中學教師情緒勞動與情緒耗竭的關系以及成就感的調節作用

龔婕

（華東師范大學教育學部，上海，200000）

一、問題提出

在早年的研究中，學者們主要關注情緒勞動在經濟學、管理學、心理學等學科研究中的熱點問題。而在近15年，國內學者開始將目光轉移到教育學上來，關注教師的情緒勞動[1]。教師作為學校教育中的“傳道受業解惑人”，不僅負責教學上向學生教授知識、發展學生認知能力的任務，也肩負著對學生的道德感化和情感關懷，可以說，教師既是教育工作者，也是高情緒勞動者。在教育體系呼吁向素質教育轉型、人才培養模式提出全面革新的今天，教師作為教育改革的關鍵一環，面臨著巨大的挑戰。在角色定位上，教師不僅是教學的管理者，也是家校社之間的溝通者，更應是現代社會的終身學習者、實踐創新者。在工作強度上，教師工作負擔過重成為普遍現象。教師除了負責與教育教學相關的事務之外，還承擔了許多不相關的其他事務。在專業化發展上，因社會對教師的專業地位一直未正式肯定，教師工資待遇不高、話語權式微的現象屢見不鮮。高期待、重任務、待遇不高之間的張力容易引起教師情緒失調、喪失職業成就感、導致職業倦怠等問題，若不能及時化解，輕則導致教師出現情感障礙，影響教師心理健康，重則會降低教師的職業吸引力、引發行業“劣幣驅逐良幣”的問題，在極端條件下甚至會造成教師違法犯罪，傷害學生生命安全的悲劇。

因此，厘清教師情緒勞動的特征、分析教師情緒勞動與情緒衰竭之間的關系以及考察成就感作為情緒勞動與情緒耗竭之間的調節作用對于理解、肯定和支持教師工作的復雜性與專業性尤為重要。

基于此，本文通過對來自我國十五省市的中學教師的實證調查，試圖回答以下幾個問題：1.中學教師的情緒勞動策略（表層勞動、深層勞動、自然勞動）有何特征？2.中學教師的情緒勞動與情緒耗竭之間有何關系？3.成就感在情緒勞動與情緒耗竭之間是否存在調節作用？如果存在，其調節機制是如何運作的？

二、研究設計與研究方法

本研究采用橫斷的定量研究方法，對一線的中學教師進行問卷調查，通過調查數據對于本研究的相關問題進行研究，處理數據的軟件為SPSS23.0。

1.樣本基本情況

本研究以上海、云南、內蒙古、海南、江西、貴州、浙江等地區的中學教師為研究對象。采用問卷星的方式發放問卷，遵循自愿原則匿名填寫。最后共回收問卷1196份，其中有效問卷為1171份，有效回收率為97.9%。樣本基本情況（見表1所示）。

表1 樣本基本情況

2.問卷

（1）教師情緒勞動量表

“情緒勞動策略量表”（The emotional labor strateties scale，ELS） 是 由 Diefendorff，Croyle 和Gosserand（2005）合作編制[2]，用于測量工作中服務行業人員的情緒表達行為。該問卷由三個維度組成，分別為表層行為、深層行為和自然行為，采用李克特五點計分法，（0=“非常不符合”，5=“非常符合”）。基于研究設計與核心的研究目的，在不改變原本維度的前提下進行了適度修訂，將“顧客”一詞改為“學生”，例如“我在顧客面前表達的情緒是真實的”，經研究者考量后修訂為“我向學生表達出的情緒是真實流露的”。本研究所用量表共15個題項，包括三個維度，其中表層行為有6個題項、深層行為有5個題項，自然行為有4個題項。

（2）教師情緒耗竭量表

教師情緒耗竭的量表來自由Maslach和Jackson編制的MBI職業倦怠量表中的情緒耗竭分問卷，由柏喬陽翻譯為中文[3]。共有8個題項，選項由頻率從低到高為：“從不”“極少（一年一次或幾次）”“偶爾（一個月一次或更多）”“經常（一個月幾次）”“頻繁（每星期一次）”“非常頻繁（每星期幾次）”“每天”，最低分為1分，最高分為7分。其中，第五題和第七題反向計分。

（3）教師成就感量表

教師成就感量表由MBI職業倦怠量表中的“低成就感”分問卷和[4]一般自我效能感量表（General Self-Efficacy Scale-Schwarzer，GSES）[5]改編而成，根據研究目的，將量表進行改寫，一共收錄8個題項，題項 1、2、5、6、8 涉及教師對自我效能感，題項 3、4、7涉及教師的職業價值觀念；題項分別表述為：1.在工作中，我能輕松的與學生同事打交道；2.我覺得自己有能力處理學生和同事帶給我的問題；3.我認為自己的工作能夠給他人帶來積極的影響；4.我能在工作中找到成就感；5.和同事、學生面對面打交道，我應對起來輕松自如；6.和同事、學生打交道時，我覺得我能創造出輕松愉快的氛圍；7.在工作中，我做了很多有意義的事；8.在工作中，我能很冷靜地處理情緒問題。選項由頻率從低到高為：“從不”“極少（一年一次或幾次）”“偶爾（一個月一次或更多）”“經常（一個月幾次）”“頻繁（每星期一次）”“非常頻繁（每星期幾次）”“每天”，頻率最低記為1分，頻率最高記為7分。

（4）問卷信效度

教師情緒勞動與情緒耗竭量表的信效度已在國內外多次的實驗中已得到檢驗。在本研究中，各問卷的KMO值均大于0.7，克隆巴赫系數均大于0.6，巴特萊球形檢驗均在0.01水平上顯著，具體數值（見表2）。因此，問卷具有較好的信效度。

表2 問卷信效度

3.研究方法

采用SPSS23.0處理數據，用ANOVA方差分析檢驗教師情緒勞動的特征，用簡單線性回歸模型和多層回歸模型檢驗情感動動策略對情感耗竭的影響，用交互作用檢驗成就感在情緒勞動策略與情緒耗竭之間的調節作用。

三、結果與分析

1.教師情緒勞動特征

（1）教師情緒勞動的總體情況

采用描述統計的方法來考察教師情緒勞動的總體特征，最高分為5分，最低分為1分，中等臨界值為2.5分。對中學教師的三種情緒勞動策略得分進行統計得到如下結果（見表3）。

表3 教師情緒勞動策略總體情況

如表3所示，中學教師情緒勞動中呈現至少以下兩個特征：其一、教師的情緒勞動水平普遍較高，三種情緒勞動均大于中等水平。說明中學教師在工作中不僅付出了大量的心智努力，也在教學中傾注了大量的情感；其二、三種情緒勞動得分從低到到為表層行為、深層行為、自然行為。這說明教師在工作中表現出來的情感更多的是真實反應，而非偽裝。深層行為得分達到3.61也說明了教師為取得公眾所期待的情緒勞動做出了大量的內在調適和努力，這對教師的情緒勞動具有積極意義。

（2）教師情緒勞動在不同學歷水平上的差異

采用ANOVA方差分析比較在不同學歷的教師情緒勞動上的差異（見表4）。

表4 不同學歷教師的情緒勞動均值比較

如表4所示，在自然行為上，不同學歷水平教師平均得分在0.1水平上差異顯著，中專學歷教師自然行為得分最低，而博士學歷教師得分最高，也就是說教師的學歷越高，越能真切地展現出公眾所期待的情緒。其背后可能的原因是，因受教育程度的提高，教師對職業道德的理解和內化程度越深，越能真誠的對待學生和工作。而在表層行為和深層行為上，各學歷水平的教師平均得分則沒有顯著性差異。

（3）教師情緒勞動在不同性質學校上的差異

采用ANOVA方差分析比較在不同類型學校的教師情緒勞動上的差異（見表5）。

表5 不同學校性質教師的情緒勞動均值比較

如表5所示，不同學校性質的教師的表層行為平均得分在0.01水平上差異顯著。重點學校的教師的表層行為得分顯著高于非重點學校教師得分。其可能的原因是：由于重點中學的教師面臨著更大的升學壓力、更大的工作強度，同時，學校、家長、學生對教師的期望也更高，在來自工作本身要求和外界期望的雙重夾擊之下，教師如果不能較好地平衡和調適工作情緒，他就只能將真實情緒進行偽裝以滿足社會對自己的期待。而在深層行為和自身行為上，不同學校性質的教師平均得分上沒有顯著差異。

（4）教師情緒勞動在不同身份上的差異

采用ANOVA方差分析比較在不同身份的教師情緒勞動上的差異（見表6）。

表6 不同身份教師的情緒勞動均值比較

如表6所示，不同身份教師的表層行為平均得分在0.01水平上差異顯著。擔任班主任的教師表層行為平均得分顯著高于不擔任班主任的教師。這也與社會現實相一致，班主任老師不僅要承擔任課科目的教學工作，還負責了大量的班級日常工作管理、班級活動組織策劃、學生發展指導以及家校社溝通等工作，在繁重的工作壓力之下，偽裝起疲倦的情緒似乎也成為了理所當然的無奈之舉。而在深層行為和自然行為上，不同身份的教師平均得分上則沒有顯著差異。

2.教師情緒勞動與情緒耗竭之間的關系

（1）不同情緒勞動策略對情緒耗竭的影響

以表層行為、深層行為、自然行為作為自變量，情緒耗竭作為因變量進行簡單線性回歸分析，以考察不同情緒勞動策略對情緒耗竭的影響程度，其中β為回歸系數，△R2為引入該自變量后模型增加的解釋度（見表7）。

表7 不同情緒勞動策略對情緒衰竭的預測作用

如表7所示，從P值上看，表層行為、深層行為、自然行為均能顯著預測情緒耗竭，回歸模型顯著。從β值上來看，表層行為正向預測情緒耗竭，深層行為和自然行為則負向預測情緒耗竭。這也與情緒勞動原理相一致。表層行為作為一種情緒偽裝，讓教師在工作過程中壓抑自己真實情感表達，以“賠笑臉”的方式開展工作，長此以往容易形成自我不一致的體驗，進而正向解釋了產生情緒耗竭的原因。深層行為作為教師心理內部積極的調適策略，將教師體驗到的情感與表現出來的情感統合起來達到“表里如一”的效果，自然行為則是直截了當地將真實的情緒表現出來，故二者共同負向預測了情緒耗竭這一變量。從β值與△R2數值大小上來看，表層行為對于情緒耗竭的解釋力度最大，自然行為次之，深層行為再次。

（2）不同情緒勞動策略對情緒耗竭的解釋力度

上述的研究結果是建立在同時包含三個自變量的回歸模型之上的，而該回歸模型是否是最優回歸模型不得而知，在這樣的情況下，用△R2來表征不同情緒勞動策略對情緒耗竭的解釋力度則不夠精確。為了更加準確地回答該問題，本研究借鑒吳宇駒[6]的方法，采用多層回歸分析來進行分析。將情緒勞動策略作為自變量（表層行為記為X1，深層行為記為X2，自然行為記為X3），情緒耗竭作為因變量。把3個自變量進行排列組合，獲得一共有23-1=7個子模型，包括3個只含有一個自變量（X1、X2、X3） 的回歸模型，3 個含有兩個自變量（X1X2、X1X3、X2X3）的回歸模型，以及1個同時含有3個自變量（X1X2X3）的回歸方程。其中X1X2的含義表示模型同時存在X1和X2兩個自變量，而非將X1與X2的乘積引入模型進行分析，X1X3、X2X3、X1X2X3同理。

如表8所示，λ表示子模型中自變量的數量，R2值為該子模型中所有自變量對因變量的解釋程度。△R2表示在該行自變量的基礎上增加變量后回歸方程R2的增加值。以X1表層行為為例，λ=1表示模型中只含有一個自變量的情況，當子模型只含有X1一個自變量時，R2值為0.255，故X1在λ=1時的平均貢獻量為0.255，λ=2表示子模型中含有兩個自變量的情況，X2行X1列中表示在只考慮X2為自變量的模型中，引入X1作為雙自變量后R2值增加了0.306，X3行X1列表示在只考慮X3為自變量的模型中，引入X1作為雙自變量后R2值增加了0.263，因此當λ=2時，X1在λ=2時的平均貢獻量為（0.306+0.263）/2=0.285。λ=3表示模型中含有三個自變量的情況。X2X3行X1列表示，當模型中已含有X2和X3兩個自變量時，引入X1作為共同自變量時，R2值增加0.254，故X1在λ=3時的平均貢獻量為0.254/1=0.254。將λ分別等于1、2、3這3種情況下的平均貢獻值再做平均即的X1的總平均貢獻量，因此X1的總平均貢獻量為（0.255+0.285+0.254）/3=0.265。X2，X3的總平均貢獻量同理可得，分別為0.017和0.05，X1X2X3行表示，當模型同時含有3個自變量時，自變量對因變量的總解釋程度為0.331。因此，在預測總方差的0.331中，X1即表層行為的解釋力度為80%，X2即深層行為的解釋力度為5.1%，X3即自然行為的解釋力度14.9%。表層行為成為預測情緒耗竭最主要的變量。具體數值（見表8）。

表8 不同情緒勞動策略對情緒耗竭預測的貢獻量

3.成就感在情緒勞動與情緒耗竭之間的調節作用

（1）成就感的調節作用

采用分層回歸分析檢驗成就感在情緒勞動和情緒耗竭之間的調節作用，以情緒耗竭作為因變量，分為四步進行，共建立4個回歸方程模型。第一步，引入人口統計學變量（學校性質、最高學歷、是否擔任班主任）作為控制變量；第二步，引入自變量（表層行為、深層行為、自然行為）作為自變量考察主效應；第三步，引入調節變量（成就感）考察其對因變量的主效應；第四步，將自變量與調節變量的乘積引入方程考察調節變量的交互效應。具體結果（見表9）。

由表9可知，四個回歸方程的P值均小于0.01，即四個模型均顯著。第一個回歸模型說明，學校性質、最高學歷、是否擔任班主任對情緒耗竭有顯著影響，因此，在本研究中需要將其納入模型作為控制變量。第二個回歸模型說明了表層行為、深層行為、自然行為對情緒耗竭有顯著預測作用，在結果與分析的第二部分有詳細說明，此處不再贅述。第三個回歸模型說明了成就感能顯著負向預測教師的情緒衰竭，也就是說，當教師的成就感體驗越高，越不容易產生情緒耗竭。第四個回歸模型則檢驗了成就感在情緒勞動策略與情緒衰竭之間的調節作用。由回歸系數的顯著性可得，成就感在表層行為與情緒耗竭之間（P<0.01）和在自然行為與情緒耗竭之間（P<0.05）存在顯著的調節作用，而在深層行為與情緒耗竭之間的調節作用則不明顯。

表9 成就感對情緒勞動與情緒耗竭的調節作用檢驗

（2）成就感的調節機制

為了更進一步了解成就感在表層行為與情緒耗竭之間的調節機制，將每位教師的成就感題項得分進行匯總，將其分為成就感高分組和成就感低分組（以27%和73%分位數為界），低分組記為1組，高分組記為2組。繪制成就感、表層行為與情緒耗竭的交互作用圖（如圖1）；繪制成就感、自然行為與情緒耗竭的交互作用圖（如圖2）。

圖1 表層行為

圖2 自然行為

如圖1所示，隨著表層行為頻率的增加，低成就感得分組教師的情緒耗竭頻率也在大福增加，而高成就感得分組教師的情緒耗竭頻率增加幅度則不明顯。也就是說，高成就感得分組的教師在采取表層行為策略時并不像低成就感得分組的教師那樣容易產生情緒耗竭。值得注意的是，當表層行為的使用頻率極高時（滿分5分，超過4.5分），即使是高成就感得分組的教師，也易發生情緒耗竭。

如圖2所示，隨著自然行為頻率的增加，低成就感得分組教師的情緒耗竭的頻率隨之增大，而高成就感得分組教師的情緒耗竭頻率增加幅度則不明顯。

四、總結與建議

1.總結

本文通過ANOVA方差分析、簡單線性回歸、多元層次回歸和交互效應分析了中學教師情緒勞動的特點、情緒勞動策略與情緒耗竭之間的關系以及成就感在其中的調節作用，得到結論匯總如下。

（1）在教師情緒勞動的特點上

不同學歷水平的教師在自然行為的使用頻率上存在顯著差異，學歷越高的教師自然行為的使用頻率越高；擔任班主任與不擔任班主任的教師在表層行為的使用頻率上存在顯著差異，擔任班主任的教師的使用頻率高于不擔任班主任的教師；不同學校性質的教師在表層行為的使用頻率上存在顯著差異，重點學校的教師高于非重點學校的教師。

（2）在教師情緒勞動策略與情緒耗竭的關系上

三種情緒勞動策略均能顯著預測教師的情緒耗竭。表層行為正向預測情緒耗竭，深層行為和自然行為負向預測情緒耗竭。在解釋量上，三者共能解釋因變量發生的33.1%，其中，表層行為占已預測方差的80%，深層行為占已預測方差的5.1%，自然行為占已預測方差的14.9%，表層行為在三種情緒勞動策略中是預測情緒耗竭最主要的自變量。

（3）在成就感的調節作用上

成就感在表層行為與情緒耗竭之間和在自然行為與情緒耗竭之間存在顯著的調節作用，而在深層行為與情緒耗竭之間的調節作用則不明顯。低成就感得分組教師情緒耗竭的頻率隨著表層行為頻率的增加而大福增加，高成就感得分組教師情緒衰竭的頻率則不隨表層行為頻率的增加而發生太大變化；低成就感得分組教師情緒耗竭的頻率隨著自然行為的增加而增加，而高成就感得分組教師的情緒耗竭頻率則不隨自然行為頻率的增加而大幅增加。

2.建議

基于上述研究結論，本文提出如下建議。

（1）建立多元教師評價體系，打破評價標準“唯分數論”

長久以來，升學壓力、學業成績不僅是壓在學生身上的大山，也是考核教師的“KPI”，甚至成為判斷老師是否是“良師”的唯一準則。在面對教育中的其他利益相關體對自己的評價標準時，教師也在實踐中將其內化為了對自己的要求，從而背負了沉重的枷鎖，當壓力超載而無法化解時，“表演”“偽裝”就成為了教師情緒勞動的必要手段。這也在一定程度解釋了重點學校教師的表層行為得分顯著高于非重點學校教師得分的這一現象。然而，表層行為使用頻率的提高并不是故事的全部，隨之而來的情緒耗竭發生頻次的提高還會引發一系列的教師教學認知能力下降、教學質量下滑等負面效果。因此，建立多元的、發展性的教師評價體系顯得尤為重要，這不僅有利于教師自身的情感發展，對營造一個有愛、有生命的課堂進而促進學生的全面發展也有著積極意義。

（2）適當開展培訓，引導教師進行積極情緒管理

“情緒勞動是一把雙刃劍”，不同的情緒勞動策略對教師的情緒體驗有著不同的影響，與表層行為帶來的效果相反，深層行為和自然行為對預防教師產生情緒衰竭則有著積極意義。正如Osgood所指出的那樣，不應該再將情緒勞動視作剝削的手段，而應重視其在教育中的實踐價值[7]。因此，“教師”作為“高情緒勞動者”，接受適當的培訓以習得進行積極的情緒管理策略十分必要。首先，應為教師提供控制情緒穩定的相關課程培訓，幫助教師以相對平靜的心態對待工作上的挑戰和突發事件。其次，應開發一些對情緒勞動的事后說服課程，幫助教師在事后通過反思和情境重演的方式為自己的“扮演”行為的正當性進行辯護，以真正認可自己當時的情緒反應，達到“表里如一”的效果。更重要的是，應注重教師培養體系中關于職業道德和專業情誼的學習，讓教師能更加真誠的對待學生，從而摒棄“言行不一”“心口不一”的道德。

（3）提高教師社會地位待遇，重視教師職業成就感的獲得

表層行為的教師在工作中要付出更多的情緒努力，一方面他們要克服真正的情緒以維持外在表現的情緒，另一方面他們還需要克服“表里不一”帶來的自我分裂感。如果不良情緒無法得到及時調節，則會造成教師在工作中身心俱疲的情緒耗竭狀態，甚至會引發心理健康問題。本研究發現，教師的成就感在表層行為與情緒耗竭之間有顯著的調節作用，也就是說高成就感的教師更不容易發生情緒耗竭。因此，應著力幫助教師進行適切的自我評價、形成正確的成就歸因、養成積極的心態以獲得較高的自我效能感和成就感；此外，為教師減輕工作負擔，提高教師工資待遇，修訂教師從業標準、提高社會對教師專業性的認同等措施對提升教師的職業成就感也十分關鍵，這些措施雖道阻且長，但行之將至。