应对效能、工作压力与教师职业枯竭的关系，本文主要内容关键词为：效能论文,工作压力论文,教师职业论文,关系论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
分类号B844.3
1 引言
Burn-out本意是指精疲力竭，美国临床心理学家Freudenberger于1974年首次将它引入心理学领域，用来代表助人行业中的职业枯竭现象，即那些助人行业的人们因为工作时间过长，工作量过大，工作强度过高所经历的一种疲惫不堪的状态[1]。关于职业枯竭的表现形式，获得较多认同的是1981年Maslsch等人确定的职业枯竭的三个核心成分：（1）情绪衰竭，指个体情绪情感处于极度疲劳状态，工作热情完全丧失；（2）非人性化，指个体以消极、否定或麻木不仁的态度对待来访者；（3）低个人成就感，指个体评价自我的意义与价值的倾向降低[2]。这一职业枯竭的三维模型提出后，得到了理论界的广泛认同，绝大部分的相关研究都沿用了这一模型，且证明其具有跨文化、跨行业的稳定性。
在过去的二、三十年间，职业枯竭已成为西方组织行为与人力资源管理领域中研究的重要课题，教师职业枯竭是职业枯竭的相关研究在教学领域的延伸。因为教学工作本身就是一种压力情境，教师要面对的是个体差异越来越大的学生，复杂度越来越强的教学任务，家长的过度要求，社会的过高期望……久而久之，这些都会损耗教师的工作士气与热情，导致教师自身的枯竭[3]。
Durham将职业枯竭视为工作压力的一种极端形式，认为职业枯竭是不可调和的压力的产物[4]。职业压力（特别是来自考试、人际关系、工作负荷的压力）将导致中小学教师出现情感衰竭和人格解体症状，职业压力越大，则职业枯竭的程度就越严重[5]。王文增发现，小学教师职业压力与职业枯竭存在显著正相关。职业压力对职业枯竭有预测作用，工作负荷和自我发展能预测情绪衰竭维度，职业期望能预测低个人成就感维度，工作负荷和人际关系可以预测人格解体维度[6]。徐晓宁也证实，教师职业压力越大，职业枯竭就越严重[7]。徐富明通过职业压力和职业枯竭间的相关分析得出结论：考试压力、工作负担压力、角色职责压力、聘任压力、职业发展压力、人际关系压力与情感衰竭有显著正相关；人际关系压力与低成就感有显著的正相关，与去个性化有显著正相关[8]。徐富明经过进一步的回归分析探讨了职业压力各因素对职业枯竭三个维度的预测作用，结果发现：人际关系压力和聘任压力对情感衰竭具有正向预测作用，人际关系压力对低成就感具有正向预测作用，人际关系压力对去个性化具有正向预测作用，职业声望压力对去个性化具有负向预测作用[8]。
另外，教师职业枯竭往往表现为生理耗竭、才智枯竭、情绪衰竭、价值衰落、去人性化和攻击行为增多，教师本人的应对情况和强度如何作用于教师职业枯竭，也是颇有现实意义的问题。有人将这一面对应激情境的自我效能定义为应对效能（coping self-efficacy），即个体处于应激状态时对自己能否成功应对所具有的信心，是对自己应对能力的评价[9]。在此方面，国内童辉杰编制了应对效能量表，并通过研究证实了应对效能存在极其重要作用[10]。我们也将教师的应对效能这一变量引入职业枯竭的研究中。
在中国基础教育系列中，高中阶段教师承担着学生升学、掌握技术技能的重任，是教学压力较大、工作负荷较重、职业枯竭较为突出的人群。目前高中阶段教师的职业枯竭现状怎样？与其他因素的关系如何？本研究从教师的应对效能、工作压力出发探讨它们对教师职业枯竭的影响。
2 研究方法
2.1 样本
在济南市、青岛市、德州市选取29所高中阶段学校，其中普通高中14所，职业中学15所。选取教师763人，在学校类型上缺失信息1人，普通高中教师353人，有效百分比46.3％，职业中学教师409人，有效百分比53.7％。在性别上缺失信息75人，女教师415人，有效百分比为60.3％，男教师273人，有效百分比为39.7％。年龄平均数为32.90岁，标准差为7.862；教龄平均数为10.55年，标准差为8.249。综合人口学统计量及问卷的回答情况，问卷的回收率在90％以上。
2.2 工具
2.2.1 应对效能量表
采用童辉杰编制的“应对效能量表”[10]。本量表包括三个因子，分别是：（1）胜任力；（2）认知水平；（3）自信程度。量表的内部一致性信度为0.89。验证性因素分析，项目在对应维度上的因素载荷介于0.537到0.827之间，平均0.707。模型X[2]＝0.563，df＝2，规范拟合指数NFI为1，RFI为1，IFI为1，比较拟合指数CFI为1，近似误差的均方根RMSEA为0.000。模型拟合较好。
2.2.2 教师工作压力源量表
采用许延礼与高峰强2003年编制的“高中教师工作压力源”量表[11]。本量表包括八个因子，分别是：（1）领导与管理；（2）工作负荷；（3）考试与升学；（4）学生；（5）人际关系；（6）自我身心；（7）社会；（8）职业发展与晋升。总量表的内部一致性信度为0.96。验证性因素分析，项目在对应维度上的因素载荷介于0.357到0.769之间，平均0.542。模型X[2]＝21.484，df＝20，规范拟合指数NFI为0.990，RFI为0.982，IFI为0.991，比较拟合指数CFI为0.991，近似误差的均方根RMSEA为0.082。模型拟合较好。
2.2.3 中小学教师职业枯竭量表
采用王芳、许燕的“中小学教师职业枯竭量表”[12]，该量表是在Maslach等人为教师编制的职业倦怠问卷（MBI-ES）的基础上，结合我国中小学教师的实际情况编写的自陈式量表，包含32个项目，采用7点计分，要求被试根据自己体验的频率进行选择。本量表测量了职业枯竭的四个维度，分别是：（1）情绪衰竭；（2）非人性化；（3）认知枯竭；（4）个人成就感降低。经检验具有良好的信度和效度。本研究各分量表的内部一致性信度分别为0.84、0.78、0.86、0.83，总量表的内部一致性信度为0.89。验证性因素分析结果表明，项目在对应维度上的因素载荷介于0.414到0.805之间，平均为0.629；模型整体拟合X[2]＝6.752，df＝2，NFI为0.999，RFI为0.996，IFI为0.999，比较拟合指数CFI为0.999，近似误差的均方根RMSEA为0.056。模型拟合较好。
2.3 统计方法
使用SPSS11.0进行基本统计分析、探索性因素分析等，以AMOS4.0结构方程建模软件进行验证性因素分析。
3 结果
3.1 以人口学变量对调查结果的分析
对应对效能进行的多元方差分析发现，学校类别（F＝4.856，p＜0.05）和性别（F＝5.926，p＜0.05）的主效应显著，其他主效应和交互作用不显著，即职业中学教师的应对效能显著高于普通高中；男教师的应对效能显著高于女教师。在教师压力方面，学校类别（F＝8.283，p＜0.01）的主效应显著。其中，普通高中教师工作压力显著高于职业中学（普通高中M＝141.980，SD＝27.190；职业中学M＝127.606，SD＝27.489；t＝－6.676，df＝646，p＜0.001）。
教师职业枯竭方面，多因变量方差分析表明，学校类别对情绪衰竭（F＝3.957，p＜0.05）、非人性化（F＝4.866，p＜0.05）主效应显著，对其他因变量主效应不显著。主效应显著的情况具体大小关系为：在情绪衰竭方面，普通高中教师显著高于职业中学教师（普通高中M＝30.439，SD＝10.523；职业中学M＝28.149，SD＝8.967；t＝－3.09，df＝690，p＜0.01）；在非人性化方面，普通高中教师显著高于职业中学教师（普通高中M＝21.495，SD＝6.294；职业中学M＝19.952，SD＝5.942；t＝－3.313，df＝690，p＜0.01）。
3.2 各变量的相关矩阵
应对效能、工作压力及其各因素与职业枯竭的四个因素的基本情况及其之间的关系见表1。由表1可见，应对效能、工作压力及其各因素与情绪衰竭、非人性化、认知枯竭均有着极其显著的相关（p＜0.001）。应对效能及其各因素与个人成就感之间也存在着极其显著的相关（p＜0.001）。但是工作压力与个人成就感之间不存在相关，只是工作压力的人际关系因素与个人成就感之间存在相关（p＜0.05）。各个变量之间存在的显著相关表明可以进一步分析三者之间的预测关系。
3.3 应对效能和工作压力各因素对职业枯竭的回归效应
由以上研究表明应对效能、工作压力对教师职业枯竭的预测作用十分显著，但并非应对效能和工作压力的所有因子对教师职业枯竭都具有显著的预测作用，下面进一步探讨应对效能和工作压力中的各个因素对教师职业枯竭的回归效应。
由表2可知，应对效能和工作压力的各因素对教师职业枯竭的回归模型经F检验达到极其显著的效果（p＜0.001），说明应对效能和工作压力各因素对职业枯竭的各因素的预测作用显著，尤其是对情绪衰竭的解释率达到50％。
由表3可知，并非应对效能和工作压力的所有因素而是个别因素对职业枯竭有显著的回归效应。
3.4 应对效能、工作压力对教师职业枯竭的结构方程模型
图1 应对效能、工作压力对教师职业枯竭的结构方程模型
在相关分析和路径分析的基础上，挑选出与教师职业枯竭呈显著相关的自信程度、胜任力、认知水平、工作负荷、考试升学因素和人际关系七个因子，采用AMOS4.0探索应对效能、工作压力对教师职业枯竭的结构方程模型。在最初的模型中，由于没有考虑应对效能与工作压力各因子之间的相关，因此各拟合指数都不太理想。根据模型提供的修正信息，添加应对效能与工作压力各因子之间的相关后，得到第一次修正后结果，各拟合指数如表4。
在通过分析应对效能、工作压力各因子对教师职业枯竭的回归权重中发现，胜任力对情绪衰竭的预测作用未达到显著水平，于是将该预测作用删除，得到第二次修正后结果，各拟合指数都比较理想。
应对效能和工作压力中的七个因子对教师职业枯竭的预测作用如图1所示，基本都达到了极其显著的效果（p＜0.01），只有领导与管理对非人性化、工作负荷对个人成就感的预测作用达到显著效果（p＜0.05）。从图中还可以看到，应对效能、工作压力对情绪衰竭的解释率高达46％，对非人性化的解释率高达33％，对认知枯竭的解释率达31％，对个人成就感的解释率达25％。
4 分析与讨论
4.1 应对效能对教师职业枯竭的预测作用
本研究发现，应对效能对教师职业枯竭具有显著的预测作用。这与童辉杰的研究[10] 结果相同。在情绪衰竭上，自信程度和胜任力的预测作用显著；在非人性化上，自信程度的预测作用显著；在认知枯竭上，自信程度和胜任力的预测作用显著；在个人成就感上，胜任力和认知水平有显著的预测作用。究其原因，可能是自信程度和胜任力高的教师在工作中开朗并充满活力，对工作充满热情，对工作的热爱也往往迁移到人际关系中，因此不易体验到疲劳感和消极的人际关系，自然不易产生职业枯竭。胜任力和认知水平高的人，能充分认识到自己的能力，并能以积极的认知方式解释自己的现实成绩与理想目标之间的关系，从而有较充分的个人成就感。
4.2 工作压力对教师职业枯竭的预测作用
本研究发现，工作压力对教师职业枯竭也具有显著的预测作用，这与王文增[6] 和王芳、许燕[12] 的研究结果相似。对教师职业枯竭有预测作用的工作压力因素有：领导与管理、工作负荷、考试升学因素、人际关系，并且这些因素与情绪衰竭、认知枯竭和非人性化有着极其显著的正相关，这与徐富明等人的研究结果相同[8]。
Schwab研究发现，在下述情况下教师的职业枯竭会降低很多：教学中感到有较高的自主程度和控制感；获得更多参与学校决策的机会；程序公平和分配公平[13]。目前教师在学校管理活动中常常处于边缘状态，没有参与学校管理的权利，这必然会使教师缺乏公理和积极性[14]。因此在一定程度上加强教师对学校管理的参与度，可以帮助教师重塑职业热情和激情，克服职业枯竭感。
教师的工作负荷主要体现在数量和质量两个方面：工作数量负担过重是指要求太多而时间太少；工作质量负担过重与工作的复杂度和个人期望及社会期望有关。感到工作难以满意地完成，工作负荷过重通常被教师认为是一个主要的压力源，其中比较重要的因素包括班级人数过多、频繁的测验与太多的文书工作、社会期望过高等。职业枯竭源于长时间或超负荷的工作压力，这是工作压力和职业枯竭研究所达成的共识[15,16]。
教师的教学绩效往往通过学生的考试成绩来加以衡量，以升学率为主要指标的量化评价体系导致教师的专业地位和社会地位与学生考试成绩直接挂钩。刘云彬指出[17]，在现今学校教育系统中主科教师比非主科教师的地位高。并且，一个教师在学校和社会上的地位往往取决于其所带的班级是否具有较高的升学率或就业率。这必然使教师群体内部发生分化，处于强势的教师获得了更多的特权和利益，而处于劣势的教师则加倍地感受到来自职业的压力，进而更容易产生职业枯竭。
Burke和Greenglass在研究中发现，教师的职业枯竭在极大程度上与教师缺乏社会支持有关。Goodlad[18] 非常关注教师孤立问题，他指出：“在学校中，教师之间在教学或促进学校发展方面彼此的支持关系不仅薄弱而且微乎其微”。在中国，中学教师大多有一些指标任务，同年级同学科的老师在完成指标的时候，存在着你超我赶的现象，这就造成教师之间或明或暗地展开激烈的竞争，教师之间应有的合作遭到破坏。因此，人际关系的不利也是教师产生职业枯竭的主要原因。
4.3 工作压力和应对效能对教师职业枯竭的联合作用
工作压力对教师职业枯竭的预测作用固然比较大，但如果加上应对效能就会进一步提高工作压力对教师职业枯竭的预测作用，即对教师职业枯竭的预测要通过对工作压力和应对效能两个变量的考察来决定。在相同的工作压力下，应对效能高的教师不易产生职业枯竭，反之，则容易产生职业枯竭；当应对效能相当时，面对较大工作压力的教师容易产生职业枯竭，面对较小工作压力的教师则不易产生职业枯竭。
5 结论
应对效能对教师的职业枯竭具有显著的预测作用，自信程度、胜任力对情绪衰竭、非人性化和认知枯竭的预测作用显著，胜任力和认知水平对个人成就感有显著的预测作用；工作压力对教师的职业枯竭具有显著的预测作用，导致教师职业枯竭的工作压力因素有：领导与管理、工作负荷、考试升学因素、人际关系，并且这些因素与情绪衰竭、认知枯竭和非人性化有着极其显著的正相关；通过对工作压力和应对效能的联合考察能够更好地预测教师的职业枯竭。
收稿日期：2006—10—19