工作壓力對中小學教師職業倦怠的影響：情緒勞動和工作滿意度的鏈式中介作用 *

李 鵬 張志超 楊 洋 楊佳奇 李洪玉

(1 教育部人文社會科學重點研究基地天津師范大學心理與行為研究院，天津 300387) (2 天津師范大學心理學部，天津 300387) (3 學生心理發展與學習天津市高校社會科學實驗室，天津 300387)

1 引言

職業倦怠（job burnout）是指個體不能合理應對工作壓力時，在行為、情感、態度和思想方面表現出的一種衰竭狀態（Maslach et al., 2001）。教師作為助人性質的職業，在過高的工作壓力下更容易消耗情緒，發生職業倦怠現象（伍新春 等,2003）。中小學教師是我國基礎教育的主要貢獻者，他們的情緒和工作狀態會直接影響中小學生的身心健康發展（金東賢 等, 2008）。當前，中小學教師不僅需要完成學校安排的教學任務，還要承擔其他工作，有較高的工作壓力，深入了解和探究中小學教師的工作壓力和職業倦怠關系顯得尤為重要。

工作壓力（job stress）是指受工作某些內容影響而產生的負面情緒，是導致職業倦怠的重要因素之一（Wu et al., 2021）。資源保存理論（conservation of resources theory, COR理論）認為資源是能夠幫助個體實現目標的任何物質或條件，是影響個體工作行為的主要因素之一。個體為獲取和維持現有資源，會將損失視為外在威脅，并依據情況進行自我調整（Hobfoll et al., 2018）。由COR理論發展而來的工作需求-資源模型（job demand-resource model, JD-R模型）可以對工作壓力和職業倦怠的機制進行解釋，該模型認為較高的工作壓力會引發心理資源的流失，從而影響個體的動機和行為產生機制，最終導致自我效能感的降低，并脫離實際工作（Bakker et al., 2003）。JD-R模型的早期階段主要強調環境資源中的工作特征對職業心理健康的影響，忽略了個體資源（馬富萍 等, 2020）。隨著研究的深入和模型的發展，當前研究也開始關注個體資源的影響（齊亞靜, 伍新春, 2018）。情緒勞動和工作滿意度是個體資源中的情緒資源（李明軍, 2012; 廖化化, 顏愛民, 2015），同時也是影響職業倦怠的重要變量（Bakker et al., 2010;Demerouti et al., 2001），但這兩個變量在工作壓力影響職業倦怠的過程中所發揮的作用還需要進一步探討。

情緒勞動（emotional labor）是指個體通過情緒管理維持臉上的笑容和恰當的肢體語言，給別人呈現良好的情緒行為（Chu & Murrmann, 2006）。情緒勞動可分為表層扮演和深層扮演兩種策略。表層扮演是指當個體的內在情緒與組織要求的外在表現不一致時，個體只調節外在表現以達到組織要求；而深層扮演則是個體通過調節內在情緒，使真實情緒與外在表現一致（馬淑蕾, 黃敏兒,2006）。表層扮演和深層扮演與職業倦怠具有不同的關系，主要表現為表層扮演會增加職業倦怠，而深層扮演會降低職業倦怠（Hülsheger & Schewe,2011）。研究發現表層扮演和深層扮演在工作壓力與職業倦怠之間起中介作用，工作壓力較高會使員工進行較少的深層扮演和較多的表層扮演，導致職業倦怠水平升高（聶晗穎 等, 2017）。綜上，本研究提出假設1：情緒勞動在中小學教師工作壓力和職業倦怠的關系中具有中介作用。

除情緒勞動外，工作滿意度也是中小學教師職業倦怠的重要影響因素。工作滿意度（job satisfaction）是指員工對其所從事職業、工作條件以及工作狀況的一種帶有情緒色彩的感受與看法（邢占軍, 褚雷, 2012）。承受過高工作壓力的教師會對工作產生消極感受與負面看法，嚴重影響教師對工作的積極性，容易產生較高職業倦怠。以往研究發現中小學教師的工作壓力可以直接影響職業倦怠，還可以通過工作滿意度間接影響職業倦怠（張建人 等, 2014）。據此，本研究擬對該中介作用進一步驗證，提出假設2：工作滿意度是中小學教師工作壓力和職業倦怠的關系的中介變量。此外，COR理論認為當個體在工作中進行情緒勞動時，如果消耗個體資源且未獲得期望的回報時，會造成資源失衡，導致個體通過降低工作投入來減少資源的損耗。就表層扮演來說，個體違背了內心的真實情緒，資源被消耗得更多，更容易引起消極的工作感受，產生較低工作滿意度。而深層扮演則通過調節內在情緒提高組織認同感，實際上是補充資源的過程，可以提高個體在組織中的工作感受，對工作滿意度產生正向影響（洪秀敏, 張明珠, 2021）。洪秀敏和張明珠以幼兒園教師為對象，通過使用潛在剖面分析法對教師情緒勞動類型與工作滿意度的關系進行探究，驗證了以上COR理論的假設。此外，Li和Wang（2016）對中國317名中小學教師進行問卷調查，發現經常進行表層扮演的教師有著更低的工作滿意度，而經常進行深層扮演的教師則有著更高的工作滿意度。綜上，本研究提出假設3：情緒勞動和生活滿意度在工作壓力和中小學教師職業倦怠的關系中具有鏈式中介作用。

以往研究分別對工作壓力、職業倦怠、工作滿意度、情緒勞動四個因素之間的關系進行探討，但對中小學教師情緒勞動和工作滿意度在工作壓力影響職業倦怠中的共同作用尚不清楚。本研究旨在全面探究中小學教師的工作壓力對職業倦怠的影響機制，相應假設的中介模型見圖1。本研究在一定程度上可以擴展COR理論和JD-R模型，為中小學教師維持良好的工作狀態提供理論參考。

圖1 研究假設模型

2 研究方法

2.1 被試

選取河北省、天津市等地區的中小學教師作為研究對象，發放了450份問卷，共回收問卷400份，剔除無效問卷38份，剩余有效問卷362份，有效率為90.5%。其中男性119人（32.9%），女性243人（67.1%）；高中教師94人（26.0%），初中教師113人（31.2%），小學教師155人（42.8%）；教齡在10年及以下104人（28.7%），10年至20年153人（42.3%），20年及以上105人（29.0%）。

2.2 研究工具

2.2.1 中小學教師職業壓力問卷

采用中小學教師職業壓力問卷評估教師的工作壓力水平（朱從書 等, 2002），包括考試壓力因素、學生因素、自我發展因素、家庭人際因素、工作負荷因素及職業期望因素六個維度，共46個項目。采用李克特5級計分，1表示“沒有壓力”，5表示“壓力很大”。各維度得分越高，對應的壓力就越高。該問卷在本研究中的信度較好，內部一致性信度系數為0.87。經驗證性因子分析，模型擬合指標均在可接受范圍（χ2/df=2.14,RMSEA=0.06, SRMR=0.06, CFI=0.96, TLI=0.92），結構效度良好。

2.2.2 教師情緒勞動量表

采用教師情緒勞動量表（Cukur, 2009）測量中小學教師的情緒勞動策略的使用能力，具有表層扮演和深層扮演兩個維度，共包含10個項目。采用李克特5級計分方式，1表示“非常不符合”，5表示“非常符合”，分數越高表示對應的情緒勞動水平就越高。盧潔麗（2016）對該量表進行了修訂，信效度均良好，表明該量表適用于我國中小學教師群體的情緒勞動水平的測量。本研究中，總量表內部一致性信度系數為0.80，表層扮演分量表的一致性系數為0.82，深層扮演分量表的一致性系數為0.86。經驗證性因子分析，該量表的模型擬合指標均在可接受范圍（χ2/df=2.40, RMSEA=0.06,SRMR=0.06, CFI=0.95, TLI=0.90），結構效度良好。

2.2.3 工作滿意度量表

采用簡式明尼蘇達工作滿意度量表（Weiss et al., 1967）測量教師的工作滿意度，該量表由20個項目構成，包括內部滿意度和外部滿意度兩個維度。采用李克特5級計分方式，1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”，分數越高表示對應的工作滿意度水平就越高。該量表的信效度已得到多項研究的驗證（劉曉燕 等, 2007; 佟麗君, 周春淼, 2009）。本研究中該量表內部一致性信度系數為0.93。經驗證性因子分析，該量表的模型擬合指標均在可接受范圍（χ2/df=3.25, RMSEA=0.08,SRMR=0.05, CFI=0.95, TLI=0.94），結構效度良好。

2.2.4 教師職業倦怠量表

采用職業倦怠量表（Bakker et al., 2002）測量教師的職業倦怠水平，該量表由21個項目構成，包含情感衰竭、去個性化和低成就感三個維度。采用李克特5級計分方式，1表示“從未如此”，5表示“經常如此”，分數越高表示對應的職業倦怠水平就越高。該量表的信效度已得到多項研究的驗證（董志文 等, 2020; 伍新春 等, 2003）。本研究中該量表的內部一致性信度系數為0.82。經驗證性因子分析，該量表的模型擬合指標均在可接受范圍（χ2/df=2.15, RMSEA=0.06, SRMR=0.04,CFI=0.98, TLI=0.95），結構效度良好。

2.3 數據處理

采用SPSS24.0對數據進行描述性統計、相關分析和信度分析。此外，采用Mplus8.1對本研究中使用的量表進行效度分析，檢驗情緒勞動和工作滿意度在工作壓力和職業倦怠之間的中介效應。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

本研究通過匿名和保密等方法減少自陳問卷法可能會帶來的共同方法偏差。為檢驗以上方法控制的效果，進一步使用Harman單因素檢驗法（Podsakoff et al., 2003），對所有題目進行探索性因素分析。結果發現，有15個因子的特征根大于1，而且第一個因子的方差變異解釋率為33.26%（小于40%），說明本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

3.2 描述統計和相關分析

對中小學教師的工作壓力、表層扮演、深層扮演、工作滿意度以及職業倦怠進行相關分析，結果如下（見表1）。

表1 各變量的均值、標準差與相關系數

工作壓力與深層扮演（r=-0.41,p＜0.001）、工作滿意度（r=-0.55,p＜0.001）呈不同程度的顯著負相關，而與表層扮演（r=0.57,p＜0.001）、職業倦怠（r=0.71,p＜0.001）呈不同程度的顯著正相關。表層扮演與工作滿意度呈顯著負相關（r=-0.46,p＜0.001），與職業倦怠呈顯著正相關（r=0.66,p＜0.001）。深層扮演與工作滿意度呈顯著正相關（r=0.29,p＜0.001），與職業倦怠成顯著負相關（r=-0.56,p＜0.001）。工作滿意度與職業倦怠成顯著負相關（r=-0.62,p＜0.001）。在對性別和教齡以及各主要變量的分析中，教齡和各個主要變量間相關不顯著，但性別和工作壓力（r=-0.17,p＜0.001）的相關達到顯著，與其他變量之間不相關。故本研究后續的中介效應分析中將性別作為控制變量。

3.3 情緒勞動和工作滿意度在工作壓力和職業倦怠之間的中介效應分析

由相關分析可知，工作壓力、表層扮演、深層扮演、工作壓力和職業倦怠之間的相關均達到了顯著水平，因此依據假設構建結構方程模型（方杰 等, 2014），并采用偏差校正百分位Bootstrap法（重復抽取5000次），計算95%的置信區間，對情緒勞動和工作滿意度在工作壓力和職業倦怠關系之間的鏈式中介效應進行檢驗。結果顯示，模型各項擬合值（χ2/df=3.26, RMSEA=0.08,SRMR=0.05, CFI=0.93, TLI=0.92）均在可接受范圍之內（Hooper et al., 2008），表明模型擬合良好。

最終模型及變量之間路徑關系如圖2所示。第一，工作壓力對職業倦怠具有顯著正向影響（β=0.36,SE=0.05,p＜0.001），工作壓力越大，中小學教師的職業倦怠水平越高；第二，工作壓力對工作滿意度有顯著負向影響（β=-0.48,SE=0.06,p＜0.001），工作壓力越大，中小學教師的工作滿意度水平越低；第三，工作壓力對表層扮演（β=0.57,SE=0.06,p＜0.001）和深層扮演（β=-0.45,SE=0.06,p＜0.001）均有顯著影響，工作壓力越大，中小學教師的表層扮演水平越高，深層扮演水平越低；第四，僅表層扮演對工作滿意度有顯著負向影響（β=-0.28,SE=0.06,p＜0.01），表層扮演水平越高，中小學教師的工作滿意度水平越低；第五，工作滿意度對職業倦怠具有顯著負向影響（β=-0.31,SE=0.05,p＜0.001），工作滿意度越低，中小學教師的職業倦怠水平越高。

圖2 鏈式中介作用示意圖

中介效應檢驗結果顯示，總效應和總中介效應的95%置信區間均不包含零，總中介效應占比為52.7%，各中介路徑的效應值見表2。首先，“工作壓力→表層扮演→職業倦怠”的中介效應量的95%置信區間為[0.04, 0.21]，不包含0，表明工作壓力可通過表層扮演間接影響職業倦怠。其次，“工作壓力→深層扮演→職業倦怠”的中介效應量的95%置信區間為[0.04, 0.16]，不包含0，表明工作壓力可通過深層扮演間接影響職業倦怠。因此，假設1成立。第三，“工作壓力→工作滿意度→職業倦怠”的中介效應量的95%置信區間為[0.09, 0.22]，不包含0，表明工作壓力可通過工作滿意度間接影響職業倦怠，假設2成立。最后，“工作壓力→表層扮演→工作滿意度→職業倦怠”的中介效應量的95%置信區間為[0.02, 0.10]，不包含0，表明表層扮演與工作滿意度在工作壓力與職業倦怠的關系中存在鏈式中介作用，較高的工作壓力可能使中小學教師提高表層扮演水平，降低其工作滿意度，最終使得職業倦怠水平升高。但深層扮演的鏈式中介作用并不顯著，表明深層扮演并不能作為工作壓力與職業倦怠關系中的鏈式中介變量，假設3部分成立。

表2 基于Bootstrap法的中介效應檢驗

4 討論

本研究以中小學教師為研究對象，發現工作壓力對職業倦怠有正向影響，支持了前人研究（Yu et al., 2015）。中小學教師在日常工作中要面對職業考試、學生培養、自我發展、家庭人際關系、工作負荷和職業期望等方面的問題，有著多方面壓力來源。根據JD-R模型，這些過高的壓力會使中小學教師心理、生理和行為上產生異常，造成個體心理資源的流失，導致工作動機和情感體驗的降低，加重職業倦怠（Bakker et al., 2003）。

中介模型結果顯示，一方面，工作滿意度在工作壓力與職業倦怠之間有中介作用，工作壓力可以負向預測工作滿意度，工作滿意度可以負向預測職業倦怠。工作壓力大的中小學教師會忽視工作的樂趣與動力，得不到充足的幸福感，有較低的工作滿意度（姚振東 等, 2016），更容易產生不滿情緒，消極被動地面對和解決工作中遇到的問題，導致職業倦怠程度增加（Roeser et al.,2013）。另一方面，情緒勞動在工作壓力對職業倦怠的關系中起中介作用。具體而言，中小學教師的工作壓力能夠正向預測表層扮演，而表層扮演能夠正向預測職業倦怠；但工作壓力對深層扮演則表現出負向預測，深層扮演能夠負向預測職業倦怠，這與聶晗穎等（2017）的研究結果一致。工作壓力大的中小學教師會增加表層扮演，通過對表情、聲音等肢體語言的調整，使情緒行為按照組織的情緒勞動要求表現出來。此外，他們也會進行更少的深層扮演，避免使用內部心理資源進行調整（馬淑蕾, 黃敏兒, 2006）。表層扮演的增多和深層扮演的減少使個體的外在行為與內心感受產生矛盾，最終會引起更多的職業倦怠。

當前研究發現表層扮演與工作滿意度在工作壓力與職業倦怠的關系中存在鏈式中介作用。情緒勞動在一定程度上能夠預測工作滿意度水平，情緒勞動中表層扮演能夠負向預測工作滿意度，但深層扮演不能顯著地預測工作滿意度。COR理論認為個體進行情緒勞動時，表層扮演會違背內心真實情緒，消耗更多資源，降低工作滿意度，而深層扮演則是資源補給的過程，會提升工作滿意度（洪秀敏, 張明珠, 2021）。但在兩條鏈式中介中，深層扮演并不是一個顯著的影響因素，可能是由于中小學教師群體不僅要處理領導和同事之間的關系，進行一般的情緒勞動，還需要長期在學生面前做表率和榜樣，經常控制負面情感和行為。而深層扮演需要較高的情緒調節能力，如果個體資源無法得到及時補充，則產生情緒耗竭（成欣欣, 宋萑, 2020），導致他們使用更多的表層扮演對外在情緒表現進行調節，而較少地使用內部心理過程調節真實情緒，增加了表層扮演對工作滿意度的負面影響。

以往研究對JD-R模型中職業倦怠的研究主要關注環境資源的影響，較少關注個體心理資源對工作態度上的作用。本研究從個體資源中的工作滿意度和情緒勞動入手，探討工作壓力如何影響職業倦怠，從不同角度為JD-R模型提供了更多實證數據。同時為改善中小學教師工作狀態提供參考，學校可以從工作滿意度和情緒勞動的角度針對性地改善中小學教師的工作態度。教學活動是一項高情緒活動工作，需要投入大量的精力來控制情緒和行為，因此學校管理者可以針對性地制定一些有效措施幫助中小學老師合理釋放與處理情緒，使他們在教學活動中更加自然。此外，對于當前面對繁重任務的中小學教師而言，學校可以考慮中小學教師在個人發展、教學改革、學生問題和學校管理等各方面的問題（張建人 等,2014），幫助他們減輕工作壓力，提高工作滿意度，緩解職業倦怠。本研究也存在一些不足，比如只關注了中小學教師群體的職業倦怠情況，沒有進一步探究教師的工作倦怠如何影響中小學生的發展。同時在未來的研究中，還可以考慮進行縱向研究，為工作壓力與職業倦怠因果關系提供更多的證據，進一步驗證本研究的結果。

5 結論

中小學教師的工作壓力不僅可以直接影響職業倦怠，還可以通過情緒勞動和工作滿意度的中介作用間接影響職業倦怠。此外，工作壓力還可以通過情緒勞動中表層扮演和工作滿意度的鏈式中介作用改變職業倦怠的程度。