高校教师工作倦怠状况及相关因素研究＊

刘乐功 王 鹏 高峰强

工作倦怠(Job burnout),也称“职业倦怠”,国内也有翻译为“工作耗竭”、“职业枯竭”等,它是一种出现在正常人身上的持续的、负性的与工作相关的状态,主要特征为衰竭,以及逐渐出现于工作中的非建设性的态度和行为。工作倦怠作为工作压力与工作应激的特殊表现形式,对员工的工作满意度、离职倾向等多种指标也有预测作用[1]。随着工作倦怠的加重,个体的焦虑和抑郁程度会提高,甚至有可能会引发一些生理疾病包括慢性疲劳、头痛和高血压等[2]。

国内外关于教育领域工作倦怠的相关研究,研究对象大多为中小学教师,高校教师这一群体相对受到忽视。近几年,随着我国高等教育改革的全面推进,教育制度和教育环境的迅速变革,高校教师的工作压力也越来越大[3],工作倦怠问题日益突显,成为高等教育改革与发展的重大问题。围绕高校教师工作压力和工作倦怠出现了一些理论探讨和实证研究。吕娴等以研究型大学教师为被试,相关研究发现教师职业倦怠三因素和教师工作满意度之间呈显著负相关[3]。吕莉在对高校教师工作倦怠与工作满意度和社会支持的关系研究中发现,教师工作满意度总分和教师工作倦怠总分之间基本呈线性关系。线形走向表明两变量之间负相关,即随着教师工作满意度的提高,教师的倦怠程度有下降的趋势,相关分析结果发现二者呈负显著相关[4]。唐芳贵,彭艳对湖南省衡阳市3所高校的220名教师进行问卷调查发现,教师对所从事的工作满意度越高,主动投身工作的热情越高,就越不容易感受到职业倦怠[5]。杨鹏程对高校教师焦虑的成因进行了理论探讨,认为教师对未来不确定性因素的预期增加,焦虑情绪随之有所加重[6]。然而,这些研究主要涉及工作倦怠与某一因素之间的关系,而缺乏对不同影响因素进行综合、系统的研究。

将倦怠视为个体从事一项活动的进程性结局,个体从狂热期进入停滞期后,个体开始缺乏效率、焦虑,工作满意度下降。Staw等认为工作满意度具有倾向性成份(dispositional component),它导致个体留意积极和消极事件的程度不同,进而产生个体满意度的差异[7]。工作倦怠水平越高,个体累积的工作不满意度水平越高。Solomon和Corbit的对抗过程理论认为,个体对唤起情感的环境刺激而产生相应的情感反应有2个过程,主过程和对抗过程。而对抗过程消失的速度低于主过程,个体的情感反应将主要由对抗过程而不是主过程决定。W anous等人发现,如果为了改善工作环境而频繁地进行组织或个体干预,最终会使员工产生消极态度[8]。从这个角度解释,个体或组织为了对抗工作倦怠而进行不断地积极调适和对抗,最终会使个体产生消极态度包括工作不满意。

在以往研究的基础上,本研究以高校教师为被试,以工作压力为自变量,工作倦怠作为中介变量,工作满意度和焦虑为因变量,提出如下假设结构方程模型,见图1。

图1 变量间结构方程模型假设

1 对象与方法

1.1 对象 本研究采用分层随机取样方法,被试样本来自11所高校的教师,涉及文、史、理、工、音乐、美术、医学等专业,共发放问卷1331份,剔除无效问卷后,得到有效问卷1234份,有效率为92.7%。

1.2 研究工具

1.2.1 工作压力问卷 采用李逢超编制的《高校教师工作压力问卷》,共64个条目,其中题目表述,如第24题“科研定量管理,要求越来越高”,选项为5级,即“0没有压力,1较少压力,2一般压力,3较大压力,4很大压力”[9]。量表9个因子(领导与组织结构、人际关系与自我身心、职业发展、工作负荷、工作无乐趣、工作适应、职称评聘与科研、学生、家庭生活)能够解释总变异的62.842%,因子负荷在0.387～0.788之间,平均为0.568,总量表的Cronbachα系数为0.965,各个分量表的Cronbachα系数范围为0.654～0.918。

1.2.2 工作满意度问卷 采用修订后的工作满意度量表(MCMJSS)中文版。共8个项目,其中题目表述,如第3题“目前单位有关工作要求的规章制度”,选项为5级,即“1完全不满意,2基本不满意,3说不清楚,4基本满意,5完全满意”。本样本中,量表Cronbachα系数为0.922,因子负荷在0.602～0.861之间,平均为0.782。

1.2.3 高校教师工作倦怠问卷 采用刘晓丽编制的《高校教师工作倦怠问卷》,共37个题目,其中题目表述,如第5题“我一想到要做科研,就非常烦躁”,选项为5级,“没有,很少有,有时有,大部分时间有,全部时间有”[10]。抽取的4个因子(组织去人性化、个人成就感降低、情绪枯竭、科研耗尽感)能够解释总变异的60.976%,因子负荷介于0.470～0.853之间,平均为0.681。总量表的Cronbachα系数0.954,各个分量表Cronbachα系数范围为0.893～0.930。

1.2.4 焦虑自评问卷 采用国内外应用广泛的焦虑自评问卷(SA S),其中题目表述,如第6题“我手脚发抖打颤”,选项为“1没有或很少有,2有时有,3大部分时间有,4绝大多数或全部时间有”。本样本中量表Cronbachα系数为0.786。

1.3 统计处理 采用SPSS11.5和AMOS 7.0统计学软件包对数据进行处理和分析。

2 结 果

2.1 各变量在人口学因素的差异检验见表1。

表1 各变量在人口学因素的差异()

表1 各变量在人口学因素的差异()

注:＊P＜0.05,＊＊P＜0.01,＊＊＊P＜0.001;婚姻状况其他:#一项包括离异、再婚和丧偶。

工作压力 工作倦怠 工作满意度 焦 虑性 别 男(n=645) 107.178±38.369 50.345±23.780 29.114±5.538 37.305±8.075女(n=587) 103.754±36.655 47.681±21.475 29.525±5.005 34.560±7.621 t 1.598 2.066＊ -1.360 6.122＊＊＊年龄(岁) ＜ 30(n=415) 102.754±36.671 48.396±21.825 29.239±5.345 35.907±7.555 31～ 40(n=535) 107.007±37.783 50.781±23.368 29.169±5.241 35.730±8.431 41～ 50(n=207) 104.526±38.501 49.474±22.457 29.743±5.179 36.689±7.831＞ 50(n=65) 115.121±39.121 37.951±21.260 30.139±5.629 35.709±7.006 F 2.487 6.417＊＊＊ 1.133 0.749婚姻状况 未婚(n=245) 105.962±37.528 48.347±22.968 29.424±4.748 36.396±8.461已婚(n=949) 105.425±37.925 47.112±21.886 29.253±5.459 34.609±6.629其他#(n=27) 104.813±30.101 53.278±25.651 28.082±4.773 35.297±9.114 F 0.025 1.238 0.778 6.212＊＊受教育程度 博士(n=289) 99.832±36.545 46.849±23.277 30.197±4.956 36.558±8.163硕士(n=686) 107.232±38.023 49.871±22.901 29.101±5.417 35.668±8.040本科(n=224) 107.398±37.647 48.541±21.686 29.246±5.248 35.653±7.673 F 2.864＊ 1.530 4.058＊＊ 0.971职 称 正高(n=101) 107.797±36.950 42.971±21.288 30.013±5.090 36.862±8.695副高(n=336) 104.930±37.003 50.230±22.671 29.154±5.278 36.085±7.949中级(n=568) 105.797±37.446 50.738±23.506 29.308±5.297 36.460±8.185初级(n=210) 105.288±38.608 45.779±20.111 29.189±5.533 34.220±6.817 F 0.161 5.289＊＊ 0.721 4.557＊＊任课科目 公共(n=219) 106.539±39.987 52.438±23.771 28.516±5.550 35.736±7.918专业(n=696) 103.499±37.497 47.962±22.462 29.704±5.314 35.977±8.145二者(n=253) 108.635±33.660 51.462±22.788 28.549±5.060 36.392±7.638 F 1.949 4.339＊ 6.846＊＊ 0.422＊＊

工作倦怠得分男性显著高于女性; 焦虑得分男性显著高于女性。工作倦怠在年龄上存在显著差异; 经Scheffe 法事后检验,工作倦怠得分50岁以上被试显著低于30岁以下被试SE=3.01357,P＜0.01;显著低于 31～ 40岁被试,SE=2.96745,P＜0.001;显著低于41～50岁被试SE=3.21206,P＜ 0.01。

焦虑得分在婚姻状况分组上存在显著差异。经Scheffe法事后检验,焦虑得分未婚被试显著高于已婚被试SE=0.50835,P＜ 0.01。

工作压力得分在受教育程度分组上存在显著差异,经Scheffe法事后检验,硕士显著高于博士SE=2.63971,P＜0.05;工作满意度得分在受教育程度分组上存在显著差异,经Scheffe法事后检验,博士显著高于硕士SE=0.37152,P＜0.05。

工作倦怠得分在职称分组上存在显著差异,经Scheffe法事后检验,正高被试显著低于副高被试SE=2.55791,P＜0.05,显著低于中级被试SE=2.43418,P＜0.05;焦虑得分在职称分组上存在显著差异,经Scheffe法事后检验,中级被试显著高于初级被试SE=0.64161,P＜0.01。

工作倦怠得分在任课科目分组上存在显著差异,经Scheffe法事后检验,讲授公共课的被试显著高于讲授专业课的被试SE=1.76522,P＜0.05;工作满意度得分在任课科目分组上存在显著差异,经Scheffe法事后检验,讲授公共课的被试显著低于讲授专业课的被试SE=0.41106,P＜0.05。兼授两种课的被试显著低于讲授专业课被试SE=0.38948,P＜0.05。

2.2 各变量描述统计及相关统计见表2。

表2 各变量描述统计及相关(r,n=1234)

工作压力、工作倦怠、工作满意度和焦虑两两相关,在0.01水平上显著。

2.3 各变量关系模型 根据假设结构方程模型,采用AMOS7.0软件以最大似然估计法考察模型与数据之间的拟合程度,从而对模型进行检验。工作压力与工作满意度直接效应不显著,删除这一路径,重新建模。模型的具体分析结果见图2,模型的拟合指数见表3。从模型各拟合指数来看,各指数均达到良好水平,表明模型可以接受。

表3 结构方程模型拟合指数

从模型结果中可以看出,工作压力能显著预测工作倦怠(β=0.41,P＜ 0.001)和焦虑(β=0.23,P＜ 0.001);工作倦怠显著预测焦虑(β=0.38,P＜0.001)和工作满意度(β=-0.72,P＜0.001)。工作倦怠在工作压力与焦虑之间部分中介效应显著,工作倦怠在工作压力与工作满意度之间完全中介效应显著0.41×(-0.72)= -0.2952。就焦虑而言,工作压力的直接效应为0.23,间接效应为0.41×0.38=0.0758。

图2 工作压力、工作倦怠、工作满意度与焦虑结构方程模型

3 讨 论

3.1 各变量在人口学上的差异分析 不同受教育程度的高校教师工作压力存在显著差异,在其它人口学变量上差异不显著。虽然从表面上看,近年来随着高等学校人事制度改革的纷纷出台,教师的工作压力总体提高了,但是这些制度其实只冲击了一部分人的利益。随着高校教师队伍整体素质的逐年提升,国家和学校的政策导向快速向博士倾斜,硕士作为过渡梯级,利益变化相对最大,体验到的工作压力水平突出,显著高于博士,这是不难理解的。

不同性别、年龄、职称和任课科目的高校教师工作倦怠存在显著差异。工作倦怠水平男性高于女性。50岁后工作倦怠水平显著下降,究其原因,50岁以下的教师相比较而言职业成长和生活压力较大,职业素养和社会地位有待提高,因此体现了很高的工作倦怠。然而对于50岁以上的教师群体而言,他们往往功成名就、安于现状,工作经验丰富、学术成就高、享受待遇较好,因此倦怠程度最低。中级和副高教师显著高于正高教师,教师的职称越高,职业倦怠感就越低,这与实际情况基本相符。讲授公共课的教师显著高于讲授专业课的教师,可能是因为公共课教师主要从事学校通识课教学工作,不大容易被专业教师和大学生所认可,加之科研项目和成果相对较少,在关注专业背景和学术成果的大学环境这一群体表现出低成就感;专业课和公共课双肩挑的教师工作倦怠水平最高,这显示目前“双肩挑”的政策和本人期望之间存在较大反差[3]。

工作满意度是员工对于工作的一种感受,是一种对工作各层面加以评价后,所产生的广泛性态度。不同受教育程度高校教师的工作满意度存在显著差异,博士工作满意度显著高于硕士。这种差异形成的一个很重要原因是源于大学教师的职业特点(教学科研并重)和国家、学校的政策导向。工作满意度受任课科目的影响,这与之前对工作倦怠的影响基本一致。

不同性别、婚姻状况和职称高校教师的焦虑水平存在显著差异。焦虑是个体为了调适外来威胁而产生的一种情绪反应,是一种担忧和缺乏安全的感觉。我国整个教育环境的迅速变化,再加上高校制度改革力度加大,教师对未来不确定性因素的预期增加,焦虑情绪随之有所加重。家庭和事业是中国文化传统或者中国人最为看重的两大支柱,男性的事业心更重,对未来的预期可能更高;未婚被试不但有事业的考虑还有成家的考虑,增加了焦虑情绪;同时已婚被试的焦虑情绪也可能因得到来自家庭成员支持的调节而有所下降。

3.2 各变量之间的关系 高校教师的工作满意度与工作倦怠是直接影响教育质量的关键性问题。二者相关显著得到了众多研究的证实,本研究结果表明,工作倦怠对工作满意度有重要的预测作用。Schaufeli的研究表明,工作满意度是工作倦怠的前因变量[2]。姜勇等采用结构方程模型也证实了教师工作满意度是工作倦怠的前因变量[11]。Arie Reichel和Yorma Neumann(1993)以工作压力和工作倦怠为自变量,以工作满意度为因变量进行回归分析认为,高工作压力和高倦怠使工作者的满意度下降[3]。虽然在以往的相关研究中,假设模型得到了验证,但缺乏纵向研究设计的动态考察。在以后的研究中应关注二者因果关系的实验研究和动态考察。

工作倦怠在工作压力与工作满意度之间完全中介效应显著。工作压力与工作满意度相关显著r=-0.269,P＜0.001,但加入工作倦怠后二者的直接效应消失。工作倦怠的主要特征为衰竭,以及逐渐出现于工作中的非建设性的态度和行为,非建设性的态度包括了工作不满意度。二者同为工作压力基础上产生的认知和评价,可能有相同的产生机制。

工作倦怠在工作压力与焦虑之间部分中介效应显著,工作压力对焦虑的直接效应为0.23,间接效应为0.0758。从数据看工作压力的直接效应占主导。焦虑是个体为了调适外来威胁而产生的一种情绪反应,是一种担忧和缺乏安全的感觉。原因不确定感是指人们对自己和他人的行为,以及周围世界所发生事件因果关系主观上的不确定程度,或认为自己没有足够的能力来理解和发现这种因果关系的自我认知。近几年,我国整个教育环境的迅速变化,再加上高校制度改革力度加大,教师对未来不确定性因素的预期增加,焦虑情绪随之有所加重。可见焦虑是产生在不确定感评价的基础上,可能与工作倦怠评价有不相重合的内容存在。工作倦怠在工作压力和焦虑之间产生的中介效应比例并不十分突出。

本研究在对国内外相关文献综合分析的基础上,选择了与高校教师工作倦怠相关的3个变量工作压力、工作满意度和焦虑,综合地探讨教师工作倦怠与上述变量之间的关系。这有助于丰富高校教师教育和发展的理论,对应对高校教师的工作倦怠提供了参考价值。

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