赋能学校科层制对教师职业倦怠的影响：有调节的中介模型

［摘 要］ 为探究赋能学校科层制与教师职业倦怠的关系，研究采用赋能学校科层制量表、教师职业倦怠量表和工作意义量表对1 120名教师进行问卷调查。结果表明：赋能学校科层制、教师工作意义感与教师职业倦怠呈显著负相关，赋能学校科层制与教师工作意义感呈显著正相关；教师工作意义感在赋能学校科层制与教师职业倦怠之间具有部分中介作用；教龄在以教师工作意义感为中介的赋能学校科层制与教师职业倦怠的关系中具有调节作用，调节中介模型的前半路径，即随着教龄增加，赋能学校科层制对教师工作意义感的正向预测作用呈降低趋势。研究结论为建立健全赋能学校科层制，有效缓解教师职业倦怠具有参考意义。

［关键词］ 赋能学校科层制；教师职业倦怠；工作意义感；教龄；内部机制

［中图分类号］  G465  ［文献标识码］ A  ［文章编号］ 1005-5843（2024）02-0074-09

［DOI］  10.13980/j.cnki.xdjykx.2024.02.012

一、问题提出

职业倦怠是指个体不能合理应对工作压力时，在行为、情感、态度和思想方面表现出的一种衰竭状态，包括情感衰竭、去个性化、个人成就感降低3个维度［1-2］。情感衰竭反映个体情绪的疲劳状态，去个性化反映个体对工作或工作中其他人的消极程度，个人成就感降低反映个体效能感和成就感的下降程度［3］。教师是职业倦怠的高发人群，他们工作时间长，工作负担重，既要保证完成学校安排的教学任务，还需承担很多非教育教学工作［4-5］。教师职业倦怠不仅威胁其自身心理健康，还会对学校教育系统和教育质量产生消极影响［6］。目前已有很多学者探索教师职业倦怠产生的各种原因，他们大多从心理学视角出发，揭示影响教师职业倦怠的心理因素，如心理授权、自我效能感、个性、情绪调节和韧性等［7-12］。但是，随着产生职业倦怠的教师数量的不断增加，教师职业倦怠问题不再只是其个体单纯的心理现象，俨然成为一个重要的社会问题［13］。换言之，心理学理论可能无法完全解释教师职业倦怠，忽略了教师职业倦怠的结构根源。因此，本研究将基于社会学视角探讨赋能学校科层制作为重要结构因素对教师职业倦怠的影响及其作用机制，这对于预防和缓解教师职业倦怠，提高教师职业幸福感和工作满意度具有重要意义。

二、文献综述

（一）赋能学校科层制对教师职业倦怠的影响

学校是现代社会科层制组织的重要形式之一［14］，具有专业化、权力等级、规章制度和非人格化的基本特征。很多学者批判科层制塑造了等级森严的组织管理形态，在一定程度上导致行政风格的僵化，而且其对个人自由及人文关怀的漠视也会使人感到筋疲力尽，丧失个性和士气低落［15-16］。对此，韦恩K·霍伊和斯科特R·斯威特兰（Wayne K.Hoy & Scott R.Sweetland）提出了赋能学校科层制这一概念［17］。他们从集中化和形式化两个角度阐释了赋能学校科层制的内涵，并将其概念化为从完全强制到完全赋能的连续性过程［18］。根据他们的研究成果，赋能学校科层制同样支持权力集中，但其目的在于促进跨部门合作而非保留特殊角色的权力层级，支持形式化也是为促进问题解决而非发布失败的规则和规章制度［19］。如果一所学校建立了赋能科层制，它往往会共享权力、双向沟通、将问题视为机会、尊重差异、建立信任、从错误中学习并积极接受意外事件的发生［20］。赋能学校科层制体制使教师能够按照自己的价值观和目的开展工作，正向影响教师工作满意度和自我效能感。同时，研究也发现教师工作满意度和自我效能感也与教师职业倦怠呈显著负相关［21-22］。因此，本研究提出研究假设H1：赋能学校科层制对教师职业倦怠具有显著负向预测作用。

（二）工作意义感的中介作用

工作意义感是个体对工作价值的一种主观感受和评价［23］，深刻影响其在工作中的情感状态与行为表现。对于教师而言，他们之所以选择成为一名教师是出于一种特定的工作价值和目标，即教师的工作能够改变学生的生活［24］。教师认为教学、备课和指导学生等工作能够促进学生的全面发展，对于他们来说是有意义的［25-26］。在我国，学校从属于国家教育系统，在学校本身的教育功能之外， 还衍生出社会、经济和政治等功能。学校内部存在着行政级别的明确划分和权力的高度集中，这些特征使学校倾向于执行强制性的规则和程序来约束和惩罚教师，特别是实行基础教育改革以来，聘任制、工资奖金与学生考试成绩挂钩的教育评价制度给中小学教师带来了普遍性的职业危机与工作压力［27］。在这种情况下，教师难以掌控自己的工作进程，被迫从事大量的非教学工作，如撰写报告、参加会议和采购用品等，并且需要让自己的工作目的服从于学校的行政目的［28］。这可能会使教师无法准确感知自身的工作意义，长期处于一种疲惫、悲观和无力的心理状态，导致教师职业倦怠。而与强制性学校科层制不同的是，赋能学校科层制倾向于在结构层面上赋予教师权力，使他们能够按照自己的原则和价值观开展工作，并确定自己与工作之间有意义的联系，从而产生较高的工作满意度和工作热情。同时，研究表明，如果一所学校采取共享领导、开放沟通和鼓励信任的做法，教师将被赋予更多的权力判断其工作目的，明确工作的意义和价值，从而减轻其产生职业倦怠的风险［29］。因此，本研究提出研究假设H2：工作意义感在赋能学校科层制与教师职业倦怠之间具有中介作用。

（三）教龄的调节作用

在有关教师职业倦怠的研究中，教龄是重要的人口学变量［30］，现有研究更多针对教龄进行差异性分析，较少探究教龄的调节作用。已有研究发现，教龄与教师职业倦怠密切相关，申继亮和费广洪等人认为入职后10年是教师职业倦怠相对比较严重的时期［31］。杨莉君和曾晓在其研究中也指出幼儿园青年教师群体与其他教师群体相比更容易出现职业倦怠的问题［32］。对于教师来讲，随着他们教龄的不断增长，其教学能力和社会阅历会得到提升和积累，对工作的认知日益明确，抗压能力显著增强，较少出现倦怠的情况。研究也表明，教龄越高的教师，其工作价值观念越自主，情绪衰竭水平也越低［33］。在同样的赋能学校科层制度下，教龄较高的教师可能更有心理和社会资本感知到学校层面的赋权增能，体验到更多的工作意义，从而表现出较少的倦怠。因此，在探讨赋能学校科层制与教师工作意义感、教师职业倦怠的关系时需要考虑教龄的调节作用，本研究据此提出研究假设H3：教龄在以教师工作意义感为中介的赋能学校科层制与教师职业倦怠的关系中具有调节作用，调节赋能学校科层制→教师职业倦怠路径；研究假设H4：教龄在以教师工作意义感为中介的赋能学校科层制与教师职业倦怠的关系中具有调节作用，调节赋能学校科层制→教师工作意义感路径。

综上所述，本研究构建了有调节的中介模型（如图1所示），该模型不仅探究赋能学校科层制与教师职业倦怠的直接关系，还进一步考察教师工作意义感在赋能学校科层制与教师职业倦怠之间的中介作用和教龄在中介模型中的调节作用。通过检验有调节的中介模型，可以更好地理解学校科层制真正的意义和价值，了解赋能学校科层制影响教师职业倦怠的过程和机制，为建设赋能学校科层制以预防教师职业倦怠提供实证支持和相应建议。

三、研究设计

（一）研究对象

本研究采用随机取样的方法，借助问卷星平台，以网络问卷的形式派发1 231份教师问卷，回收1 231份问卷，回收率100%。为确保问卷质量，问卷前言中表明调查目的和意义、作答要求和匿名保障，所有研究对象均同意参与本次的问卷调查。回收问卷后，研究者按照漏填和重复选择同一选项的标准进行问卷筛选，最终收获有效问卷1 120份，有效回收率90.98%。男教师290人，占总人数的25.89%，女教师830人，占总人数的74.11%。教师的平均教龄12.52年，平均年龄36岁。

（二）研究工具

1. 赋能学校科层制量表。本研究采用霍伊和斯威特兰编制的赋能学校科层制量表，计分方式为五级李克特计分，从“1=非常不符合”到“5=非常符合”。量表分为赋能结构和控制结构两大维度，共12个题项。赋能结构维度包含6道题项，例如，“学校管理章程能够提供教师和管理者真正沟通的机会”“学校管理使教师能够履行其职责”和“学校管理章程有积极作用而不是反作用”等。控制结构维度包含6道题项，例如，“学校管理阻碍学生取得成就”“学校管理规则用于惩罚教师”和“学校校长的权威用于压榨教师”等。量表的内部一致性系数为0.92，具有良好的信度。

2. 关于工作意义感量表。本研究采用格雷琴M·斯普雷策（Gretchen M Spreitzer）编制［34］、李超平和李晓轩等人修订的中文版心理授权量表中的工作意义分量表［35］，计分方式为五级李克特计分，从“1=非常不符合”到“5=非常符合”。量表共包含3道题项，例如，“我做的工作是有意义的”“我的工作对我来说非常重要”和“我工作中的各种活动对我来说是有意义的”等。量表的内部一致性系数为0.90，具有良好的信度。

3.  职业倦怠量表。本研究采用克里斯蒂娜·马斯拉赫（Christina Maslach）等人编制［36］、李超平和汪梅梅修订的中文版职业倦怠量表［37］，量表计分方式为七级李克特计分，从“1=非常不符合”到“7=非常符合”。量表共包含15道题项，分为情绪衰竭、去个性化和个人低成就感3个维度，例如，“工作让我身心疲惫”“我做工作不像以前那样热心了”和“我怀疑自己所做工作的意义”等。量表的内部一致性系数为0.84，具有良好的信度。

（三）数据分析

本研究采用SPSS24.0分析研究数据。首先，对赋能学校科层制、教师工作意义感和教师职业倦怠进行描述性统计和相关性分析。其次，采用PROCESS宏程序和Bootstrap法分别检验教师工作意义感在赋能学校科层制与教师职业倦怠间的中介作用、教龄在以教师工作意义感为中介的赋能学校科层制与教师职业倦怠的关系中的调节作用。

四、研究结果

（一）共同方法偏差检验

为避免共同方法偏差，采用Harman单因素检验法对所有测量题项进行检验。结果显示，共提取5个特征根大于1的公共因子，第一个公共因子的变异解释率为37.52%，小于40%的临界值，说明本研究不存在共同方法偏差问题。

（二）描述性统计与相关分析

分析结果如表1所示，赋能学校科层制与教师职业倦怠呈显著负相关（r=-0.27，p<0.01），与教师工作意义感呈显著正相关（r=0.49，p<0.01）；教师工作意义感与教师职业倦怠呈显著负相关（r=-0.22，p<0.01）。

（三）中介作用检验

本研究采用SPSS24.0的PROCESS宏程序中的Model 4模型，以赋能学校科层制为自变量，教师职业倦怠为因变量，教师工作意义感为中介变量，性别、年龄和教龄为控制变量，检验教师工作意义感在赋能学校科层制和教师职业倦怠间的中介作用。分析结果如表2所示，赋能学校科层制能够显著负向影响教师职业倦怠（β=-0.35，p<0.01），显著正向影响教师工作意义感（β=0.46，p<0.01）；当赋能学校科层制和教师工作意义感同时影响教师职业倦怠时，赋能学校科层制和教师工作意义感对教师职业倦怠均具有显著负向影响（β=-0.27，p<0.01；β=-0.17，p<0.01），研究假设H1成立。

研究者进一步采用偏差校正的百分位Bootstrap方法，样本重复随机抽样次数设置为5 000次，在95%的置信区间下检验教师工作意义感的中介效应。检验结果如表3所示，赋能学校科层制对教师职业倦怠的直接效应值是-0.27，95%的置信区间是［-0.37，-0.18］，不包含0，说明直接效应显著；教师工作意义感在赋能学校科层制和教师职业倦怠间的中介效应值是-0.08，95%的置信区间是［-0.12，-0.03］，不包含0，说明赋能学校科层制→教师工作意义感→教师职业倦怠路径显著。因此，教师工作意义感在赋能学校科层制和教师职业倦怠间具有部分中介作用，研究假设H2成立（中介模型如图2所示）。

（四）有调节的中介作用检验

本研究采用PROCESS宏程序中的Model 8模型，以赋能学校科层制为自变量，教师职业倦怠为因变量，教师工作意义感为中介变量，教龄为调节 变量，性别和年龄为控制变量，进行有调节的中介作用检验。检验结果如表4所示，在有调节的中介模型中，赋能学校科层制和教师工作意义感均显著负向预测教师职业倦怠（β=-0.27，p<0.01；β=-0.17，p<0.01），但赋能学校科层制与教龄的乘积项对教师职业倦怠的预测作用不显著（β=-0.001，p>0.05），说明教龄在赋能学校科层制和教师职业倦怠之间不具有调节作用，研究假设H3不成立。同时，赋能学校科层制显著正向预测教师工作意义感（β=0.46，p<0.01），赋能学校科层制与教龄的乘积项显著负向预测教师工作意义感（β=-0.01，p<0.01），说明教龄在赋能学校科层制和教师工作意义感之间具有调节作用，研究假设H4成立，教龄主要调节了中介模型中的前半路径。