劉樂功 王 鵬 高峰強

工作倦怠(Job burnout),也稱“職業(yè)倦怠”,國內(nèi)也有翻譯為“工作耗竭”、“職業(yè)枯竭”等,它是一種出現(xiàn)在正常人身上的持續(xù)的、負性的與工作相關的狀態(tài),主要特征為衰竭,以及逐漸出現(xiàn)于工作中的非建設性的態(tài)度和行為。工作倦怠作為工作壓力與工作應激的特殊表現(xiàn)形式,對員工的工作滿意度、離職傾向等多種指標也有預測作用[1]。隨著工作倦怠的加重,個體的焦慮和抑郁程度會提高,甚至有可能會引發(fā)一些生理疾病包括慢性疲勞、頭痛和高血壓等[2]。

國內(nèi)外關于教育領域工作倦怠的相關研究,研究對象大多為中小學教師,高校教師這一群體相對受到忽視。近幾年,隨著我國高等教育改革的全面推進,教育制度和教育環(huán)境的迅速變革,高校教師的工作壓力也越來越大[3],工作倦怠問題日益突顯,成為高等教育改革與發(fā)展的重大問題。圍繞高校教師工作壓力和工作倦怠出現(xiàn)了一些理論探討和實證研究。呂嫻等以研究型大學教師為被試,相關研究發(fā)現(xiàn)教師職業(yè)倦怠三因素和教師工作滿意度之間呈顯著負相關[3]。呂莉在對高校教師工作倦怠與工作滿意度和社會支持的關系研究中發(fā)現(xiàn),教師工作滿意度總分和教師工作倦怠總分之間基本呈線性關系。線形走向表明兩變量之間負相關,即隨著教師工作滿意度的提高,教師的倦怠程度有下降的趨勢,相關分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)二者呈負顯著相關[4]。唐芳貴,彭艷對湖南省衡陽市3所高校的220名教師進行問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn),教師對所從事的工作滿意度越高,主動投身工作的熱情越高,就越不容易感受到職業(yè)倦怠[5]。楊鵬程對高校教師焦慮的成因進行了理論探討,認為教師對未來不確定性因素的預期增加,焦慮情緒隨之有所加重[6]。然而,這些研究主要涉及工作倦怠與某一因素之間的關系,而缺乏對不同影響因素進行綜合、系統(tǒng)的研究。

將倦怠視為個體從事一項活動的進程性結(jié)局,個體從狂熱期進入停滯期后,個體開始缺乏效率、焦慮,工作滿意度下降。Staw等認為工作滿意度具有傾向性成份(dispositional component),它導致個體留意積極和消極事件的程度不同,進而產(chǎn)生個體滿意度的差異[7]。工作倦怠水平越高,個體累積的工作不滿意度水平越高。Solomon和Corbit的對抗過程理論認為,個體對喚起情感的環(huán)境刺激而產(chǎn)生相應的情感反應有2個過程,主過程和對抗過程。而對抗過程消失的速度低于主過程,個體的情感反應將主要由對抗過程而不是主過程決定。W anous等人發(fā)現(xiàn),如果為了改善工作環(huán)境而頻繁地進行組織或個體干預,最終會使員工產(chǎn)生消極態(tài)度[8]。從這個角度解釋,個體或組織為了對抗工作倦怠而進行不斷地積極調(diào)適和對抗,最終會使個體產(chǎn)生消極態(tài)度包括工作不滿意。

在以往研究的基礎上,本研究以高校教師為被試,以工作壓力為自變量,工作倦怠作為中介變量,工作滿意度和焦慮為因變量,提出如下假設結(jié)構方程模型,見圖1。

圖1 變量間結(jié)構方程模型假設

1 對象與方法

1.1 對象 本研究采用分層隨機取樣方法,被試樣本來自11所高校的教師,涉及文、史、理、工、音樂、美術、醫(yī)學等專業(yè),共發(fā)放問卷1331份,剔除無效問卷后,得到有效問卷1234份,有效率為92.7%。

1.2 研究工具

1.2.1 工作壓力問卷 采用李逢超編制的《高校教師工作壓力問卷》,共64個條目,其中題目表述,如第24題“科研定量管理,要求越來越高”,選項為5級,即“0沒有壓力,1較少壓力,2一般壓力,3較大壓力,4很大壓力”[9]。量表9個因子(領導與組織結(jié)構、人際關系與自我身心、職業(yè)發(fā)展、工作負荷、工作無樂趣、工作適應、職稱評聘與科研、學生、家庭生活)能夠解釋總變異的62.842%,因子負荷在0.387～0.788之間,平均為0.568,總量表的Cronbachα系數(shù)為0.965,各個分量表的Cronbachα系數(shù)范圍為0.654～0.918。

1.2.2 工作滿意度問卷 采用修訂后的工作滿意度量表(MCMJSS)中文版。共8個項目,其中題目表述,如第3題“目前單位有關工作要求的規(guī)章制度”,選項為5級,即“1完全不滿意,2基本不滿意,3說不清楚,4基本滿意,5完全滿意”。本樣本中,量表Cronbachα系數(shù)為0.922,因子負荷在0.602～0.861之間,平均為0.782。

1.2.3 高校教師工作倦怠問卷 采用劉曉麗編制的《高校教師工作倦怠問卷》,共37個題目,其中題目表述,如第5題“我一想到要做科研,就非常煩躁”,選項為5級,“沒有,很少有,有時有,大部分時間有,全部時間有”[10]。抽取的4個因子(組織去人性化、個人成就感降低、情緒枯竭、科研耗盡感)能夠解釋總變異的60.976%,因子負荷介于0.470～0.853之間,平均為0.681?？偭勘淼腃ronbachα系數(shù)0.954,各個分量表Cronbachα系數(shù)范圍為0.893～0.930。

1.2.4 焦慮自評問卷 采用國內(nèi)外應用廣泛的焦慮自評問卷(SA S),其中題目表述,如第6題“我手腳發(fā)抖打顫”,選項為“1沒有或很少有,2有時有,3大部分時間有,4絕大多數(shù)或全部時間有”。本樣本中量表Cronbachα系數(shù)為0.786。

1.3 統(tǒng)計處理 采用SPSS11.5和AMOS 7.0統(tǒng)計學軟件包對數(shù)據(jù)進行處理和分析。

2 結(jié) 果

2.1 各變量在人口學因素的差異檢驗見表1。

表1 各變量在人口學因素的差異()

表1 各變量在人口學因素的差異()

注:＊P＜0.05,＊＊P＜0.01,＊＊＊P＜0.001;婚姻狀況其他:#一項包括離異、再婚和喪偶。

工作壓力 工作倦怠 工作滿意度 焦 慮性 別 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＊＊＊年齡(歲) ＜ 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婚姻狀況 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碩士(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職 稱 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中級(n=568) 105.797±37.446 50.738±23.506 29.308±5.297 36.460±8.185初級(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＊＊任課科目 公共(n=219) 106.539±39.987 52.438±23.771 28.516±5.550 35.736±7.918專業(yè)(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＊＊

工作倦怠得分男性顯著高于女性; 焦慮得分男性顯著高于女性。工作倦怠在年齡上存在顯著差異; 經(jīng)Scheffe 法事后檢驗,工作倦怠得分50歲以上被試顯著低于30歲以下被試SE=3.01357,P＜0.01;顯著低于 31～ 40歲被試,SE=2.96745,P＜0.001;顯著低于41～50歲被試SE=3.21206,P＜ 0.01。

焦慮得分在婚姻狀況分組上存在顯著差異。經(jīng)Scheffe法事后檢驗,焦慮得分未婚被試顯著高于已婚被試SE=0.50835,P＜ 0.01。

工作壓力得分在受教育程度分組上存在顯著差異,經(jīng)Scheffe法事后檢驗,碩士顯著高于博士SE=2.63971,P＜0.05;工作滿意度得分在受教育程度分組上存在顯著差異,經(jīng)Scheffe法事后檢驗,博士顯著高于碩士SE=0.37152,P＜0.05。

工作倦怠得分在職稱分組上存在顯著差異,經(jīng)Scheffe法事后檢驗,正高被試顯著低于副高被試SE=2.55791,P＜0.05,顯著低于中級被試SE=2.43418,P＜0.05;焦慮得分在職稱分組上存在顯著差異,經(jīng)Scheffe法事后檢驗,中級被試顯著高于初級被試SE=0.64161,P＜0.01。

工作倦怠得分在任課科目分組上存在顯著差異,經(jīng)Scheffe法事后檢驗,講授公共課的被試顯著高于講授專業(yè)課的被試SE=1.76522,P＜0.05;工作滿意度得分在任課科目分組上存在顯著差異,經(jīng)Scheffe法事后檢驗,講授公共課的被試顯著低于講授專業(yè)課的被試SE=0.41106,P＜0.05。兼授兩種課的被試顯著低于講授專業(yè)課被試SE=0.38948,P＜0.05。

2.2 各變量描述統(tǒng)計及相關統(tǒng)計見表2。

表2 各變量描述統(tǒng)計及相關(r,n=1234)

工作壓力、工作倦怠、工作滿意度和焦慮兩兩相關,在0.01水平上顯著。

2.3 各變量關系模型 根據(jù)假設結(jié)構方程模型,采用AMOS7.0軟件以最大似然估計法考察模型與數(shù)據(jù)之間的擬合程度,從而對模型進行檢驗。工作壓力與工作滿意度直接效應不顯著,刪除這一路徑,重新建模。模型的具體分析結(jié)果見圖2,模型的擬合指數(shù)見表3。從模型各擬合指數(shù)來看,各指數(shù)均達到良好水平,表明模型可以接受。

表3 結(jié)構方程模型擬合指數(shù)

從模型結(jié)果中可以看出,工作壓力能顯著預測工作倦怠(β=0.41,P＜ 0.001)和焦慮(β=0.23,P＜ 0.001);工作倦怠顯著預測焦慮(β=0.38,P＜0.001)和工作滿意度(β=-0.72,P＜0.001)。工作倦怠在工作壓力與焦慮之間部分中介效應顯著,工作倦怠在工作壓力與工作滿意度之間完全中介效應顯著0.41×(-0.72)= -0.2952。就焦慮而言,工作壓力的直接效應為0.23,間接效應為0.41×0.38=0.0758。

圖2 工作壓力、工作倦怠、工作滿意度與焦慮結(jié)構方程模型

3 討 論

3.1 各變量在人口學上的差異分析 不同受教育程度的高校教師工作壓力存在顯著差異,在其它人口學變量上差異不顯著。雖然從表面上看,近年來隨著高等學校人事制度改革的紛紛出臺,教師的工作壓力總體提高了,但是這些制度其實只沖擊了一部分人的利益。隨著高校教師隊伍整體素質(zhì)的逐年提升,國家和學校的政策導向快速向博士傾斜,碩士作為過渡梯級,利益變化相對最大,體驗到的工作壓力水平突出,顯著高于博士,這是不難理解的。

不同性別、年齡、職稱和任課科目的高校教師工作倦怠存在顯著差異。工作倦怠水平男性高于女性。50歲后工作倦怠水平顯著下降,究其原因,50歲以下的教師相比較而言職業(yè)成長和生活壓力較大,職業(yè)素養(yǎng)和社會地位有待提高,因此體現(xiàn)了很高的工作倦怠。然而對于50歲以上的教師群體而言,他們往往功成名就、安于現(xiàn)狀,工作經(jīng)驗豐富、學術成就高、享受待遇較好,因此倦怠程度最低。中級和副高教師顯著高于正高教師,教師的職稱越高,職業(yè)倦怠感就越低,這與實際情況基本相符。講授公共課的教師顯著高于講授專業(yè)課的教師,可能是因為公共課教師主要從事學校通識課教學工作,不大容易被專業(yè)教師和大學生所認可,加之科研項目和成果相對較少,在關注專業(yè)背景和學術成果的大學環(huán)境這一群體表現(xiàn)出低成就感;專業(yè)課和公共課雙肩挑的教師工作倦怠水平最高,這顯示目前“雙肩挑”的政策和本人期望之間存在較大反差[3]。

工作滿意度是員工對于工作的一種感受,是一種對工作各層面加以評價后,所產(chǎn)生的廣泛性態(tài)度。不同受教育程度高校教師的工作滿意度存在顯著差異,博士工作滿意度顯著高于碩士。這種差異形成的一個很重要原因是源于大學教師的職業(yè)特點(教學科研并重)和國家、學校的政策導向。工作滿意度受任課科目的影響,這與之前對工作倦怠的影響基本一致。

不同性別、婚姻狀況和職稱高校教師的焦慮水平存在顯著差異。焦慮是個體為了調(diào)適外來威脅而產(chǎn)生的一種情緒反應,是一種擔憂和缺乏安全的感覺。我國整個教育環(huán)境的迅速變化,再加上高校制度改革力度加大,教師對未來不確定性因素的預期增加,焦慮情緒隨之有所加重。家庭和事業(yè)是中國文化傳統(tǒng)或者中國人最為看重的兩大支柱,男性的事業(yè)心更重,對未來的預期可能更高;未婚被試不但有事業(yè)的考慮還有成家的考慮,增加了焦慮情緒;同時已婚被試的焦慮情緒也可能因得到來自家庭成員支持的調(diào)節(jié)而有所下降。

3.2 各變量之間的關系 高校教師的工作滿意度與工作倦怠是直接影響教育質(zhì)量的關鍵性問題。二者相關顯著得到了眾多研究的證實,本研究結(jié)果表明,工作倦怠對工作滿意度有重要的預測作用。Schaufeli的研究表明,工作滿意度是工作倦怠的前因變量[2]。姜勇等采用結(jié)構方程模型也證實了教師工作滿意度是工作倦怠的前因變量[11]。Arie Reichel和Yorma Neumann(1993)以工作壓力和工作倦怠為自變量,以工作滿意度為因變量進行回歸分析認為,高工作壓力和高倦怠使工作者的滿意度下降[3]。雖然在以往的相關研究中,假設模型得到了驗證,但缺乏縱向研究設計的動態(tài)考察。在以后的研究中應關注二者因果關系的實驗研究和動態(tài)考察。

工作倦怠在工作壓力與工作滿意度之間完全中介效應顯著。工作壓力與工作滿意度相關顯著r=-0.269,P＜0.001,但加入工作倦怠后二者的直接效應消失。工作倦怠的主要特征為衰竭,以及逐漸出現(xiàn)于工作中的非建設性的態(tài)度和行為,非建設性的態(tài)度包括了工作不滿意度。二者同為工作壓力基礎上產(chǎn)生的認知和評價,可能有相同的產(chǎn)生機制。

工作倦怠在工作壓力與焦慮之間部分中介效應顯著,工作壓力對焦慮的直接效應為0.23,間接效應為0.0758。從數(shù)據(jù)看工作壓力的直接效應占主導。焦慮是個體為了調(diào)適外來威脅而產(chǎn)生的一種情緒反應,是一種擔憂和缺乏安全的感覺。原因不確定感是指人們對自己和他人的行為,以及周圍世界所發(fā)生事件因果關系主觀上的不確定程度,或認為自己沒有足夠的能力來理解和發(fā)現(xiàn)這種因果關系的自我認知。近幾年,我國整個教育環(huán)境的迅速變化,再加上高校制度改革力度加大,教師對未來不確定性因素的預期增加,焦慮情緒隨之有所加重?？梢娊箲]是產(chǎn)生在不確定感評價的基礎上,可能與工作倦怠評價有不相重合的內(nèi)容存在。工作倦怠在工作壓力和焦慮之間產(chǎn)生的中介效應比例并不十分突出。

本研究在對國內(nèi)外相關文獻綜合分析的基礎上,選擇了與高校教師工作倦怠相關的3個變量工作壓力、工作滿意度和焦慮,綜合地探討教師工作倦怠與上述變量之間的關系。這有助于豐富高校教師教育和發(fā)展的理論,對應對高校教師的工作倦怠提供了參考價值。

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