勞成因的具體分析

根據(jù)回歸分析結(jié)果中各個顯著變量的彈性系數(shù)的大小和符號可以判斷其對高校教師過度勞動的影響程度與方向，具體分析如下：

1.宏觀層面

社會大眾的高期望、高要求會增加高校教師的過勞程度。傳統(tǒng)觀念使得大眾對高校教師寄予了較高的期望，并賦予了較高的責任要求，社會大眾期望高校教師言傳身教的內(nèi)容內(nèi)化到學生身上，期望高校教師教書育人、為人師表、身體力行，期望高校教師不但要是知識的傳授者，還要是靈魂的塑造者……回歸分析的結(jié)果表明，社會大眾對高校教師的期望和要求過高，給高校教師帶來了無形的壓力，且社會大眾對高校教師的期望和要求每增加1個單位，高校教師過勞程度就會增加0.3265個單位。

2.中觀層面

（1）職稱評審與晉升的壓力會增加高校教師的過勞程度。高校教師的職稱評審與晉升過程帶有明顯的錦標賽制度色彩，這在一方面可以作為內(nèi)驅(qū)激勵因素促進高校教師投身于工作，激勵教師加大工作投入，提高教研產(chǎn)出，追求職稱晉升從而實現(xiàn)自我價值；另一方面也可以看成是一種“隱性強制”強迫著高校教師不得不在錦標賽要求之下實現(xiàn)更為優(yōu)異成果，從而給教師帶來更大的過勞風險與可能?；貧w分析的結(jié)果表明，職稱評審與晉升給高校教師帶來了很大的壓力，這種壓力每增加1個單位，高校教師過勞程度就會增加0.3358個單位。

（2）雜事占用時間過多會增加高校教師的過勞程度。高校教師的時間權(quán)利缺乏必要的保護，高校內(nèi)部任何利益主體都可以侵占其工作或者私人時間，而且隨著現(xiàn)代通訊技術(shù)的發(fā)達，高校教師的時間被嚴重碎片化，而科學研究又是需要時間深度的。因此，高校教師需要利用更多的自我時間進行科學研究，無限制的延長工作時間，加大了過度勞動發(fā)生的可能?；貧w分析的結(jié)果表明，無關(guān)教學、科研的瑣事和雜務占用的時間每增加1個單位，高校教師過勞程度就會增加0.3065個單位。

（3）人才年輕化趨勢會增加高校教師的過勞程度。當下我國的教育環(huán)境中，不僅輿論呈現(xiàn)出對年輕學術(shù)人才的偏好，而且諸如教師的聘任、職稱的晉升、課題的申報、人才計劃的評選等等學術(shù)制度也以年齡作為界限來制定制度，這種偏好在一定程度上可以激發(fā)年輕學者的學術(shù)活力，但毫無彈性的生理年齡限制會使高校教師陷入壓縮職業(yè)準備期的困局之中，也會存在職業(yè)成長期與個人家庭組建、生養(yǎng)下一代等社會職責相沖突的焦慮。大器晚成的學者和深入持久的研究者難以有專業(yè)發(fā)展的時間和資源作為保障，處于職業(yè)中后期的學者也缺乏職業(yè)發(fā)展的必要激勵，造成高校教師身心俱疲。回歸分析的結(jié)果表明，人才年輕化趨勢給高校教師帶來的壓力每增加1個單位，高校教師過勞程度就會增加0.3284個單位。

（4）工作追求會增加高校教師的過勞程度。高校教師需求層次較高，大部分將工作當成事業(yè)和追求而不是簡單的謀生手段。他們對工作充滿熱情，具有突破的欲望，自我要求較高，自我實現(xiàn)的動機較強。然而，過大的工作壓力、過多的工作任務、加之知識工作結(jié)果的不確定性，都容易導致高校教師身體和心理上的疲憊與倦怠，使得高校教師常常處于身心疲憊與持續(xù)的努力工作并存的工作狀態(tài)，加劇了其過勞的風險?；貧w分析的結(jié)果表明，即便非常的疲憊，但對工作的熱情和追求會讓高校教師仍然不想放松，對這種狀態(tài)的認可程度每增加1個單位，高校教師過勞程度就會增加0.3671個單位。

3.微觀層面

（1）閑暇偏好程度低會增加高校教師的過勞程度。高校教師的閑暇偏好程度較低，首先，因為高校教師工作本身具有挑戰(zhàn)性，且沒有固定的工作制，因此教師可以充分調(diào)整自身的狀態(tài)，過勞副效用出現(xiàn)就會較遲，或者對過度勞動副效用的體驗敏感性降低，工作的負效用就會出現(xiàn)的越晚，因此閑暇需求也就相應較小。其次，高校教師對工作的熱情、對事業(yè)的追求以及工作帶來的回報和成就感，使其易于從工作中感受到快樂，因此工作負效用出現(xiàn)的更慢更緩，減少了對閑暇的需求。最后，教育可以提高個人利用時間的能力，可以通過更充分地利用閑暇時間而不是延長閑暇時間而享受到同樣的效用，因此閑暇時間的深度利用也會減少對閑暇的需求。調(diào)查問卷的結(jié)果也驗證了這一觀點，當被問及自身的時間利用能力，只有21.7%的高校教師認為自己的時間利用能力不是特別強。問卷調(diào)查結(jié)果還顯示，只有31.3%的高校教師認為自己對閑暇時間的偏好程度較高。綜合以上三點以及問卷調(diào)查結(jié)果可以看出，高校教師的對閑暇的偏好程度較低，對閑暇時間的偏好程度較低會導致替代效應較強，個人勞動力供給曲線的拐點出現(xiàn)的較晚，期望的工作時間增加，加劇了過勞的可能和風險?；貧w分析的結(jié)果表明，對閑暇時間偏好的程度每降低1個單位，高校教師過勞程度就會增加0.2192個單位。

（2）追求各方面的平衡的性格特質(zhì)會緩解高校教師的過勞程度。追求事業(yè)成功的性格會使得高校教師投入更多的工作時間、工作精力，并且多數(shù)為自我驅(qū)動型；而追求各方面的平衡的性格會使得高校教師更傾向于多方面的協(xié)調(diào)，努力平衡工作和生活，相比于事業(yè)成功，更在意多方面均衡發(fā)展，這對過度勞動具有緩解作用?；貧w分析的結(jié)果表明，追求各個方面的平衡的性格特質(zhì)每增加1個單位，高校教師過勞程度就會降低0.2689個單位。實證結(jié)果驗證了前文的分析。

（3）家務擠占閑暇會增加高校教師的過勞程度。家庭成員之間的家務勞動在一定程度上需要基于“組織壓力規(guī)則”進行分配，時間資源可相對自由支配的家庭成員可能需要承擔較多的家務（陳惠雄，2007）[18]。與現(xiàn)代社會組織中的各行各業(yè)相比，高校教師是具有顯著自由行為特征的職業(yè)，因此高校教師存在承擔更多家務工作的可能性。同時，高校教師在工作上的投入量卻并沒有因為“組織壓力規(guī)則”較小而減少，調(diào)查問卷的結(jié)果顯示，已婚的603名高校教師中，在工作上投入的時間和精力比配偶少的僅占19.4%。家務勞動造成的疲勞不屬于本研究界定的過度勞動研究范疇，但因為教師主要是腦力勞動者，其勞動過程具有隨時性，在進行家務勞動的時候如果仍然在思索問題，其勞動過程也屬于和工作相關(guān)，但具有分割性，即身體的疲勞是由于家務勞動造成，但心理、腦力的疲勞是由于工作造成，因此需要辯證的看待家務勞動對高校教師過勞的影響。有一點是可以肯定的，家務擠占閑暇導致高校教師不能很好的利用閑暇時間恢復自身認知資源和緩解工作帶來的疲勞，很容易造成認知資源耗竭、疲勞的蓄積并最終導致過度勞動?；貧w分析的結(jié)果表明，家務擠占閑暇的時間每增加1個單位，高校教師過勞程度就會增加0.2634個單位。

（4）工作/家庭之間的相互沖突會增加高校教師的過勞程度。高校教師工作特征導致工作/家庭的邊界較為模糊，角色相互滲透，工作/家庭的沖突使得高校教師將工作中的壓力和不滿帶到家庭生活中，導致在非工作時間也無法得到完全的休息和放松，家庭中的負效應帶到工作中，導致工作的過程中效率低下，只能通過更多的工作時間投入和工作強度來彌補效率缺口，然而這種疲勞在家庭生活中又得不到充分恢復，帶來認知資源喪失螺旋，加大了過度勞動的風險?；貧w分析的結(jié)果表明，工作/家庭之間的相互沖突每增加1個單位，高校教師過勞程度就會增加0.321個單位。

（5）工作/家庭邊界的彈性與意愿的不吻合會增加高校教師的過勞程度。對工作/家庭分離的偏好程度，以及實際分離程度與知覺分離程度之間較高的匹配能夠帶來更高程度的健康狀況以及工作家庭滿意感，當工作/家庭邊際彈性意愿（個人需求）和邊際彈性能力（環(huán)境資源）不相匹配時，個體的緊張感、壓力水平和沖突體驗更為強烈，因此更有可能發(fā)生工作/家庭沖突（馬紅宇等，2014）[19]。偏好工作/家庭分離程度高的高校教師，但如果實際情況和感知到的情況是工作/家庭互相滲透，則可能更容易形成工作/家庭沖突，從而帶來角色的沖突、引發(fā)心理和生理上的壓力、加劇疲勞的體驗和感受，影響健康狀況?；貧w分析的結(jié)果表明，工作/家庭邊界的彈性與意愿不吻合程度每增加1個單位，高校教師過勞程度就會增加0.1738個單位。

（6）距離下次職稱評審的時間越遠，高校教師過勞的程度越低。高校教師是勞動力供給行為可自由安排供給時間的職業(yè)，在短期內(nèi)的供給是以一個明確的短期收入（此處的收入既包括物質(zhì)收入，也包括精神收入）為收入靶，在沒達到收入靶前，收入邊際效用遞增，努力動機很強；一旦達到收入靶后，收入邊際效用遞減，努力動機開始減弱。這可以解釋高校教師職業(yè)生涯的周期型過勞，如面臨要進行職稱評審的時候，過勞現(xiàn)象就會凸顯，而職稱評上后，可能就有所松懈，因為高校教師職業(yè)自由度和靈活度都較大，因此可以自行調(diào)整其努力程度。回歸分析的結(jié)果表明，距離下次職稱評審的時間每增加1個單位，高校教師過勞程度就會減少0.1555個單位。

（四）我國高校教師過勞成因的各變量作用效果

通過每個自變量邊際貢獻的絕對值占所有自變量邊際貢獻絕對值總和的百分比來計算各自變量對因變量的實際作用效果百分比，可以看出：高校教師過勞的微觀層面原因占45.72%，中觀層面原因占43.64%，宏觀層面原因占10.65%，從二級分類來看，工作/家庭關(guān)系對高校教師過勞的形成作用效果最大（24.73%）。從具體變量來看，高校教師過度勞動成因的主要變量作用效果由大到小的排序分別為：工作追求（11.97%）、職稱評審與晉升（10.95%）、人才年輕化趨勢（10.71%）、社會期望（10.65%）、工作/家庭關(guān)系（10.47%）、雜事占用時間（10.00%）、性格特質(zhì)（8.77%）、家務擠占閑暇（8.59%）閑暇偏好（7.15%）、邊界彈性與意愿（5.67%）、距下次職稱評審（5.07%）。具體如下表所示。

五、思考與建議

根據(jù)前文的分析，針對各層次中高校教師過勞成因的顯著影響因素，提出緩解高校教師過勞狀況的一些具體建議。

宏觀層面是戰(zhàn)略引導層：首先，要引導社會輿論和大眾媒體對高校教師建立起合理的、適度的職業(yè)期望和要求，平衡社會大眾對高校教師職業(yè)“神圣化”的渲染，形成恰當?shù)墓娖谕吐殬I(yè)期待；其次，設計彈性的學術(shù)制度，秉持年齡友好型的觀念，避免生理年齡對學術(shù)人才潛能的開發(fā)、保持產(chǎn)生限制和制約；第三，適當?shù)臏p少宏觀政策上過度的外在刺激，如政府各種名目的工程計劃、項目、獎勵、考核、評審與評估等，政策層面減少轉(zhuǎn)嫁給教師的不必要的壓力，營造良好的學術(shù)成長環(huán)境。

中觀層面是要素支持層：首先，高校的行政部門應建立起正確的時間觀念，減少行政事務對高校教師時間造成的任意侵擾；其次，在組織成名學術(shù)競爭的過程中，適當?shù)\標賽制特征，遵從高校教師學術(shù)活動的規(guī)律；第三，權(quán)變的設計組織邊界，創(chuàng)建家庭友好型的組織文化，創(chuàng)建適合高校教師意愿的工作/家庭邊界和關(guān)系，最大限度的保證工作的邊界和高校教師的偏好相匹配；最后，高校的教師發(fā)展中心可以有所作為，為教師提供可持續(xù)性的支持，如：可以提供專門的行政管理服務，幫助高校教師處理繁雜的行政事務；可以通過開展心理工作坊等方式，對高校教師進行心理紓解，使其更為平和的面對工作和事業(yè)；可以提供更有針對性的培訓項目，比如開設改善婚姻關(guān)系、親子關(guān)系等系列講座來促進工作與家庭之間的平衡，幫助其平衡工作和家庭關(guān)系等。

微觀層面是價值驅(qū)動層：首先，高校教師個人要恰當?shù)目创聵I(yè)追求，生活和工作中的各項活動都會帶來自我價值的實現(xiàn)，努力建立起全面活動價值觀；其次，提高對閑暇價值的認識，合理利用閑暇時間來緩解疲勞感受、恢復自身認知資源和身體體力；最后，要加強養(yǎng)生保健的意識，提高對自身健康的重視程度。

需要說明的是，由于受到抽樣樣本自身的影響，某些因素在實證分析結(jié)果中不顯著，這說明它們在普遍情況下對高校教師的過勞影響效果不突出，但具體到個人或某個群體上，這些因素很可能起到了重要作用，因此從這個角度上來講，并不能否定和忽視那些不顯著因素的研究意義，這也是未來進一步研究和探索的空間。

注釋：

①目前我國關(guān)于“過勞死”還沒有具體的醫(yī)學和法學界定標準，報端這樣提出不代表是這些案例是過勞死的具體界定，只是一種表述，但可以肯定的是，這些案例中的高校教師均為長期超時、超負荷工作，缺乏必要的休息。

②由于部分問卷依托問卷星、騰訊問卷等網(wǎng)絡平臺進行發(fā)放，無法獲取具體發(fā)放問卷的數(shù)量，因此無法計算問卷的回收率，故此處只報告問卷的收集數(shù)量和有效問卷率。

③統(tǒng)計分析的計算采取四舍五入的方式，因此百分比總和可能不等于100%。

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（責任編輯 賴佳）