教师职业倦怠研究SPASS数据分析

第1章 研究假设与研究方法

3.1研究对象

是一所全日制普通高中，其教学和管理模式在高中学校中具有一定的代表性。职业倦怠现象在小学、初中、高中和大学教师中都不同程度的存在，本研究选取了受教学压力影响最大的普通高中教师作为研究对象，探讨在高考重压之下的高中教师的职业倦怠程度。同时，本人作为该中学的一名教师，长期在该校从事教学和管理工作，对教师中出现的职业倦怠问题感触很深，对教师职业倦怠背后的原因有较多的了解，便于资料的收集和分析。诚望本研究能对我国的教育管理部门、教育研究工作者和奋斗在一线的高中教师有所帮助。

3.2研究假设

假设一：教师存在一定程度的职业倦怠，主要表现为情绪衰竭、去个性化和低成就感三个维度。

假设二：不同的性别、教龄、职称、学历、任教学段和科目等人口学变量和职业倦怠具有相关性。

假设三：职业因素、人际关系因素、社会因素、教育管理部门的因素和个人因素和职业倦怠存在显著相关。

3.3研究工具

本研究首先利用定量分析的方法描述教师职业倦怠的现状，同时通过文献分析、观察、归纳总结等质性研究方法来解释职业倦怠产生的原因、发展过程及解决对策。本文使用的文献资料的来源：中国期刊全文数据库、万方数据库、中国硕博学位论文数据库、中国国家数字图书馆、中国知网以及相关期刊上发表的国内外关于职业倦怠方面的一些文献资料。

调查事先征得学校领导和老师的同意，采用无记名的方式进行整体调查。问卷发放以后，对答卷进行说明指导，要求各位老师能够真实的填写问卷。现场填写，当场回收。共发放问卷391份，回收问卷382份，回收率97.7%，其中有效问卷367份，有效问卷比率为96.1%。

一是人口统计学变量调查表。被试在性别、教龄、学历、职称、婚姻状况、是否为班主任、是否为学科组长、任教学段和任教科目这些变量上的分布情况见下表。

表3.1 调查样本描述性统计表

二是教师职业倦怠程度问卷。职业倦怠量表教育版（Maslach Burnout Inventory-Education Survey, MBI-ES）是目前国际上教育领域内使用最广泛的职业倦怠测量工具。北京师范大学的伍新春等人进行了修编。本研究在MBI-ES和其修编版的基础上进行了改编。改编后的量表在表述上更贴近当地教师的工作和生活，共22个题项（见附录），包含了教师职业倦怠的三个维度，分别为：情绪衰竭（EE），去个性化（DP）和个人成就感降低（PA）。情绪衰竭题项为：第1、2、3、4、5、6、7、8题。 去个性化题项为：第9、10、11、12、13、14题。 低成就感题项为：第15、16、17、18、19、20、21、22题。采用的是7点计分。

为考察本研究所使用的教师职业倦怠量表的信度和效度，先从调查问卷中随机抽取了100份调查问卷进行统计。问卷的信度检验结果见下表：

表3.2 教师职业倦怠量表信度分析

表3.2显示总问卷的克伦巴赫α系数（Cronbach’ S Alpha）为0.778，分问卷的Cronbach’ S Alpha都在0.713和0.918之间，总问卷和分问卷的内部一致性系数在0.70以上，表示该问卷在本研究中具有良好的内部一致性。

效度分析使用的是因子分析模型，在分析之前，首先对问卷的数据进行因子模型适应性分析，检验的问卷数据KMO值为0.893，并且通过了显著水平为0.05的Bartlett 的球形度检验，说明问卷调查的数据适合做因子分析。因子分析结果显示具备信度的22个问题一共可以提前4个主成分，这4个主因子解释的方差占到了将近63%，可见这次提取的4个主因子在充分提取和解释原变量的信息方面比较理想从旋转后的因子载荷矩阵,22个题项中都仅仅在某一个主成分上的载荷比较大，因此，教师职业倦怠量表的所有题项都具有较高的效度可以用于实际研究。

三是教师职业倦怠影响因素问卷。本问卷是在参考查阅了大量的相关文献并对之进行整理分析的基础上编制而成的。共有22道题目（见附录），同样采用的是5点计分法。包括五个层面：职业因素（包括三道题目，1、2、3）、人际关系因素（包括四道题目4、5、6、7）、社会因素（包括三道题目8、9、10）、教育管理部门的因素（包括9道题目,11、12、13、14、15、16、17、18、19）和个人因素（包括三道题目，20、21、22）。

首先，检验教师职业倦怠影响因素问卷的信度和效度，结果显示总问卷的克伦巴赫α系数（Cronbach’ S Alpha）为0.855，分问卷的Cronbach’ S Alpha都在0.712和0.925之间，大多数研究认为Cronbach α﹥0.7表明量表的内部一致性较好 ，该问卷在本研究中具有良好的内部一致性。

结构效度分析所采用的是因子分析，在分析之前，首先对问卷的数据进行因子模型适应性分析，结果发现问卷数据的KMO值为0.937，并且通过了显著水平为0.05的Bartlett 的球形度检验，说明问卷调查的数据适合做因子分析。经迭代收敛，我们的研究得到3个因子，累计贡献率为62.8%，大于推荐值40%。从旋转后的因子载荷矩阵发现,22个题项中都仅仅在某一个主成分上的载荷比较大，因此可以知道，教师职业倦怠影响因素问卷所有题项都具有较高的效度。

总的来看，该问卷的信效度较好，可以用于实际研究。

对最终数据库，采用Spss19.0 for Windows和Microsoft Excel进行整理和分析。主要的分析方法有：信效度分析、因子分析、方差分析、相关性分析和回归分析。通过这几种主要的统计分析方法，对普通高中教师职业倦怠问题进行研究。

第2章 教师职业倦怠的数据分析

4.1山东省XX中学教师职业倦怠情况描述

对教师职业倦怠情况进行描述性分析，以了解其职业倦怠水平，见表4.1。

表4.1 教师职业倦怠情况表

本研究发现，教师在情绪衰竭，去个性化和低成就感三个维度上的平均数和标准差分别为：4.02±1.01、3.23±0.68、4.12±1.01。由于问卷采用的是7点计分法，中数为3.5，所以从总体上看，教师在情绪衰竭方面程度较高，去个性化现象不太严重，个人成就感较高。由此，我们可以判断，假设一：山东省XX中学教师存在一定程度的职业倦怠，主要表现为情绪衰竭、去个性化和低成就感三个维度，该假设部分成立。

因本研究采用7点计分法，中数为3.5。根据惯例，如果教师在情绪衰竭、去个性化这两个维度上的分值大于3.5，同时在低成就感维度上的分值小于3.5（反向计分），则为严重倦怠。如果教师在两个维度上的分值超标则为一般倦怠；如果教师在一个维度上超标，则为轻度倦怠。如果教师在三个维度上的分值都不超标，则为不倦怠。 分析结果如下：

图4.1山东省XX中学教师职业倦怠情况

从图4.1中可以看出，被调查的367个样本中，无倦怠现象的占18.6%，轻度倦怠的占41.3%，有29.80%的教师有一般倦怠症状，10.40%的教师有重度倦怠症状，也就是说有81.50%的教师有不同程度的职业倦怠症状，职业倦怠问题比较严重。

4.2人口学变量与教师职业倦怠三个维度的分析

本节利用方差分析方法分析性别、教龄、学历、职称、婚姻状况、是否是班主任、是否是学科组长、任教学段、任教科目与情绪衰竭的关系，结果表明：

性别（F=3.014，P=0.083）对情绪衰竭没有显著效应。

教龄（ F=3.689，P=0.003）对情绪衰竭有显著效应。

学历（ F=3.197，P=0.042）对情绪衰竭有显著效应。

职称（ F=7.350，P=0.001）对情绪衰竭有显著效应。

婚姻状况（F=9.120，P=0.00）对情绪衰竭有显著效应。

是否为班主任（F=3.428，P=0.065）对情绪衰竭没有显著效应。

是否为学科组长（F=0.841，P=0.360）对情绪衰竭没有显著效应。

任教阶段（F=0.273，P=0.762）对情绪衰竭没有显著效应。

任教科目（F=5.333，P=0.005）对情绪衰竭有显著效应。

接着研究各因素与去个性化的关系，结果表明：

性别（F=3.573，P=0.060）对去个性化没有显著效应。

教龄（ F=0.864，P=0.505）对去个性化没有显著效应。

学历 （F=0.641，P=0.527）对去个性化没有显著效应。

职称（ F=1.782，P=0.170）对去个性化没有显著效应。

婚姻状况 （F=0.992，P=0.370）对去个性化没有显著效应。

是否为班主任（F=3.314，P=0.069）对去个性化没有显著效应。

是否为学科组长（F=1.480，P=0.225）对去个性化没有显著效应。

任教阶段 （F=0.514，P=0.599）对去个性化没有显著效应。

任教科目（F=3.621，P=0.028）对去个性化有显著效应。

最后研究各因素与低成就感的关系，结果表明：

性别（F=0.024，P=0.878）对低成就感没有显著效应。

教龄（ F=1.406，P=0.221）对低成就感没有显著效应。

学历 （F=0.776，P=0.461）对低成就感没有显著效应。

职称（ F=2.162，P=0.117）对低成就感没有显著效应。

婚姻状况 （F=0.155，P=0.857）对低成就感没有显著效应。

是否为班主任（F=1.412，P=0.235）对低成就感没有显著效应。

是否为学科组长（F=3.727，P=0.054）对低成就感没有显著效应。

任教阶段 （F=0.267，P=0.766）对低成就感没有显著效应。

任教科目（F=4.957，P=0.008）对低成就感有显著效应。

根据以上可知：教龄、学历、职称、婚姻状况和任教学科在情绪衰竭维度上有显著效应；任教学科在去个性化和低成就感维度上有显著效应；

表4.2 给出了人口统计学变量与教师职业倦怠三个维度的相关性分析。

表4.2 相关性分析表

从上表可以看出：教龄、婚姻状况和任教学科在情绪衰竭维度上显著相关；任教学科和职称在低成就感维度上显著相关。同时，从上表可知：职称跟低成就感呈现显著负相关，因低成就感维度在问卷调查中采用的反向计分法，说明职称越高，低成就感问题越严重；任教学科和情绪衰竭呈显著负相关，说明语数英老师情绪衰竭最严重，其次是政史地理化生老师，最后是音体美信通老师。

表4.3 职业倦怠的三个维度在性别上的差异比较（N=367）

[1]

表4.4职业倦怠的三个维度在教龄上的差异比较（N=367）

（注：* P <0.05 ** P<0.01）

因为教师开始从事教育的时间早晚不同，所以考察教师的教龄对职业倦怠的影响要比考察教师的年龄对职业倦怠的影响更有意义。本文依据教师的教龄长短将教师分成六个小组，以此来考察教龄对教师职业倦怠的影响，具体见下图：

图4.2 教龄与职业倦怠关系图

从上图可以看出，教龄对情绪衰竭有显著的效应，并且呈现一定的波动性。这跟华东师范大学戴丽丽的研究结论比较相似。笔者认为，教师职业倦怠发展和教师自身的成长息息相关。刚入职的年轻教师，对新环境和新事物比较容易产生兴趣，他们富有进取精神，对未来充满希望，喜欢接受挑战。所以在这一教龄阶段职业倦怠并不明显。教龄在6-10年的教师，是整个职业生涯中倦怠情况非常明显的一个阶段。经过几年的教学的磨练，他们具有了一定的教学能力和科研能力，工作热情消失，和同事之间的相处更加困难，教学压力也逐步加大。情绪衰竭、去个性化等现象不可避免的会出现。教龄在11-15年的教师对教育教学工作轻车熟路，是职业生涯的黄金时期。这一阶段的教师年富力强，往往承担学校教学和管理方面的重任，对未来充满了希望，职业发展进入成熟期，因此情感衰竭程度和去个性化程度有所下降。但是教龄在20年左右特别是20年以后的教师，很多已经功成名就，他们往往安于现状，不思进取，呈现明显的职业倦怠的状况。从上表可以看出，教龄在21-25年这一阶段的教师，是需要特别关注的群体，这一阶段是教师情绪衰竭最严重，职业成就感最低的时期。

表4.5职业倦怠的三个维度在学历上的差异比较（N=367）

从上表可以看出，在情绪衰竭维度上具有本科学历的教师职业倦怠高于大专及以下学历的教师，在其他维度上教师的教育程度对教师职业倦怠的影响不大。

表4.6职业倦怠的三个维度在职称上的差异比较（N=367）

从表4.6中可以看出，教师的职称在情绪衰竭维度上差异显著，具有中级职称的教师情绪衰竭比较严重，在去个性化和低成就感维度上差异不明显。具有中级职称的教师一般是学校的骨干教师，承受着来自教学、科研和家庭等方面的多重压力。而且，近几年该中学高级职称晋升条件苛刻，指标人数很少，使得很多优秀教师在职称晋升方面看不到希望，其负面情绪必然会迁移到教学工作中，产生消极悲观的情绪也是不可避免的。

表4.7职业倦怠的三个维度在婚姻状况的差异比较（N=367）

从表4.8中可以看出，婚姻状况在情绪衰竭维度上差异非常显著，已婚有孩子的教师的情绪衰竭程度明显高于未婚和已婚无孩子的教师。已婚有孩子的教师需要更多的承担家庭的责任，既要照顾孩子，又要干好工作，工作和家庭的矛盾冲突是导致产生职业倦怠的主要因素。从表中数据可知，婚姻状况在去个性化和低成就感维度无明显影响。

表4.8职业倦怠的三个维度在是否为班主任上的差异比较（N=367）

从上表可以看出，在情绪衰竭和去个性化维度上，担任班主任的教师略高于非担任班主任的教师。班主任是学校学生管理中的一个重要群体，班主任工作千头万绪，高中阶段的学生处于青春期，逆反心理强，不服说教，难于管理，增加了班主任的工作难度，使他们情感透支，心理疲倦，容易产生职业倦怠。

表4.9职业倦怠的三个维度在是否为学科组长上的差异

学科组长是学校教学工作的中坚力量，从上表可以看出，在情绪衰竭和去个性化维度上，是否为学科组长无明显差异。在低成就感维度上，担任学科组长的教师成就感较高。

表4.10职业倦怠的三个维度在任教学段上的差异比较（N=367）

从上表可以看出，任教学段在教师职业倦怠的三个维度上都无明显差异。

表4.11职业倦怠的三个维度在任教科目上上的差异比较（N=367）

从表中可知，任教科目在职业倦怠的三个维度上都有明显差异，并且具有一定的规律性，见下图。

图4.3 任教学科与职业倦怠关系图

在情绪衰竭和去个性化维度上，语数英老师程度最严重，其次是政史地理化生老师，最后是音体美信通老师；在低成就感维度上，语数英老师成就感最低，其次是政史地理化生老师，音体美信通老师成就感最高。这是因为语数英老师的工作量多，工作负担和工作压力大，降低了工作热情，情绪衰竭等必然也会产生。音体美信通目前属于非高考科目，工作量少，教学压力小，职业倦怠方面的体验不明显。

综上所述：

（1）教师的职业倦怠主要体现在情绪衰竭维度上。

（2）应特别关注教龄在21-25年这一阶段的教师，这是情绪衰竭最严重，职业成就感最低的时期。职称晋升制度的改革是解决这一问题的关键因素。

（3）对于普通高中的教师来说，由于工作负担重，教学压力大，特别是已经育有子女的教师，特别是育有子女的女教师，要正确处理好工作和家庭之间的矛盾，在两者之间寻找到一个平衡点，及时化解因工作-家庭冲突对自己情绪造成的干扰。随着国家二胎政策的放开，教育管理部门和学校应该关注教师的家庭负担问题。

（4）语数英老师职业倦怠严重，背后的主要因素是过重的工作负担问题。学校和教育管理部门应该在工作量的合理公平分配上再进行研究。

通过数据分析可知，性别、任教学段和教师职业倦怠无明显相关，教龄、职称、学历、任教科目和职业倦怠具有相关性，因此我们可以判定，假设二：不同的性别、教龄、职称、学历、任教学段和科目等人口学变量和职业倦怠具有相关性，该假设部分成立。

4.3教师职业倦怠影响因素的分析

教师职业倦怠源各层面的相关性分析结果见下表，可以得知问卷第三部分教师职业倦怠源五个层面之间呈现显著地正相关。

表4.12教师职业倦怠源各层面的相关性分析

从表中可以得知，除低成就感维度跟社会因素相关性不太显著之外，其他教师的职业倦怠源五个层面与教师的职业倦怠三因子之间存的显著相关。同时，从表中可以看出，低成就感维度跟职业因素、人际关系因素、教育管理部门的因素和个人因素呈显著负相关，这是因为在问卷调查中低成就感维度采用的是反向计分法，既得分越低，低成就感越严重。

表4.12 教师职业倦怠三个维度与教师职业倦怠源相关性分析

本研究为了进一步探究教师职业倦怠三因子之间及教师倦怠源五个层面之间的确切的关系，综合评价各因素对职业倦怠的作用，控制混杂因素，分别以教师职业倦怠三因子（情感枯竭、去个性化和低成就感）为因变量，以教师职业倦怠源五层面（职业因素X1、人际关系因素X2、社会因素X3、教育管理部门的因素X4和个人因素X5）为预测变量进行逐步回归分析，其结果如下：

使用多元线性回归模型分析各影响因素对教师情绪衰竭的影响， 具体结果如下：

表4.13教师职业倦怠影响因素和情绪衰竭关系的回归分析

通过回归分析可以发现，职业因素和社会因素是预测教师情绪衰竭的有效变量。二者共可以解释情感枯竭57.0%的变异，用回归方程可以表示为：

研究结果表达式为Y=1.204+0.587*X1+0.304*X3

使用多元线性回归模型分析各影响因素对教师去个性化的影响， 具体结果如下：

表4.14教师职业倦怠影响因素和去个性化关系的回归分析

通过回归分析可以发现，人际关系因素和社会因素是预测教师去个性化的有效变量。二者共可以解释去个性化13.5%的变异，用回归方程可以表示为：

Y=2.464+0.209*X2+0.128*X5

使用多元线性回归模型分析各影响因素对低个人成就感的影响， 具体结果如下：

表4.15教师职业倦怠影响因素和低成就感关系的回归分析

通过回归分析可以发现，仅仅个人因素是预测教师低成就感有效变量。个人因素可以解释低成就感40.8%的变异，用回归方程可以表示为：

Y=4.770-0.270 *X5

通过以上数据分析我们可以发现，职业因素、人际关系因素、社会因素、教育管理部分因素、个人因素和教师职业倦怠有相关性。其中，职业因素和社会因素是预测教师情绪衰竭的有效变量，人际关系因素和社会因素是预测教师去个性化的有效变量，个人因素是预测教师低成就感有效变量。因此，假设三：职业因素、人际关系因素、社会因素、教育管理部门的因素、个人因素和教师职业倦怠存在显著相关，经过以上分析验证，该假设成立。

根据以上数据分析，我们把教师职业倦怠影响因素的22个因子根据得分高低进行排序，选出得分较高的作为导致教师职业倦怠各层面的主要原因，其结果是：教师工作时间长，工作任务重；学生不服从指令，难管理；高中教师工资低；社会对教师的要求和期望过高；高中教师晋级难；统考、高考升学率等评比造成压力；学校各种形式主义的活动和检查多；既要干好工作，又要照顾家庭，两者产生了矛盾。下面，我们将以上8个因子归类为职业因素、人际关系因素、社会因素、教育管理部门因素和个人因素五个层面来进行进一步的分析。