教师教育学报  2019, Vol. 6 Issue (5): 20-28.  DOI: 10.13718/j.cnki.jsjy.2019.05.003
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  • 基于人口学特征的高校教师职业倦怠元分析    [PDF全文]
    周敏 , 彭文波 , 易新瑶     
    重庆师范大学 教育科学学院, 重庆 401331
    摘要:研究采用元分析方法,旨在探讨影响高校教师职业倦怠的人口学因素,为提高高校教师的心理健康水平提供依据。结果显示:(1)高校教师呈中度职业倦怠且职业倦怠的发生率偏高;(2)人口学特征中的性别和婚姻因素对高校教师职业倦怠有一定影响,但影响不大;(3)职称因素对高校教师职业倦怠的调节效应显著;(4)年龄因素对高校教师职业倦怠的影响呈现随年龄的增长而减少的趋势;(5)高校教师职业倦怠其他研究特征因素的调节效应不显著。基于此,提出以下建议:(1)减轻高校教师工作负荷,关注高校教师身心健康;(2)营造良好的社会支持氛围;(3)关心高校教师的家庭生活;(4)公平地给予高校教师进修机会;(5)平衡"教学"与"科研"的业绩比重,制定科学合理的职称晋级评定标准。
    关键词高校教师    职业倦怠    元分析    人口学特征    
    一、研究背景

    随着我国高校的持续扩招和高等教育评价体系的不断完善,高校教师的压力与日俱增,从而引发教师群体普遍的职业倦怠情绪,导致高校教师缺乏工作热情和人才流失等问题的出现。这不仅损害了教师的身心健康,而且也直接影响了高校的教学质量,不利于学生的成长和我国高等教育事业的发展。因此,关注和解决高校教师职业倦怠问题已成为当务之急。

    国外的职业倦怠研究始于20世纪80年代初。这一时期,研究者主要关注的是职业倦怠的概念与现象描述。职业倦怠(job burnout)是个体在工作和人际的重压下产生身心疲劳与精神耗竭的状态[1],它最容易在教师、护士、律师等助人行业中出现[2]。职业倦怠现象主要表现在3个方面:(1)精神情绪方面,个体的情绪极度低落,出现精神萎靡、情绪紧张、身体困乏等症状;(2)认知态度方面,个体对自己的评价处于一种贬低状态,出现冷漠、愤世嫉俗、消极、否定等症状;(3)行为能力方面,个体对工作时常感到力不从心、难以应对,出现没有成就感等症状。90年代以后,研究者进一步关注形成职业倦怠的原因,开始研编职业倦怠问卷表,其中应用最广的是Maslach和Jackson于1986年编制的职业倦怠问卷(Maslach Burnout Inventory, 简称MBI)。据统计,在已发表的有关职业倦怠的研究中,90%以上的论文和研究报告都采用MBI作为测量工具[3]。该问卷包括3个调查维度:情绪衰竭、去人性化和低成就感[4]。该问卷推出后,便得到广泛的应用,至今已发展成多个版本,其中主要包括应用于教师群体的MBI-ES、应用于助人行业的MBI-HSS和应用于所有职业的MBI-GS。

    相比国外职业倦怠研究起步早且成果卓著而言,我国的职业倦怠研究起步较晚。有学者指出,我国真正意义上的职业倦怠研究始于2003年[5]。国内有学者在教师队伍中进行调查研究,结果显示50.34%的教师有不同程度的职业倦怠[6]。教师的健康问题随压力水平增高而日渐严重,有3/4的教师认为自己是因工作疲劳或紧张而生病请假[7]。又有学者曾对职业倦怠的影响因素进行归纳,发现影响职业倦怠的因素有4个,分别是:人口统计学因素、人格因素、工作特征因素和工作资源因素[5]。其中,人口统计学因素方面的研究取得了丰硕的成果。在教师职业倦怠现状调查研究中,有90%的研究文献对样本的人口学特征进行了调查分析。但是,研究结果众说纷纭。就性别而言,一些研究发现,男性教师较女性教师的职业倦怠程度更高,且在去个性化维度上呈显著性水平[8]。而另一些研究结果与之相反,表明不同性别、职称的教师在职业倦怠各维度上的得分差异无统计学意义[9]。类似这种在人口学特征方面存在差异的研究不胜枚举,考虑到调查地域、测量工具、出版年代等因素的影响,很难对这些结果作出解释。

    在此背景下,面对如此纷繁杂乱的研究结果,高校管理者难以把握高校教师职业倦怠的真实情况,也就难以有效地指导教师的专业发展。为此,亟待对已有的研究结果进行系统的梳理和汇总。而元分析(mete-analysis)的主要优势有:(1)通过降低样本观察值落在模糊区域中的概率来提高推断统计的检验效力;(2)通过减小置信区间的宽度来增强其估算方面的相对精准度[10]。因此,本文采用元分析的方法,探讨影响高校教师职业倦怠的人口统计学因素,旨在为提高高校教师的心理健康水平提供依据。

    二、研究方法 (一) 文献搜集

    本文使用中国知网(CNKI)为文献检索平台,对国内有关高校教师职业倦怠的文献进行检索,共检索出相关文献1 081篇。检索条件满足:(1)主题词为“高校教师”“职业倦怠”“工作倦怠”“工作耗竭”;(2)匹配模式为“模糊匹配”;(3)时间为“2007-2017年”;(4)数据库为“跨库检索”。

    纳入标准:(1)文章内容主要是调查高校教师职业倦怠情况;(2)研究对象为我国高校教师;(3)文献中采用的调查量表必须包含“情绪衰竭”“去人性化”“低成就感”3个维度;(4)文献中资料数据完整,研究报告了样本量和3个维度的平均数、标准差;(5)样本量大于30。文献筛选流程见图 1

    图 1 文献筛选流程
    (二) 编码

    首先,对搜集到的文献特征进行编码(见表 1),包括研究者、发表年份、样本量、所使用的工具(量表)等;其次,对文献中报告的样本量、平均数、标准差进行数据录入;最后,对人口统计学变量(性别、年龄、婚姻状况、学历、职称)进行编码。在对人口统计学变量进行编码时,按实验组与对照组两两结合的方式进行元分析。

    表 1 国内研究高校教师职业倦怠文献的情况
    (三) 效应量计算与判断

    由于职业倦怠量表的得分是连续性数据且调查工具不尽相同,因此采用标准化均数差(Standardized Mean Difference, 简称SMD)来计算效应量。首先,根据文献中报告的平均数、标准差和样本量计算效应量。其次,对各研究的同质性进行检验。如果I2<50%,说明研究间的异质性较小,那么选择固定效应模型(Fixed Effect Model);反之,则选择随机效应模型(Random Effect Model)。最后,进行效应量的Z检验,确定95%置信区间(95%CI)的估计值。

    效应量的大小,没有统一的判断标准。根据Cohen提出来的判断效应的标准:当效应值≤0.10时,效应量较小;当效应值在0.10~0.40时,效应量中等;当效应值≥0.40时,效应量较大[11]。此外,还可以根据效应值的95%置信区间来判断效应量:如果95%CI内包含0,则效应量不显著;如果95%CI内不包含0,则效应量显著[11]

    (四) 统计分析

    本文采用Comprehensive Meta Analysis Version 2.0和Stata 12.0软件进行数据统计与分析。

    三、结果

    纳入本研究的文献中有36篇报告了高校教师职业倦怠的均分,由此计算出本研究的职业倦怠均分为2.48,属于中度职业倦怠水平[3]。并且,有18篇文献的研究结果显示,高校教师职业倦怠程度达到了中度及以上水平,可见高校教师群体的职业倦怠发生率偏高。

    (一) 同质性检验

    表 2可知,Q值达到显著性水平(p<0.001),说明各效应量之间表现异质,I2值为79.35表明在高校教师职业倦怠的研究中,有79.35%的观察变异是效应值的真实差异造成的。因此,本研究采用随机效应模型。并且,在随机效应模型中,对各项研究进行权重加权时,有5.9%的变异可用于计算权重。

    表 2 效应值同质性检验结果
    (二) 出版偏差检验

    由于该研究的异质性显著,表明研究可能存在出版偏差,故对其进行出版偏差的egger检验。结果显示,p=0.69(p>0.05)不存在出版偏差(见表 3)。

    表 3 出版偏差检验结果

    为进一步查看效应值的分布情况,运用漏斗图来进行说明,如图 2所示。

    图 2 效应值分布情况

    图 2可知,效应值多数分布在漏斗图的顶端且左右对称,因此,本研究不存在出版偏差,研究结果有效。

    (三) 效应值检验 1 高校教师职业倦怠在性别、婚姻和学历等方面的差异

    在情绪衰竭和低成就感维度上,不同性别的教师职业倦怠水平差异不显著,效应值小于0.10,属于较小效应量;在去人性化维度上,不同性别的教师职业倦怠水平差异显著,效应值为0.13(Z=2.47,p<0.05),属于中效应量(见表 4)。在情绪衰竭维度上,婚姻方面的教师职业倦怠水平差异显著,效应值为0.15(Z=2.41,p<0.05),属于中效应量;在去人性化和低成就感维度上,婚姻方面的教师职业倦怠水平差异不显著(p>0.05)。

    表 4 高校教师职业倦怠在性别、婚姻和学历等方面的差异元分析结果

    高校教师职业倦怠在学历方面的差异不显著,但是在本科与博士阶段的情绪衰竭维度和去人性化维度上的效应量分别为0.15和-0.12,达到了中等效应水平。

    2 高校教师职业倦怠在年龄方面的差异

    高校教师职业倦怠在年龄上的差异不显著(见表 5),但是在去人性化维度上,“30岁以上”与“51岁以上”之间的效应值为-0.19,达到中等效应水平。在总体倦怠感上,“51岁以上”的教师倦怠程度最低,得分为-0.20。

    表 5 高校教师职业倦怠在年龄方面的差异元分析结果

    以处在年龄阶段①的职业倦怠水平为参考值,比较各年龄阶段职业倦怠程度的相对水平。由图 3可知,高校教师职业倦怠在年龄方面的差异整体趋势是随年龄的增长而减少。高校教师职业倦怠水平在年龄方面的总体排序为:④<②<③<①。具体而言,在情绪衰竭维度上,高校教师职业倦怠水平在年龄方面的排序为:②<①<④<③;在去人性化维度上,高校教师职业倦怠水平在年龄方面的排序为:④<②<③<①;在低成就感维度上,高校教师职业倦怠水平在年龄方面的排序为:④<②<①<③。

    图 3 高校教师职业倦怠在年龄方面的差异走势
    3 高校教师职业倦怠在职称方面的差异

    表 6可知,高校教师职业倦怠在职称方面的差异体现为:初级职称与中级职称在职业倦怠各维度上都为中等效应,效应量分别为-0.18、-0.27和-0.21,且在去人性化(p<0.001)和低成就感维度(p<0.01)上,效应显著;初级职称与副高级职称在去人性化维度上效应值为-0.24(Z=-2.16,p<0.05),效应显著。

    表 6 高校教师职业倦怠在职称方面的差异元分析结果

    图 4可知,高校教师职业倦怠在职称方面的差异体现为:副高级职称教师的低成就感程度最高;中级职称教师的总体职业倦怠程度最低。

    图 4 高校教师职业倦怠在职称方面的差异走势
    (四) 研究特征的调节效应检验

    由于纳入本研究的文献不存在出版偏差,因此考虑其他研究特征因素的调节效应。本研究考察了时代变化、调查区域、期刊种类和量表类型等4个方面的效应。这里将地区划分为两类,即发达地区和欠发达地区。国际上通常把人均GDP达到1万美元作为中等发达国家的依据。按照国家统计局2016年公布的数据,天津、北京、上海、江苏、浙江、福建、内蒙古、广东、山东达到此标准,因此将此区域定义为发达地区,其余区域定义为欠发达地区。研究时间以2011年为界,划分为2005-2011年和2012-2017年两组,原因是社会对职业倦怠的关注在这两个时期达到高峰。研究工具有4种,依次为MBI-GS、MBI、MBI-ES和MBI-HSS。文献类型分为两类,即期刊和学位论文。

    根据上述的变量分组进行回归分析,结果显示:研究时间(p=0.99)、研究地区(p=0.46)、研究工具MBI(p=0.89)、研究工具MBI-GS(p=0.76)、研究工具MBI-ES(p=1.00)、文献类型(p=0.97)均非研究异质性的来源。

    四、结论与建议 (一) 结论

    (1) 我国高校教师总体上呈现中等程度的职业倦怠水平,并且我国高校教师的职业倦怠发生率高,如果不加以控制和调节,将影响工作质量和教师的身心健康。

    (2) 在去人性化维度上,不同性别高校教师的职业倦怠存在显著性差异。

    (3) 在情绪衰竭维度上,已婚的高校教师职业倦怠水平差异显著,具体表现在情绪衰竭和去人性化维度的影响较大,低成就感维度的影响较小。

    (4) 在学历方面,高校教师职业倦怠不存在显著性差异,但是在本科与博士学历阶段,情绪衰竭维度和去人性化维度上达到了中等效应水平。

    (5) 职称差异对高校教师职业倦怠的影响显著,表现出副高级职称教师的低成就感最高,中级职称教师的总体倦怠水平最低。

    (6) 高校教师职业倦怠在年龄方面,在情绪衰竭、去人性化和低成就感3个维度上均无显著性差异。就整体而言,高校教师职业倦怠的走势是随年龄的增长而减少。

    (7) 其他研究特征因素的调节效应不显著,这进一步表明高校教师职业倦怠具有普遍性和影响因素的稳定性。

    (二) 建议 1 减轻高校教师工作负荷,关注高校教师身心健康

    据调查显示,高校部分教师每周工作时长超过60小时,即平均每天工作约8.6小时,且没有周末休息时间。这与人们传统认为教师假期多的观念背道而驰,教师不仅没有周末假期,部分教师平均每天的工作时间都超出8小时[12]。如果把职业倦怠比作一种“疾病”的话,压力为疾病的加速发展创造了条件,压力累积形成了一种工作环境,而职业倦怠正是对工作环境的反映[13]。减轻高校教师的工作压力、缓解高校教师职业紧张感是对高校教师职业倦怠进行干预最直接而有效的措施,也是关注高校教师身心健康的有力体现。适当的文体娱乐活动可缓解工作带来的不良情绪,对高校教师的身心健康有益。一方面,高校管理者应合理分配工作量,避免“能者过劳”的现象;另一方面,高校管理者可组织茶话会、烧烤、登山等活动来缓解高校教师的工作倦怠情绪。

    2 营造良好的社会支持氛围

    高校教师职业倦怠的去人性化维度也称人际关系维度,是指对工作采取消极、冷漠或逃避的方式,是职业倦怠的自我评估维度。本研究发现不同性别的高校教师在去人性化维度上差异显著。从社会层面来说,国家和各级政府应加大高等教育教学资金的投入,建立和完善社会支持系统,营造良好的社会支持氛围,引导社会各界形成“尊师重教”的大环境。从学校层面来说,高校可定期组织高校教师心理健康普查和心理讲座等活动,搭建教师心理咨询平台和开通高校教师心理咨询专线,为高校教师创造更多沟通交流、开阔心胸、拓宽眼界的机会。

    人们通常认为,女性在社会角色定位上较男性不同,即“男主外,女主内”。女性的社会交际圈相对较小,部分女高校教师除了按课表上课外,鲜与其他教师交流,面对工作压力时极易产生消极与回避的心理。女性教师除了工作外,肩上还担负着照顾孩子、体贴老人、洗衣、煮饭等一系列的家庭事务。高校管理者应给予高校女教师更多的理解与关爱,而高校女教师也可适度扩大自己的人际交流圈,主动寻求疏导情绪的途径,以缓解压力。

    3 关心高校教师的家庭生活

    每一位高校教师除了是高级知识分子之外,还是普通大众中的一员,他们也会遇到家庭纠纷、子女上学、赡养父母等一系列问题。2018年最新婚姻家庭幸福感调查显示,超过5成的受访者认为“平等合作与分工型”夫妻关系更容易让夫妻双方获得幸福感[14]。高校的组织管理层如果能适度关心高校教师的家庭生活,对遭遇困境的高校教师及时进行安抚或解决后顾之忧,势必会激发高校教师对组织的认同感与归属感,从而激励高校教师潜心教学和科研,以此回馈学校、学生与社会。具体而言,学校或学院可组织家庭活动、亲子一日游、“好家庭”评选等活动,促进高校教师的家庭和睦,增进高校教师家庭与家庭之间的了解。

    4 公平地给予高校教师进修机会

    众所周知,一只水桶能够装多少水,取决于它最短的那块木板而不是最长的那块木板,这就是“木桶效应”。同理,一个组织,一所高校,决定其整体水平的常常是组织中的“短板”人群。因此,组织中的进修机会应该人人平等,而不是组织中学历最高或最优秀的人才能获得进修机会。高校中“最需要进修的教师”更应该获得学习新知识、新教法的机会,从而尽早补足“短板”。就学校层面而言,可定期组织“校与校”“校与企业”的交流学习,提供多元的进修科目和多维的进修渠道以供高校教师自由选择,如学术研讨会、教学技巧交流会、专业实践指导会、网络在线学习课程等。同时,高校教师也应多自省与自查,通过不断的自省与自查,探索与发现自己在教学与科研中的不足,及时检查、更正与弥补。

    5 平衡“教学”与“科研”的业绩比重,完善职称晋级评定标准

    高校的教学质量对国家、社会、学生和高校自身的影响深远。于学生而言,一堂生动有趣、高知识含量的课程将使其终身受益;于高校而言,高质量的办学,可使高校声名远扬;于国家和社会而言,高校培养的优秀人才无疑是对国家和社会最大的回馈。高校的教学质量往往来自于高校教师的辛勤付出,即对知识的不断钻研和对教学技巧的不断摸索。而科学研究(简称“科研”)的目的是为了增进知识,包括人类文化和社会的知识以及利用这些知识去发明新的技术。显然,“教学”与“科研”同等重要。

    目前高校职称晋级评审标准中往往重“科研”轻“教学”。已有研究显示,在教学与科研之间,教师更倾向于搞科研,他们在科研上花更多的时间,而投入教学活动的时间相对较少,这一现象在研究型大学中尤为普遍[12]。据调查分析,“好的研究”从来不是一蹴而就的,其中不乏一些高级人才,三年之内没有发表过一篇文章,但是之后的几年里,接连发表几篇极具影响力的学术成果。可见,科研应该来自于教师们发自内心的热爱,自由而宽松的学术氛围必不可少。

    2017年4月,教育部、人力资源和社会保障部联合印发《高校教师职称评审监管暂行办法》(以下简称《暂行办法》)。该《暂行办法》规定,高校教师职称评审权直接下放至高校,对于尚不具备独立评审能力的单位可以采取联合评审、委托评审的方式,主体责任由高校承担。《暂行办法》加大了高校教师职称评审的自主性与灵活性,促进了高校教师职称评审模式的多样化发展,国家和政府仅行使监督权。这在一定程度上有利于激发教师教书育人的积极性和创造性。高校应切实贯彻和执行《暂行办法》,完善高校教师职称评审标准。首先,在任人与用人方面,高校应坚持“以人为本”的原则,对高校教师的职业能力和教研偏好进行测评,充分考虑高校教师的教学、科研意愿和职业能力,合理分配岗位。其次,高校在制定与实施职称评审标准时应平衡“教学”与“科研”的业绩比重,既不能重“科研”轻“教学”,又不能重“教学”而轻“科研”,做到公平、公正、公开、科学、合理地开展职称自主评审工作。

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    A Meta-analysis of University Teachers' Job Burnout: From the Perspective of Demographic Characteristics
    ZHOU Min , PENG Wenbo , YI Xinyao     
    College of Education Science, Chongqing Normal University, Chongqing 401331, China
    Abstract: This paper adopts the method of meta-analysis to explore the demographic factors in college teachers' job burnout and provide a basis for improving the mental health of college teachers. The findings are as follows. (1) College teachers have moderate burnout and high incidence of burnout. (2) Demographic characteristics of gender and marital factors have a certain impact on college teachers' job burnout, but the impact is not significant. (3) The title factor the adjustment effect of college teachers' job burnout is significant. (4) The overall trend of college teachers' job burnout age is decreasing with age. (5) The adjustment effect of college teachers' job burnout characteristics is not significant. Based on these findings, the following measures are suggested, including:creating a good social support atmosphere, reducing the workload of college teachers, paying attention to the physical and mental health of college teachers, caring about the marriage, family and life of college teachers, and giving university teachers a chance to pursue further education. Some more measures include balancing the performance ratio of "teaching" and "scientific research", and setting more scientific and reasonable professional qualification and title promotion.
    Key words: university teachers    job burnout    meta-analysis    demographic characteristics    
    X