初中教师生涯适应力发展及与工作满意度和职业倦怠关系的实证研究——以上海市T中学为例

卫红云

（上海市亭新中学 上海 201505）

一、问题提出

初中教育在上海地区被视为决定学生未来教育质量的基石，初中教育的质量直接决定了上海中考的竞争结果。为此，社会和家长普遍对上海初中教育有着较高的要求。教育改革的不断推进和“双减”政策的实施以来，初中教师的工作负荷和工作压力不断提升，进而引发了对工作的不满情绪和职业倦怠等突出性职业问题。这些问题始终贯穿初中教师职业生涯发展的各个阶段，并对初中教师的身心状态和教育教学能力成长等方面有着不同程度的影响。

生涯适应力是由美国心理学家萨维卡斯（M.L.Savickas）提出的职业建构理论中的核心概念，贯穿人生命中各个职业阶段。［1］萨维卡斯在生涯建构理论中指出，生涯适应力能够使个体不断回应和应对环境、个人需求和机会的变化，以此调节自身并为提高个人工作能力和工作满意度而进行自我管理［2］，可见个体生涯适应力能够对工作满意度产生影响。

霍布福尔（S.E.Hobfoll）的资源守恒理论（Conservation of Resource Theory，简称COR）指出，当个体面对即将或已经失去的个人资源（包括时间、生理、情绪等）时，会产生极大的心理压力，为了维持自身资源和缓解压力，个体会采取减少工作投入以减少个人资源损失的行动。［3］而职业倦怠和工作满意度在某种程度上受到个体资源的损失的影响。职业倦怠是指个体在其职业生涯发展过程中经由工作内外部造成的多方压力无法调节而产生的身体、情绪和行为等异常症状。工作满意度是个体所处的工作环境和条件所带来的内在感受。众多学者也发现工作满意度和职业倦怠之间的相应联系，个体在工作中的个人情感态度、晋升、工资、人际关系以及社会支持等方面的期待无法被满足时，便会产生职业倦怠的相关表现［4］［5］［6］［7］鞠鑫补充了伊万吉丽娅（Evangelia）等人提出的工作要求-资源的职业倦怠模型，指出个体对工作要求和工作资源的态度是工作满意度的正面反映，并能够进一步预测职业倦怠的程度。［8］艾纳（Einar M.Skaalvik）则认为较低的工作满意度会引发中小学教师长期的职业倦怠。［9］另一方面，工作满意度在部分心理学变量中作为中介变量也被证实能够影响教师职业倦怠程度。［10］

综上，根据生涯建构理论和资源守恒理论，本文以“生涯适应力”作为初中教师个体能力的切入点，选取上海市T中学全体教师为研究对象，构建“能力、态度、行为”的影响逻辑链条，并建立以下关系假设：H1：初中教师生涯适应力与工作满意度呈显著正相关；H2：初中教师生涯适应力与职业倦怠呈显著负相关；H3：初中教师工作满意度与职业倦怠呈显著负相关；H4：初中教师生涯适应力能够显著影响工作满意度；H5：初中教师生涯适应力能够显著影响职业倦怠；H6：初中教师工作满意度能够显著影响职业倦怠；H7：工作满意度在初中教师生涯适应力和职业倦怠间存在中介作用，借此进一步探索初中教师生涯适应力与工作满意度和职业倦怠之间的关系，解释和分析初中教师职业生涯发展现状中存在的问题，以期寻求加强初中教师队伍建设和学校组织管理的有效路径。

二、研究设计

（一）被试

运用方便取样对上海市J区T中学的初中教师为个案研究对象进行调查，向该校全体教师发放共计105份问卷，回收有效问卷93份，有效问卷回收率88.57%。其中男性28人（30.1%），女 性65人（69.9%）。教师教龄：5年以下18人（18.95%），6—10年23人（24.21%），11—20年19人（20%），20年以上35人（36.84%）。教 师 职 称：暂 无 职 称3人（3.16%），二级职称30人（31.58%），一级职称53人（55.79%），高级职称9人（9.47%）。教师职务：普通教师66人（71%），中层干部24人（25.8%），学校领导3人（3.2%）。

（二）研究工具

1.生涯适应力量表

生涯适应力量表由萨维卡斯和波菲利（E.J.Porfeli）编制，该量表包含“生涯关注、生涯控制、生涯好奇、生涯自信”四个维度，共计24个题项，采取李克特5点计分法，从“完全不符合”到“完全符合”分别记为1—5分。分数越高表明个体生涯适应力水平越高。［11］对该测量的CFA的结果：χ2/df=2.312，GFI=0.693，CFI=0.902，IFI=0.8903，RMR=0.030，RMSEA=0.089；各维度因素负荷均大于0.8，AVE（平均差异抽取量）均大于0.7，组合信度大于0.9以上；生涯关注、生涯好奇及生涯自信的AVE大于任意两个维度r2（相关系数的平方）。量表总体α系数为0.977，各因子α系数分别为0.938、0.939、0.954、0.973。

2.教师工作满意度问卷

教师工作满意度问卷由徐志勇和赵志红基于我国台湾学者吴明隆设计的“教师社会支持与工作满意度关系”调查问卷与盖洛普工作场所量表（Gallup workplace audit）的研究修订而成.该问卷分为内在满意度和外在满意度两个维度，共计10个题项，采取李克特5点计分法，从“完全不符合”到“完全符合”分别记为1—5分。分数越高表明教师工作满意度水平越高。［12］对该测量的CFA的结果：χ2/df=3.844，GFI=0.805，CFI=0.905，IFI=0.906，RMR=0.045，RMSEA=0.076；各维 度 因 素 负 荷 均在0.7以上，AVE均大于0.7，组合信度均在0.9以上；各维度的AVE大于这两个维度之间r2。量表总体α系数为0.952，各因子α系数分别为0.945和0.904。

3.职业倦怠量表

职业倦怠量表采用由伍新春等人基于职业倦怠教育者版本量表（MBI-Educators Survey）修订的中文版中小学教师职业倦怠量表。该量表分为情感耗竭、非人格化和个人成就感3个维度，共计21个题项，采取李克特5点计分法，从“完全不符合”到“完全符合”分别记为1—5分，其中个人成就感为反向计分题。分数越高表明教师职业倦怠程度越高。［13］对该测量的CFA的结果：χ2/df=1.438，GFI=0.808，CFI=0.965，IFI=0.966，RMR=0.055，RMSEA=0.069；各维度因素负荷大于0.7；除非人格化维度外，其他维度AVE均大于0.7，各维度组合信度均在0.9以上；各维度的AVE大于维度之间的r2。量表总体α系数为0.901，各因子的α系数分别为0.947、0.905和0.974。

（三）共同方法偏差

在定量研究中，存在着使用同种测量工具导致特质间虚假共同变异的现象，称为共同方法变异（Common Method Variance，CMV），由CMV引起的偏差称为共同方法偏差（common method bias，CMB）。［14］心理学研究中常用哈曼（Harman）单因素法来检验CMB，单因素解释变异越多，说明共同方法偏差越大。本研究通过单因素检验法共抽取9个公因子，第一公因子解释百分比为38.463%，小于国内学者普遍认为的单因素解释变异量临界值40%，据此认为不存在严重的共同方法偏差。

（四）数据处理

全部数据统一录入SPSS24.0进行数据处理，统计分析采用描述统计、差异分析、相关分析、基于控制变量的回归分析和Bootstrap法中介效应检验。

三、初中教师生涯适应力发展现状的调查结果与分析

1.初中教师生涯适应力发展整体水平的结果分析

初中教师生涯适应力及其子维度的均分及标准差情况如表2所示。

表2 T中学教师生涯适应力描述性统计结果（N=93）

由表2可知，T中学该校教师生涯适应力整体得分为3.94±0.60分，高于生涯适应力量表总体分数的临界值分数3，因此该校教师生涯适应力整体水平处于中等偏高程度。在4个子维度中，生涯控制水平处于最佳水平，为4.05±0.63分；其次是生涯自信水平和生涯好奇水平，两个维度得分较为接 近，分 别为4.02±0.62分和3.92±0.59分；生 涯关注在4个维度中呈现出最低的水平，为3.78±0.78分。

2.初中教师生涯适应力在人口统计学变量上的差异分析

为了考察初中教师生涯适应力的特点，笔者将性别、婚姻、学历、教龄、职称、职务因素视为影响初中教师生涯适应力的重要原因，并进行独立样本T检验和单因素方差分析。生涯适应力总体水平上的差异检验结果如表3至表5所示。由表3可知，生涯适应力总体水平在性别、婚姻和学历上，均不存在显著差异（P＞0.05）。由表4可知，生涯适应力总体水平在任教学科、年级、教龄、职称上，均不存在显著差异（P＞0.05）。

表3 生涯适应力总水平在性别、婚姻、学历上的t检验结果

表4 生涯适应力总水平在任教学科、年级、教龄、职称上的F检验结果

表5 生涯适应力总水平在职务上的差异

由表5可知，生涯适应力方差齐性符合标准（P＞0.05），初中教师生涯适应力总体水平在职务上存在着显著差异（P＜0.05），经LSD两两比较发现，学校领导和中层干部的生涯适应力总体水平显著高于普通教师。

此外，笔者也将性别、婚姻、学历、教龄、职称因素在生涯适应力4个维度下做了差异分析。经检验，初中教师生涯适应力各维度在以上因素下，不存在组间上的显著差异，但通过LSD事后两两比较发现，各分组上存在显著差异。如在生涯适应力的“生涯好奇”维度上，结果显示研究生学历的初中教师生涯好奇水平显著高于本科及以下学历教师（MD=0.39，SD=0.16，P=0.15）；在“生涯自信”维度上，教龄在21—30年的初中教师生涯自信水平显著高于教龄为0—5年的教师群体（MD=0.44，SD=0.22，P=0.45）；在“生涯控制”维度上，初中二级职称教师群体生涯控制水平显著高于初中以及职称教师群体（MD=-0.29，SD=0.14，P=0.47）。

四、初中教师生涯适应力、工作满意度与职业倦怠之间关系的调查结果与分析

1.各变量之间相关统计结果分析

研究中各变量的平均数（M）、标准差（SD）和相关系数，如表6所示。

表6 各变量表述统计结果

由表6可知，T校初中教师生涯适应力整体水平较高，整体工作满意度处于一般至较为满意（3至4分）之间，教师职业倦怠程度处中等以下水平。

生涯适应力与工作满意度呈显著正相关，与职业倦怠呈显著负相关。工作满意度与职业倦怠呈显著负相关。故假设H1、H2、H3成立。

2.各变量之间的回归分析

在回归方程中，工作满意度和职业倦怠被视为因变量，因此笔者在回归分析前通过差异比较，筛选教龄、职务、班主任、每周授课时数、每周托管时长和每周加班时长等影响因变量的因素。在排除一系列控制变量基础上，对3个研究变量分别进行排除混杂因素的回归分析。结果如表7、表8所示。

表7 生涯适应力与工作满意度的回归分析

表8 生涯适应力与职业倦怠的回归分析

由表7可知，在排除了职务、每周授课时数、托管课时和加班时长的混杂干扰后，初中教师的生涯适应力能够显著影响工作满意度，H4成立。回归模型拟合度R2=0.354，F=4.500，P＜0.01，初中教师生涯适应力能够解释工作满意度变异量的35.4%，且解释变量和控制变量与因变量之间的容差均大于0.1，VIF均小于10说明变量之间不存在多重共线性问题。

由表8可知，在排除了教龄、职务、班主任工作、每周授课时数和加班时长的混杂干扰后，初中教师的生涯适应力能够显著影响职业倦怠，H5成立。回归模型拟合度R2=0.257，F=2.307，P＜0.01，初中教师生涯适应力能够解释职业倦怠变异量的25.7%，且解释变量和控制变量与因变量之间的容差均大于0.1，VIF均小于10说明变量之间不存在多重共线性问题。

由表9可知，在排除了相关因素的混杂干扰后，初中教师的工作满意度能够显著影响职业倦怠，H6成立。回归模型拟合度R2=0.308，F=3.650，P＜0.01，初中教师工作满意度能够解释职业倦怠变异量的30.8%，且解释变量和控制变量与因变量之间的容差均大于0.1，VIF均小于10说明变量之间不存在多重共线性问题。

表9 工作满意度与职业倦怠的回归分析

3.工作满意度中介效应检验

研究采用PROCESS宏程序中的模型4检验中介效应，加入职务、教龄、班主任工作、每周授课时长和加班时长等统计学控制变量后，中介效应检验结果如表9、表10所示。

表10 中介模型检验结果

由表10、表11可知，排除控制变量的影响后，自变量（X）初中教师生涯控制力对因变量（Y）职业倦 怠 的直接效应 显 著（β直接效应=-0.2452，P＜0.05）。中介变量工作满意度（M）在生涯适应力（X）和职业倦怠（Y）之间的中介效应显著（β中介=-0.1203，SE为0.0546，95%CI在［-0.2373，-0.0289］，不包含0），说明工作满意度在初中教师的生涯适应力和职业倦怠间存在部分中介作用，H7假设成立。研究的中介效应模型及相关系数，如图1所示。

表11 中介效应分解表

图1 中介效应模型

五、结果与讨论

1.学校领导和中层干部的生涯适应力水平比普通教师高

调查显示，初级中学中学校领导和中层干部的生涯适应力显著高于普通教师。这可能是由于学校领导与中层管理人员在其职位上不仅继续着原本的教学工作，还需负责更多专门性的行政或管理事务，因此他们更能适应多事务兼顾的状态，具备更强的协调和控制能力，也更明确自身的生涯发展方向，体现出更高的生涯适应力水平。

2.初中教师生涯好奇、生涯自信和生涯控制水平，在学历、教龄、职称上存在差异

调查显示，一级职称的初中教师在生涯控制水平上显著高于二级职称教师。二级职称是青年教师入职后普遍可取得的职称，根据他们所工作的年限，该群体教师尚且处于新手阶段，因此，他们对自身职业生涯中的问题控制和协调能力尚且存在不足。而对于一级职称的教师而言，他们的工作经验比二级职称教师要多，且经过严格的考核筛选达成职称评定的要求从而晋升为一级职称教师，其教育教学及其他职业能力得到了专业认证，因此，他们的生涯控制能力略胜一筹。

其次，研究生学历的教师生涯好奇水平显著高于本科学历的教师群体。对于研究生教师群体而言，研究生学习经历激发了教师的探索精神，培养了教师发现问题、分析和解决问题的能力，这些精神和能力将贯穿教师整个职业生涯，因此，研究生教师群体保持着较好的生涯好奇水平。而对于本科生学历教师群体而言，本科的学习经历更偏向通识教育，与研究生学习经历相比缺少了专业性问题的探索和研究方法的学习，因此，本科学历的教师群体生涯好奇水平相对较弱。

最后，21—30年教龄教师生涯自信水平显著高于0—5年教师群体。这可能是由于21—30年教龄教师已经过长时间的经验积累，其工作能力已相当成熟，因此，该教龄段教师能够驾轻就熟地处理教育教学和其他事务。而对于0—5年教龄的教师群体而言，当前正处于其职业生涯的前期摸索阶段，身处教育工作环境时间不久，尚不能形成成熟的职业问题应对方式，因此，在解决相关问题上仍缺乏经验，自信心相对较低。

3.初中教师的生涯适应力能够提升工作满意度，并抑制职业倦怠

本研究结果表明，初中教师生涯适应力与工作满意度显著正相关，生涯适应力能够显著正向影响工作满意度，这与部分学者已有研究结果一致。［15］［16］初 中 教 师 生涯 适 应力 与 职业 倦 怠 显 著 负相关，生涯适应力能够显著负向影响职业倦怠水平，该结论与学者们针对不同教师群体所做的调查 结 果 一 致。［17］［18］生涯 适 应力 作 为一 种 个 体 应 对职业环境改变和职业生涯困境的弹性心理资源，能够帮助个体控制和调节在应对职业生涯中事件的态度和行为，因此生涯适应力可以通过调节个体知觉，产生积极正向的心理资源以应对内外部带来的不良刺激，能够减弱或抑制工作中的不利条件带给个体的不良体验，提高个体的工作满意度，并通过自我激励等适应力调节工作本身对其带来的负面影响，从而缓解职业倦怠。

4.初中教师的工作满意度能够减少职业倦怠，并在生涯适应力和职业倦怠之间起中介作用

本研究发现，初中教师工作满意度与职业倦怠显著负相关，工作满意度能够显著负向预测职业倦怠水平，并且初中教师的生涯适应力不但能够直接影响教师职业倦怠水平，还能通过工作满意度间接影响职业倦怠，该研究结论与张建人［19］的结论相一致。这说明初中教师在生涯适应力作用下，教师的工作满意度得到提升，工作满意度对职业倦怠的反向作用间接参与了教师生涯适应力对职业倦怠的反向作用，以此实现了中介效应。

六、研究建议

1.适当扩大高学历教师引进，积极开展科研培训，将生涯好奇转化为实际教研成果

研究结果表明，研究生学历的初中教师具有较高的生涯好奇水平，这说明研究生学历教师对教育教学环境中的潜在问题具有更强的探索倾向。教育行政部门和学校在组织教师招聘时应重视和适当扩大研究生学历的教师招聘比例，同时积极组织和开展校内外教育学学术前沿讲座与教育科研技能培训，以此提高教师的生涯好奇水平和问题探索、解决能力，力求将生涯好奇转化为实际有意义的教育科研成果并提高教师的教学水平。

2.激励和强化新手教师的生涯自信，提高其职业自我效能感

研究结果表明，教龄在0—5年的新手教师的生涯自信水平较其他教师群体而言相对较低，这说明新手教师对于自己能够胜任和完成教育教学工作的效能感较弱。因此，学校应以发展的眼光看待新手教师的职业成长，基于教师职业生涯发展规律，从教育教学、班级管理、教育科研等多个角度客观地评价教师的工作能力和成果，并给予积极的反馈，通过适当的激励手段，强化教师的自信心，从而提高新手教师的自我效能感，推动其职业发展。

3.推动形成校内外专家型教师与新手教师的教育教学经验传递链条，提高新手教师生涯控制水平

研究结果表明，一级职称教师的生涯控制水平高于处于新手阶段的二级职称教师，这说明一级职称的成熟教师在经过较长教育教学和管理工作后，积累了更为丰富和有效的工作经验，而这些经验是相对不成熟的二级职称教师所没有的。因此，学校应利用校内外的专家及成熟教师资源，组织和推动校内外成熟教师与新手教师的结对工作，构建教育教学和教育管理经验传递链，以总结和分享成熟经验，并通过模拟实操情境，提高新手教师实际的生涯控制能力。

4.提高初中教师的工作满意度，发挥生涯适应力与工作满意度对减缓职业倦怠水平的双重作用

研究结果显示，初中教师生涯适应力与工作满意度呈显著正相关，而两者又能够显著负向预测职业倦怠水平。同时，教师工作满意度在生涯适应力和职业倦怠之间具有显著的中介效应，通过提高工作满意度，使其与教师生涯适应力共同对减缓职业倦怠产生积极的影响。因此，教育行政部门、学校领导应充分重视从提高教师的工资福利待遇，有效减轻教师繁重的工作负荷和压力，营造良好的工作氛围，减少初中教师的不满情绪，提高其工作满意度。另外，从关注和重视微观乃至宏观的多维教育动态、引导和激发教育环境好奇和探索力、提高和强化教师个体的自信心、积累和增强教师群体教育管理和控制经验等不同角度，全面提高初中教师的生涯适应力水平，强化与发挥其对提高工作满意度和降低职业倦怠水平的积极作用。