一.   引言

高校青年教师是指40岁以下，在高校专门从事教学、科研工作的专任教师。他们既是新生代中的高学历员工，又是教师行业中的“生力军”，肩负着高校发展、人才培养和知识创新等重要使命因而备受关注。有关高校青年教师现状的调查研究表明，与其他群体相比，他们压力更大、工作满意度更低(Alhija, 2015;李艳博, 2016)^{[1, 2]}。高校青年教师过低的工作满意度不仅不利于高校人才培养和建设，而且会影响个体的工作表现(Yuh & Choi, 2017;聂琦和谢煜, 2018)^{[3, 4]}。因此，如何全面理解和提升高校青年教师的工作满意度已成为各领域关注的焦点。

根据“复杂人”假设，高校青年教师的需要是多方面的，他们是否对工作产生满意，关键在于高校的状况是否同他们的需要结构相一致。25—40岁阶段于高校青年教师而言，不仅是事业发展的黄金时期，而且是组建家庭、抚养子女、赡养父母的档口，同样需要倾注大量时间和精力于家庭领域，寻求资源和机会满足该领域的需要。以往研究多是基于需要满足理论(周杨和石青, 2009; Ghavifekr & Pillai, 2016)^{[5, 6]}和心理契约理论(肖玺, 2005)^[7]，从激励视角分析薪酬水平、科研教学任务、晋升考核、人际关系、组织氛围和领导风格等对工作满意度的影响，仅侧重于他们在工作领域的需要因素。根据资源保存理论，高校青年教师投入资源满足其在工作、家庭任一领域的需要时，由于资源的稀缺性必然致使另一方需要无法得到满足，进而导致工作家庭失衡(兰文杰等, 2018; Direnzo et al, 2011; Yang et al, 2000)^[8—10]。工作家庭失衡会导致较低的工作满意度和家庭满意度(费小兰等, 2017; Brough et al, 2010)^{[11, 12]}。换言之，高校青年教师的工作家庭平衡有助于其工作满意度的提升。

工作家庭平衡代表了个体为保护资源、避免损失、减少情绪耗竭而达到的一种协调状态(Frone et al, 1992)^[13]，被视为有价值的资源(曹霞和瞿皎姣, 2014)^[14]。资源保存理论表明，当面临资源损失时，个体会主动采取行动投入其他资源以防资源继续丧失。随着工作家庭平衡的前因变量由个体、家庭和工作领域变量的独立作用转向各因素的相互作用，作为个体与组织交互变量的人-组织匹配逐渐引起学者关注(马丽, 2015)^[15]。人-组织匹配是一种强大而积极的资源，个体会充分利用这些资源来处理工作家庭关系，缓解工作家庭冲突，促进两者平衡(郑世林和夏福斌, 2017)^[16]，由此产生的积极体验会溢出到工作领域进而影响个体的工作满意度(Wayne et al, 2017)^[17]。

因此，本文基于资源保存理论以高校青年教师为研究对象，探讨人-组织匹配三维度与工作满意度的关系及作用机制，旨在揭示工作家庭平衡在人-组织匹配与高校青年教师工作满意度之间的中介效应，丰富人-组织匹配和工作满意度的相关研究，为提升高校青年教师的工作满意度提供指导与借鉴。

二.   文献综述及研究假设

一   人-组织匹配

人-组织匹配(Person-Organization Fit)是个人-环境匹配的重要方面，指的是个体特征和组织特征的一致性或兼容性(Kristof, 1996)^[18]。其模型研究结果包括单维度(Chatman, 1989)^[19]、两维度(Muhinsky & Monahan, 1987; Cable & Judge, 1994)^{[20, 21]}和三维度(Kristof, 1996)^[18]等。其中，单维度指的是个体和组织在规范、价值观、态度等方面的一致性；两维度模型中，Muhinsky & Monahan(1987)^[20]认为人-组织匹配既包括价值观一致性(Value Congruce)又包括互补性(个体具有满足组织需要的资源)，而Cable & Judge(1994)^[21]认为人-组织匹配包括组织提供的资源满足个体的需求，被称为“需求-供给匹配”(Needs-Supplies Fit)和个体具有满足组织要求的能力，被称为“要求-能力匹配”(Demands-Abilities Fit)。Kristof(1996)^[18]对单维度和两维度进行整合，得出既包括一致性又包括需求-供给匹配和要求-能力匹配的三维度模型，得到学者们的广泛认同和普遍使用，本文采用该模型。

人-组织匹配自提出以来，引起国内外众多学者的关注。其结果变量大多体现在个体的工作态度和工作表现方面，如提高工作满意度(童红霞和王顺洪, 2018; Chen et al, 2016)^{[22, 23]}和组织承诺(Straatmann et al, 2017)^[24]、降低离职倾向(王辉和彭倩, 2017; Rani & Samuel, 2018)^{[25, 26]}和工作压力(李旭, 2016)^[27]、促进组织公民行为(Teimouri et al, 2015)^[28]、创新行为(Afsar & Badir, 2015)^[29]和角色外行为(奚玉芹等, 2013)^[30]等。部分学者探究了人-组织匹配与工作态度的影响机制，如需要满足显著调节人-组织匹配对工作满意度的影响(Chaturvedi & Dubey, 2016)^[31]；上级支持部分中介人-组织匹配与工作满意度的关系(Chen et al, 2016)^[23]。随着研究的深入，学者逐渐探讨人-组织匹配不同维度与结果变量的直接效应，赵慧娟和龙立荣(2009)^[32]发现需求-供给匹配对工作满意度的影响效应最强，要求-能力匹配对工作满意度没有显著作用；樊耘等人(2014)^[33]认为价值观一致性更能影响工作满意度。鉴于此，有必要进一步探究不同维度与工作满意度的影响效应，并丰富其作用机制。

二   人-组织匹配与工作满意度

工作满意度(Job Satisfaction)是员工对工作的情感导向，可被视为对工作的整体感觉或是对工作各方面的相关态度(Hoboubi et al, 2016)^[34]，其影响因素体现在工作本身、薪酬、晋升、同事间关系、价值观和组织管理方面(李旭, 2016)^[27]。此外，从资源保存理论视角，资源存量也会影响人们的满意状态和积极行为(李燕萍等, 2017)^[35]。资源保存理论描述资源在个体和社会环境之间交互作用的过程，人们在追求幸福和成功的过程中，总是积极努力地维持、保护和构建他们认为的宝贵资源(曹霞和瞿皎姣, 2014)^[14]。人-组织匹配作为资源会直接影响个体对组织的满意度(Bretz & Judge, 1994)^[36]，其不同“匹配”类型与工作满意度的影响维度均相关(马丽, 2015)^[15]，可围绕资源保存理论从价值观一致性、需求-供给匹配和要求-能力匹配三个维度分析人-组织匹配与工作满意度的关系。

第一，与组织价值观一致的个体可以获得社会资本和心理资本，进而会提升对工作或组织的满意度(奚玉芹等, 2013)^[30]，而个体工作价值观与组织价值观匹配度较低的新生代员工更易产生消极情感，引发对组织和工作不满的可能性越大，离职意向越高(王辉和彭倩, 2017)^[25]。第二，个体极为重视和珍惜的资源可以满足个体需求，需要得以满足能够促进工作满意度的提升(Chaturvedi & Dubey, 2016)^[31]。组织供给与新生代知识型员工自我期望越匹配，越易产生情感承诺，对组织的满意度越高(王聪颖和杨东涛, 2017)^[37]，并且人-环境匹配理论认为人-组织匹配会增强个体的满足感，产生满足的员工将会有更多的积极情绪体验(Edwards, 2008)^[38]。第三，当个体所具有的能力和知识不能满足组织要求时，他对资源的损耗比较敏感，一方面会产生较大的心理压力和情绪耗竭，另一方面为缩小差距和调整情绪会消耗其他资源，从而产生较低的心理幸福感(曹霞和瞿皎姣, 2014)^[14]。由此，本文提出以下假设：

假设1a：价值观一致性对工作满意度具有显著的正向影响。

假设1b：需求-供给匹配对工作满意度具有显著的正向影响。

假设1c：要求-能力匹配对工作满意度具有显著的正向影响。

三   工作家庭平衡的中介作用

工作家庭平衡(Work-Family Balance)既可理解为在工作和家庭领域最少的角色冲突(Clark, 2001)^[39]，也可视为在工作和家庭领域的时间平衡、卷入平衡和满意平衡(Greenhaus et al, 2003)^[40]或者是一个双重指向的、同时包括冲突和促进的四维度构念(马丽, 2015)^[15]。在中国文化情境下，工作和家庭是个体生命中最为重要的两个领域，无论是学术界还是人力资源管理实践，工作家庭平衡的研究受到人们的持续关注。

Fu & Shaffer(2001)^[41]通过实证分析，发现工作家庭关系的前因变量可归结为“需求”和“资源”两类。由于资源具有稀缺性，承担多种角色容易消耗个体的资源，当个体资源不足以满足工作和家庭两个领域时，会导致工作家庭间的消极关系。根据资源保存理论的资源溢出效应，个体在某一领域积累的资源可以溢出到另一领域发挥作用。首先，当个体价值观与组织价值观一致时，个体有较高的认同感和被认可感，产生积极的工作行为和高昂的情绪(樊耘等，2014)^[33]会积极渗溢到家庭领域，促进家庭关系的提升(唐汉瑛等，2007)^[42]。其次，当个体需求与组织供给匹配时，组织特征满足个人的需要，这种匹配会降低个人冲突水平(Edwards & Rothbard, 1999)^[43]，进而促进工作家庭平衡。同时，个体从组织中获得灵活工作时间(Direnzo et al, 2011; Brough et al, 2010)^{[9, 12]}、同事协作关系、经济收入、培训晋升机会等收益，可以提升个体在家庭领域的角色表现(林雪莹等，2016)^[44]，促进工作家庭增益(马红宇等，2014)^[45]。组织为个体提供科研支持、上级支持(Siu et al, 2010)^[46]、社会资本、集体效能感等资源能够使得家庭领域的机能水平获得提升，实现工作家庭助长(Wayne et al, 2017)^[17]。最后，当员工能力与组织要求匹配时，员工更有时间、精力和积极情绪去完成家庭角色要求，从而增强家庭领域的和谐^[47]。此外，个体由于工作投入或因自身具有工作所需的岗位要求而从组织中获得激励因素时，会提高员工的工作满足感和成就感。这些资源可以扩展到家庭领域，给家庭成员乃至整个家庭带来积极的改变，从而实现工作家庭促进(唐汉瑛等, 2007)^[42]。

工作-家庭关系具有开放性、动态性和交叉性的特点，二者相互影响(郑世林和夏福斌，2017)^[16]，工作家庭平衡产生的积极情绪体验会扩展到工作领域，溢出影响个体的工作态度和行为。同时，工作家庭失衡是个体重要的压力源之一，会降低工作满意度(张琪和张琳，2018)^[48]。研究发现，工作家庭平衡不仅可以为个体带来更高的生活质量，也可以为个体带来更好的工作体验(Carlson et al, 2011)^[49]，降低角色冲突带来的消极体验，提升工作满意度(Dodaldson & Ko, 2010)^[50]。吴明霞(2006)以中小学教师为研究对象，发现工作家庭平衡可以显著影响教师的工作满意度^[51]。邱林(2010)提出工作满意度是工作家庭平衡的一个重要结果变量^[52]。工作满意度受工作家庭平衡的影响，工作家庭平衡水平越高，个体工作满意度越高(Bedeian et al，1988；Allen et al，2000)^{[53, 54]}。

根据资源保存理论，资源对个体具有激励作用，资源丰富的个体会产生积极的工作态度和工作行为(曹霞和瞿皎姣，2014)^[14]。人-组织匹配对个体而言，属于一种支持性资源，会激励员工产生积极的工作态度。同时，由资源补偿效应可知，个体从人-组织匹配中累积的资源可用于其他需要平衡、调节、消耗资源的领域(如家庭领域)，降低其他资源损失的风险，促进工作家庭平衡。此外，工作家庭平衡可以减少个体的角色冲突，使个体紧张感和压力减少(Zhao et al, 2016)^[55]，个体可以有积极的情绪和充足的精力去完成组织中的员工角色。资源增值螺旋原则表明个体资源拥有量较多时，更有可能实现资源的增值和获取新的资源。工作家庭平衡的员工，为了实现资源的增值，会对组织进行资源投资，产生更为积极的体验评价和工作满意度。鉴于此，从人-组织匹配中获得心理资源或物质资源的个体，通过工作家庭平衡的中介作用，对工作产生满意以获得更多有价值的资源。朱雅婷(2018)通过实证研究，证实了工作家庭平衡在工作紧张和生活满意度之间发挥着中介作用^[56]。此外，也有研究证实工作家庭平衡在资源支持和工作满意度之间的中介作用(兰文杰等，2018; Wayne et al, 2017)^{[8, 17]}。由此，本文提出以下假设。

假设2a：工作家庭平衡在价值观一致性与工作满意度间起中介作用。

假设2b：工作家庭平衡在需求-供给匹配与工作满意度间起中介作用。

假设2c：工作家庭平衡在要求-能力匹配与工作满意度间起中介作用。

本文的理论模型如图 1所示。

图  1  人-组织匹配与高校青年教师工作满意度的关系模型示意图

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三.   研究方法

一   研究样本

本研究根据各高校官方网站提供的教师信息，筛选出高校青年教师(40岁以下)并向其发送内容为“问卷星”形成的电子版问卷链接和二维码的电子邮件，以回收调查数据。被调研对象分布于安徽、东北、上海、河南等7个省份，涉及一线、二线和三线城市共20所高等院校。此次共发放问卷320份，剔除数据缺失或所有题项均为同一数值的无效问卷后，得到有效问卷229份，问卷有效回收率为71.6%。其中，性别方面，男性占71.5%，女性占28.5%；年龄方面，29岁及以下的占4.4%，30—34岁的占54.4%，35—39岁的占41.2%；婚姻状况方面，已婚占90.4%，未婚占9.6%；工作年限方面，3年及以下占36.4%，4—6年占36%，7—9年占14.5%，10年及以上占13.1%；职称方面，讲师占64.5%，副教授占33.8%，教授占1.8%。

二   变量测量

本研究变量测量所使用的量表均选取国外成熟量表，并经过国内学者“回译”，验证了在中国文化背景下的有效性后，得出其具有较好的信度。具体测量时，所有量表均采用Likert 7点评分法，从1—7表示“完全不符合”到“完全符合”。

1   人-组织匹配

该变量的测量采用Cable和DeRuer(2002)^[57]开发的量表，包括三个维度，即价值观一致性、需求-供给匹配和要求-能力匹配，每一维度包含3个题项，共9个题项，如“我个人的价值观与学校的价值观非常相似”“我的工作可以给予我理想中的物质和精神资源”等。价值观一致性量表的Cronbach’s α值为0.929，需求-供给匹配量表的Cronbach’s α值为0.830，要求-能力匹配量表的Cronbach’s α值为0.751。三个量表的Cronbach’s α值均大于0.7，表明可靠性均在可接受范围之内。

2   工作家庭平衡

该变量的测量采用Martins等人(2002)^[58]开发的量表，共3个题项，均为反向条目，如“我的工作经常使我没办法跟家人朋友在一起”“我经常会把工作中的焦虑和烦恼带到家庭生活中”和“我经常会因为工作没办法参加家庭的重要活动”。本研究中，该量表的Cronbach’s α值为0.794。

3   工作满意度

该变量的测量采用Brayfield & Rothe(1951)^[59]开发的量表，共4个题项，如“我对目前工作前景感到满意” “大部分时间我都对工作充满热情”等。本研究中，该量表的Cronbach’s α值为0.863，具有较高的信度。

4   控制变量

根据以往有关工作满意度的研究，性别、职称、婚姻、工作年限等均已被证实对高校青年教师处理工作家庭关系和工作满意度有一定的影响(李艳博，2016)^[2]。此外，有关人-组织匹配的研究较多学者将年龄、学历、性别、婚姻等列为控制变量，以增强研究有效性(Chen et al, 2016;Straatmann et al, 2017)^{[23, 24]}。鉴于此，本研究将高校青年教师的性别、婚姻、工作年限和职称等人口变量作为控制变量。

三   数据分析法

本研究的数据分析包括两个方面：运用结构方程模型对价值观一致性、需求-供给匹配、要求-能力匹配、工作家庭平衡和工作满意度的构成维度进行验证；采用SPSS 20.0分析软件，运用多元回归分析方法检验价值观一致性、需求-供给匹配、要求-能力匹配、工作家庭平衡和工作满意度间的相关系数，运用因果步骤法检验工作家庭平衡的中介效应。

四.   研究结果

一   区分效度检验

本文使用Amos22.0对数据结果进行验证性因子分析，分别构建单因子模型、两因子模型、三因子模型、四因子模型和五因子模型(见表 1)，以检验整体问卷各变量的区分效度。由表 1可知，相比于其他四种因子模型，五因子模型的拟合效度最为理想(X²/df=2.118，RMSEA=0.07，CFI=0.947，IFI=0.947，TLI=0.932，NFI=0.905，RFI=0.878)，结果表明研究所涉及的5个变量具有良好的区分效度，且确实代表了5个不同的变量。

表  1  验证性因子分析

模型	组合	df	X2	X2/df	RMSEA	CFI	IFI	TLI	NFI	RFI
五因子模型	V、N、D、W、J	94	199.10	2.118	0.070	0.947	0.947	0.932	0.905	0.878
四因子模型	V、N+D、W、J	98	303.31	3.095	0.096	0.896	0.897	0.872	0.855	0.822
三因子模型	V+N+D、W、J	101	488.02	4.832	0.130	0.803	0.805	0.766	0.766	0.722
二因子模型	V+N+D、W+J	103	547.03	5.311	0.138	0.774	0.776	0.737	0.738	0.695
单因子模型	V+N+D+W+J	104	700.72	6.738	0.159	0.697	0.699	0.650	0.664	0.613
注：V为价值观一致性，N为需求-供给匹配，D为要求-能力匹配，W为工作家庭平衡，J为工作满意度；“+”表示两个变量组合。

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二   变量的描述性统计分析

各变量的均值、标准差及相关系数如表 2所示。从表 2中可以看出，价值观一致性与工作满意度呈显著正相关关系(r=0.588，p < 0.01)；需求-供给匹配与工作满意度呈显著正相关关系(r=0.651，p < 0.01)；要求-能力匹配与工作满意度呈显著正相关关系(r=0.484，p < 0.01)。价值观一致性与工作家庭平衡呈显著正相关关系(r=0.329，p < 0.01)；需求-供给匹配与工作家庭平衡呈显著正相关关系(r=0.325，p < 0.01)；要求-能力匹配与工作家庭平衡呈显著正相关关系(r=0.310，p < 0.01)；工作家庭平衡与工作满意度呈显著正相关关系(r=0.388，p < 0.01)，这为本文的研究假设提供了初步支持。

表  2  变量间描述性统计分析

变量	M	SD	1	2	3	4	5	6	7	8	9
1.性别	1.290	0.452	1
2.年龄	2.370	0.567	-0.033	1
3.工作年限	2.040	1.019	0.107	0.528**	1
4.职称	2.370	0.520	-0.042	0.309**	0.269**	1
5.价值观一致性	3.621	1.255	-0.026	-0.094	-0.065	0.062	1
6.需求-供给匹配	3.601	1.135	0.011 0	-0.062	-0.057	0.166*	0.606**	1
7.要求-能力匹配	4.857	1.106	-0.044	-0.002	-0.040	0.060	0.399**	0.412**	1
8.工作家庭平衡	4.004	1.173	0.028	-0.079	-0.030	-0.061	0.329**	0.325**	0.310**	1
9.工作满意度	4.456	1.141	-0.064	-0.127	-0.126	0.129	0.588**	0.651**	0.484**	0.388**	1
注：*表示p < 0.05;**表示p < 0.01;***表示p < 0.001，N=229, 下同。

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三   假设检验

1   人-组织匹配的主效应

从表 3的模型4直接效应的回归结果可知，价值观一致性与工作满意度、需求-供给匹配与工作满意度、要求-能力匹配与工作满意度具有显著的正向影响(r=0.248、0.393、0.214，p < 0.001)，且需求-供给匹配的影响效应最强(r=0.393)，其次是价值观一致性(r=0.248), 而要求-能力匹配的影响效应最弱(r=0.214)。因此，假设1a、假设1b、假设1c得到支持。

表  3  假设检验结果

变量	工作家庭平衡			工作满意度
	模型1	模型2		模型3	模型4	模型5
控制变量
性别	0.100	0.016		-0.050	-0.046	-0.048
年龄	-0.119	-0.086		-0.135	-0.073	-0.061
工作年限	0.105	0.133		-0.102	-0.054	-0.073
职称	-0.520	-0.120		0.196	0.071	0.088
直接效应
价值观一致性		0.157*			0.248***
需求-供给匹配		0.174*			0.393***
要求-能力匹配		0.189**			0.214***
中介效应
价值观一致性						0.126***
需求-供给匹配						0.169***
要求-能力匹配						0.102***
工作家庭平衡						0.140**
R2	0.016	0.185		0.059	0.534	0.549
△R2		0.169		0.059	0.475	0.016
F值	0.908	7.151***		3.465**	35.946***	33.381***
注：R2为回归方程的决定系数，△R2为决定系数变化值。

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2   工作家庭平衡的中介效应

根据Baron和Kenny(1986)^[60]中介检验方法，第一步检验自变量(价值观一致性、需求-供给匹配、要求-能力匹配)对因变量(工作满意度)是否存在显著影响，假设1a、假设1b、假设1c已验证成立。第二步，检验自变量(价值观一致性、需求-供给匹配、要求-能力匹配)对中介变量(工作家庭平衡)是否存在显著影响。由表 3的模型2直接效应的回归结果可知，价值观一致性与工作家庭平衡、需求-供给匹配与工作家庭平衡、要求-能力匹配与工作家庭平衡具有显著正向相关(r=0.157、0.174，p < 0.05；r=0.189，p < 0.01)。由此，工作家庭平衡的中介效应的前提条件成立。第三步，检验自变量(价值观一致性、需求-供给匹配、要求-能力匹配)和中介变量(工作家庭平衡)对因变量(工作满意度)的影响。模型5中将工作家庭平衡引入回归方程模型，结果显示工作家庭平衡与工作满意度有显著正向影响(r=0.140，p < 0.01)，价值观一致性与工作满意度的影响作用减弱(从0.248^***减少到0.126^***)、需求-供给匹配与工作满意的影响作用减弱(从0.393^***减少到0.169^***)、要求-能力匹配与工作满意度的影响作用减弱(从0.214^***减少到0.102^***)。这表明工作家庭平衡在人-组织匹配三维度(价值观一致性、需求-供给匹配、要求-能力匹配)与工作满意度的关系中发挥了部分中介作用。此外，使用重抽样自助法对中介效应做进一步检验^[61]。选取5 000样本量，95%的置信区间为[0.204, 0.408]，结果不包含0，说明工作家庭平衡的中介效应显著。由此，假设2a、假设2b、假设2c得到进一步支持。

五.   结论与讨论

一   研究结论

本文旨在探讨人-组织匹配与高校青年教师工作满意度的关系和影响机制，得到以下三点结论。

1.人-组织匹配的三个维度，即价值观一致性、需求-供给匹配和要求-能力匹配均能够正向预测高校青年教师工作满意度，即价值观一致性越高，高校青年教师的工作满意度越高；需求-供给匹配越高，高校青年教师工作满意度越高；要求-能力匹配越高，高校青年教师工作满意度越高。

2.人-组织匹配的三维度对高校青年教师的影响效应由强到弱依次为：需求-供给匹配、价值观一致性、要求-能力匹配，这与赵慧娟和龙立荣(2009)的研究结论一致^[32]。

3.工作家庭平衡在人-组织匹配三维度与高校青年教师工作满意度的关系中起到部分中介作用，即工作家庭平衡在价值观一致性、需求-供给匹配、要求-能力匹配与高校青年教师工作满意度之间起到部分中介作用。

二   理论贡献

1.丰富了学界对人-组织匹配与高校青年教师工作满意度的认识。以往关于人-组织匹配与工作满意度的关系研究，主要是从人-组织匹配的整体或单一维度出发，探究其对工作满意度的影响。本文从人-组织匹配的三维度分别探讨它们与高校青年教师工作满意度的关系，揭示了人-组织匹配三个维度对高校青年教师的影响差异，效应由强到弱依次为需求-供给匹配、价值观一致性、要求-能力匹配，为更清晰地理解人-组织匹配与工作满意度的关系提供了帮助，同时也回应了学者王忠(2010)^[62]和尹艳玲(2017)^[63]的提议：未来的研究方向需要考虑不同内容维度对工作满意度的影响及差异。

2.丰富了人-组织匹配与工作满意度的影响机制。自人-组织匹配提出以来，多数研究是围绕其对工作满意度的直接影响，较少学者探讨其他变量对匹配和工作满意度的中介或调节作用。在倡导“家和万事兴”的中国情境下，普遍而言，个体的家庭观念较为强烈，对家庭关系较为重视，同时工作领域又是个体长期所处的环境，两者之间会彼此影响。因此，在中国情境下的人-组织匹配与工作满意度研究将工作家庭平衡视为中介变量具有一定的合理性。本文以作为特殊群体的高校青年教师为研究对象，探讨其两个最重要的领域——家庭和工作领域之间的交互作用，验证了工作家庭平衡在人-组织匹配与工作满意度的关系中起到部分中介作用，丰富了人-组织匹配对工作满意度影响的中介机制。

3.扩展了人-组织匹配与工作满意度两者关系的理论视角。以往有关人-组织匹配与工作满意度的研究多是基于匹配理论、社会认同理论、需要满足理论以及A-S-A模型，以公司员工为研究对象进行解释和论述。本文从工作家庭关系视角，基于资源保存理论的补偿效应、增值螺旋效应和资源溢出效应解释高校青年教师的人-组织匹配与其工作满意度的影响机制。即人-组织匹配度高的员工，拥有充足的工作领域资源，这些资源可以有效补偿家庭领域资源的不足，从而有助于高校青年教师处理工作家庭冲突，促进平衡；同时，由资源增值螺旋效应，拥有充足资源的个体更易获得新的资源，实现资源增值，累积的资源会激励员工产生积极的工作态度，如工作满意度；另外，个体从人-组织匹配中获得的丰富资源，可以有效溢出到家庭领域，促进家庭平衡，而从家庭和睦中得到的资源同样可以溢出到工作领域，进而产生工作满意度。

三   管理启示

从不同角度探讨人-组织匹配与高校青年教师工作满意度的关系，对于学校提升青年教师的工作满意度具有现实意义。可从以下两方面采取措施。

1   提高人-组织匹配水平

人-组织匹配程度直接影响员工的工作满意度，且需求-供给匹配对高校青年教师工作满意度的影响最强，其次是价值观一致性。因此，学校首先要重点实现需求-供给匹配，满足保健因素，加强激励因素。学校需要提供必要的科研支持，如扩展查阅文献资料的途径、增加科研经费、购置试验设备、保障后勤服务、改善工作环境和管理政策等以降低不满意；提供个性化发展和培养兴趣爱好机会，使其获得赞赏和肯定，及时对他们取得的成果进行奖励，增强成就感，制定既有挑战性但经过努力又能实现的目标，增强责任感实现自我价值等以提升工作满意度。其次，学校在招聘选拔时，不但要考察知识、技能和经验，更要注意个体价值观与学校价值观的匹配程度，可以通过主观测量、匹配度直觉测试以及Q分类可观测量等方式进行考察(李野，2014)^[64]。最后，加强培训、提供更多的发展机会。学校应尽量提供丰富多样的培训机会、专业支持、交流深造机会、学术资源、在职学习机会、组建科研协会以及加强师徒制帮扶计划等，促进高校青年教师持续成长，实现教师能力和岗位要求的匹配，进而提升工作满意度。

2   促进工作家庭平衡

在中国文化情境下，回报父母、家庭幸福对于40岁以下的高校青年教师而言，是其努力工作的奋斗目标和动力源泉。研究结论也证实了工作家庭平衡在人-组织匹配与高校青年教师工作满意度的关系中起到中介作用。因此，为提升高校青年教师的工作满意度，校方提供支持满足其家庭领域的需求、促进工作家庭平衡显得尤为重要。例如，提供有效处理工作家庭关系的咨询服务和培训辅导实现资源的补偿，帮助高校青年教师获得家庭领域的知识、经验、技能和积极体验，实现资源溢出，从而提升工作满意度；建立健全家庭友好计划、制定“弹性工作网”，提供非全日工时制和灵活的工作地点，实施成果中心工作时间制、工作分享、时间购买计划、缩短法定工作时间、提供或延长休假等，为高校青年教师履行家庭职责提供支持；塑造家庭友好文化促进校方和青年教师价值观匹配，培训家庭支持性主管领导风格，倡导家庭支持性主管行为，增强领导者的家庭支持意愿和行为履行，使工作家庭关系友好计划制度依托于友好文化而得以运作，真正实现“人文关怀”和“人本管理”。此外，高校还可以通过提供个性化福利政策的激励方式提升高校青年教师的工作满意度，如为高校青年教师提供福利清单，使其根据自身需要和实际情况选择更有利于自身和家庭的福利项目，包括提供托儿所和老人院服务优惠政策、家庭日等。

四   研究局限与未来展望

本文也存在一些不足和需要改进的方面。首先，对高校青年教师的人-组织匹配、工作家庭平衡和工作满意度的测量存在同源性误差，限制了研究结果的客观性。因此，未来的研究应尽量使同一份问卷的数据收集多源化，如有关人-组织匹配三维度的价值观一致性、需求-供给匹配和要求-能力匹配可以同时由上级主管评定、工作家庭平衡可以由家庭成员填写等，或者通过设计情景，借用实验仪器收集相关感知数据以增强研究的客观真实性。其次，仅验证了工作家庭平衡在人-组织匹配与工作满意度之间的中介作用，未涉及调节变量的探讨。今后的研究需要考虑，如主动性人格、成就动机、自主性等调节变量，以便更全面地揭示人-组织匹配、工作家庭平衡与工作满意度之间的作用机理。最后，根据现在的分析结果可以发现，加入中介后的R²变化值较小，表明中介作用可能较弱。虽然中介效应较弱，但其仍然是显著可接受的，这样的结果在已有研究中也比较常见(Zhang等, 2014)^[65]。因此，未来的研究应该扩大样本规模，使用较大变化的样本以便观察到更有说服力的结果。