职称晋升压力对高职院校教师职业倦怠的影响

张志坚 王欣

摘  要：以319名高职教师为研究对象，以中介效应为分析方法，通过分析其职称晋升压力、工作满意度和职业倦怠状况，发现高职院校教师有较大的职称晋升压力，较中等的工作满意度、较低水平的职业倦怠感，职称晋升压力对职业倦怠不仅有直接效应，而且通过工作满意度发挥着间接效应。

关键词：职称晋升;职业倦怠;工作满意度;中介效应;高职教师

中图分类号：G715     文献标识码：A    文章编号：2096-3769（2020）05-107-07

高职教育发展的一个关键因素是教师队伍，然而研究发现高职院校教师的工作满意度偏低，职业倦怠处于较高水平[1]，这不但影响教师的工作投入和职业发展，而且对教育对象也会产生消极影响，表现为对学生失去热情与耐心，精力投入不足，不仅不利于学校的长远发展，而且最终会危及高职教育的质量[2]。由此可见，高职教师较高水平的职业倦怠对高职教育的发展构成挑战，不能适应新时代我国职业教育高质量发展对教师队伍的要求。高职院校应积极探索影响教师职业倦怠和工作满意度的因素，调整教师心态，提高工作效率，积极投身学院改革与发展事业。

一、文献综述、研究假设与模型建构

（一）文献回顾与研究假设

1.职业压力与职业倦怠

职称对于广大教师来说有着特别重要的意义，这是因为职称不仅仅是能力水平、学术身份和社会地位的反映，也往往同绩效收入和人才工程关联密切，是事关知识分子事业评判的核心要素之一[3]。然而，目前高校职称晋升竞争非常激烈，一些院校还存在职称晋升制度不合理、职称评审程序不规范等问题，职称晋升压力成为高校教师最主要的压力源。学校职称晋升制度的公平、公开、科学、合理性对教师的心理状态具有较大的影响，在某种程度上也会引起教师的职业倦怠[4]。遗憾的是，国内现有研究中几乎没有涉及职称晋升压力和教师职业倦怠关系的实证研究，为数不多的研究也仅仅是从工作压力、生活压力等角度进行探讨，如王姣艳等对40所特殊教育学校教师的研究表明，职业压力与职业倦怠呈现显著的正相关，亦即职业压力对职业倦怠具有显著正向预测作用[5]。尹海兰也认为教师的压力越大，职业倦怠程度也越高[6]。而正如研究指出的那样：职称评审是高职院校绝大多数教职工尤为关切的主脉问题之一[7]，因此，我们认为，职称晋升压力这一来自工作岗位上的压力源更可能会影响教师的职业倦怠，据此，提出假设1：教师职称晋升压力与职业倦怠程度呈正相关性，即高职院校教师职称晋升压力越大，其职业倦怠程度越高。

2.工作满意度：职业压力影响职业倦怠的“媒婆”

工作满意度指的是个体对其所从事职业以及工作条件和状况的一种总体的、带有感情色彩的感受和看法[8]。高鸾等基于北京市高校青年教师的研究，发现工作压力会显著负向影响青年教师的工作满意度，工作压力越小，青年教师的工作满意度越高[9]。茅宁基于江苏省高校的研究也发现工作压力对职业现状满意度的负向影响显著[10]。唐芳贵等基于衡阳市教师的调查发现工作满意度水平越高，高校教师职业倦怠程度越低[11]，徐云等的研究发现，特殊教育教师的职业满意度与职业倦怠也呈现显著负相关[12]。

然而，这些文献中所提及的工作压力并不是前文所提及的职称晋升压力，而是教师日常工作中压力的泛指。而且，由于研究者多来自本科院校，现有文献中针对职业院校教师职业倦怠及其影响因素的研究较少。笔者认为，尽管职业院校教师在薪酬待遇、社会地位等方面都有其特殊性，但作为教师队伍的一员，职称晋升压力这一直接关系教师薪酬水平和职业发展的工作压力对他们的工作满意度和职业倦怠有着更重要的影响。为了印证这一假设，研究引入了职业晋升压力这一变量，并提出了假设2：职称晋升压力通过影响教师工作满意度，进而影响其职业倦怠，即工作满意度在职称晋升压力与职业倦怠中起中介作用。

（二）模型建构

根据上文的文献回顾以及研究假设，本文构建了如图1所示的中介效应分析框架图，用以检验上述的研究假设。与常用的回归分析相比，中介效应可以分析变量间的影响路径和机制，为相应的研究假设提供支持，排除其竞争假设，从而得到更深入的结果[13]。图1中，c为高职教师职称晋升压力对职业倦怠影响的总效应，a为职称晋升压力作用于中介变量工作滿意度的效应，b为中介变量工作满意度作用于职业倦怠的效应，a*b为经过中介变量的间接效应，即高职教师职称晋升压力通过中介变量工作满意度作用于职业倦怠的效应;c为直接效应，即考虑中介变量工作满意度后，高职教师职称晋升压力作用于因变量职业倦怠的效应。各效应之间存在如下关系：c=a*b+c，即总效应=间接效应+直接效应。

二、数据、变量与方法

（一）数据来源

为了更好地了解职业院校教师的发展状况，课题组设计了初始问卷《职业院校教师发展状况调研》。问卷设计完成后，在西安、太原、无锡、龙岩等地共邀请了6名长期从事中职教育、高职教育的一线教师对问卷进行了填答。填答过程中，6名教师结合工作经验对问卷题目提出了详细的修改建议。课题组整合了6位老师的建议，对问卷内容进行了修订。邀请专家对问卷进行了审核定稿，形成了正式问卷，内容包括人口社会经济特征、职业倦怠、社会支持以及离职意向等。本次调研覆盖东部、中部、西部，调研对象为中职、中专、高职、大专院校的一线教师，调研工作于2019年8月进行。考虑到问卷中涉及离职率、职业倦怠以及收入状况等敏感问题，网络调查是一种比较理想的方式，能够真正消除被访者的顾虑，获得受访者真实的想法，因此本研究采用网络调研方式，借助问卷星网络调研平台展开数据收集工作。调研的抽样方法为配额抽样，并辅以滚雪球抽样，以无锡、太原、西安、龙岩（该校为中职）四所职业院校教师为主要调研对象，并将调查总体样本根据职称进行分层，确定各层的样本数额，在配额内任意抽选样本，将问卷链接单独发送进行填写。同时，研究也采取了滚雪球抽样法，即邀请受访教师将问卷链接转发给其他职业教育教师填答。为了保证被访者均为职业院校教师，问卷第一题设计了题目“您是否为中职、中专、高职或大专院校教师”，如果选择“是”，调研工作继续进行，如果选择“否”，系统自动结束问卷填答。本次调研共收回问卷438份，其中有25份不属于职业院校教师，因此有效问卷为413份。此外，有效问卷中有94个样本来源于中职、中专院校教师，考虑到本文研究的是高职、高专院校教师的职业倦怠情况，因此分析过程中剔除了94个样本，实际进入分析的样本数为319个。

（二）变量测量

本研究的因变量为职业倦怠，问卷采用Maslach和Jackson编制的工作倦怠量表，，共包含15個题目，涉及情感衰竭、去个性化和个人成就感低三个维度，其中1、4、7、10、13测量情绪衰竭维度，2、5、8、11测量去个性化维度，3、6、9、12、14、15测量个人成就感低维度，且情感衰竭维度和去个性化维度为正向测量，个人成就感低维度为反向测量。量表采用1-6分的计分方式，表示项目中所提到的事项的发生频率，1-6分别表示一年几次或更少、一个月几次或更少、一个月多次、每星期一次、每星期几次、每天。具体测量方法为：对于正向测量的题目，一年几次或更少=0、一个月几次或更少=1、一个月多次=2、每星期一次=3、每星期几次=4、每天=5;对于反向测量的题目，赋值方式与之相反。最后将15道题目的得分加总，生成职业倦怠变量。得分越高，表明被访者的职业倦怠水平越高。

研究的自变量为职称晋升压力，由“专业技术职务评审是否让您倍感压力”一题测量。具体赋值方式为非常有压力=4、比较有压力=3、一般=2、基本没压力=1、完全没有压力=0，得分越高，表明受访教师的职称晋升压力越大。

中介变量是工作满意度，由“您对目前工作的满意程度如何”一题测量，赋值方式为非常满意=4、比较满意=3、一般=2、不太满意=1、非常不满意=0，分值越高，表明受访教师对当前工作的满意程度越高。

最后是控制变量。本文的控制变量有性别、年龄、婚姻状况、教育程度、编制状况、学校类型、职称状况以及学校所处的地区等，具体赋值方式为性别为男=1、女=0;年龄以实际年龄进入模型;婚姻状况分已婚、离异或丧偶=1、未婚=0;教育程度分本科及以下=0、硕士及以上=1;编制分有正式编制=1、无正式编制=0;学校类型分国家示范/骨干院校=1，否则赋值为0;职称分教授/副教授=2、讲师=1、助教=0;地区分布分东部=2、中部=1、西部=0。有关变量的描述统计见表1。

（三）研究方法

根据研究需要，本文主要使用了频次分析、相关分析和中介效应分析方法。研究所用的统计分析软件为STATA12.0。具体为：首先，通过频次分析对受访教师的职称压力、职业倦怠、以及工作满意度形成初步了解;其次，对职业倦怠、工作满意度和职称晋升压力进行相关分析，了解它们之间的关系;第三，通过STATA外部命令sgmediation进行中介效应分析，检验假设1、假设2是否成立。结合图1，中介效应的检验步骤为：第1步对路径c进行回归，检验解释变量职称晋升压力与被解释变量职业倦怠的回归系数c是否显著，如果系数c显著为正，表明职称晋升压力会显著正向影响教师的职业倦怠;继续第2步，如果不显著则停止检验。第2步对路径a进行回归，检验中介变量工作满意度与职称晋升压力的回归系数a是否显著，如果系数a显著为负，则说明职称晋升压力显著影响了教师的工作满意度。第3步检验系数b和系数c是否显著，如果系数b和c均达到统计显著性差异，且系数c与系数c相比有所下降，则说明存在部分中介效应;如果职称晋升压力c的回归系数不显著，但工作满意度的回归系数b显著，则说明工作满意度发挥了完全中介效应。

三、结果分析

（一）高职教师的职业倦怠、职称晋升压力与工作满意度

表1的变量描述统计呈现了受访教师的职业倦怠、职称晋升压力及工作满意度情况。由表1可知，高职教师职业倦怠的平均得分为28.031，如果取15道题目得分的平均值，则其分数为1.869，表明被访教师存在职业倦怠状况，但职业倦怠水平较低。表2进一步呈现了职业倦怠三个维度的具体得分情况。通过表2可以发现，情感衰竭维度的平均得分为1.660，去个性化维度的平均得分为1.417，个人成就感低维度的平均得分为2.344，其中个人成就感低维度的平均得分高于职业倦怠的平均得分，而情感衰竭维度和去个性化维度的平均得分则比它低。可见，当前高职院校教师的个人成就感比较低，进一步增加了他们的职业倦怠感。可能的原因是，高职院校教育教学模式与高职教师之前所接受的普通教育不同，另外在生源荒背景下，高职院校生源质量的下降也是造成教师低成就感的重要原因。

关于高职院校教师的职称晋升压力，分析表明，42.01%的被访者表示非常有压力，42.95%的被访者表示比较有压力，11.91%表示压力一般，而表示基本没有压力和完全没有压力的被访者比例分别为1.88%和1.25%。结合表1可知，高职院校教师职称晋升压力的平均得分为3.226分（满分为4分），这一结果表明高职院校教师承受着较大的职称晋升压力。

关于工作满意度，被访教师中有3.13%表示非常满意，34.48%表示比较满意，满意度一般的为47.03%。此外，分别有12.23%和3.13%的被访者表示不太满意和非常不满意。表1显示，高职院校教师工作满意度平均得分为2.223（满分为4）。总体而言，被访教师的工作满意度处于中等水平。

为了探究职业倦怠、工作满意度和职称晋升压力之间的关系，文章对三个变量进行了相关分析（见表3）。工作满意度、职称晋升压力和职业倦怠的相关系数分别为-0.459、0.177，职称晋升压力和工作满意度之间的相关系数为-0.191，并且都通过了显著性检验，因此可以对其进行回归分析。

文章还绘制了高职教师职称晋升压力、工作满意度和职业倦怠的关系图（图2、图3），直观地呈现了它们之间的关系。其中图2为职称晋升压力与职业倦怠的曲线图。可以发现，随着教师职称晋升压力的增加，其职业倦怠总体呈现出上升趋势，但相比于一般压力被访者，比较有压力被访者的职业倦怠程度略低。可能的解释是，完全没有职称晋升压力以及职称晋升压力较小者，在教学、科研、技能大赛中能够得心应手，因此职业倦怠程度较低;对于职称晋升比较有压力的被访者，他们企图通过进一步努力，争取职称晋升机会，因而职业倦怠感相比于压力程度为一般者要低;而对于职称晋升非常有压力的被访者，则可能出现自暴自弃、得过且过的心态，表现出最高的职业倦怠。

图3是高职教师工作满意度和职业倦怠的关系图。可以发现，对于满意程度为非常不满意到比较满意的被访者，其职业倦怠水平依次降低，即高職教师的职业倦怠感随着工作满意度的提升而不断降低，但对于非常满意的被访者而言，其职业倦怠水平反而有所提高。可能的解释是，这一群体的教师在现有工作的“舒适圈”中产生了懈怠心理，因而表现出职业倦怠倾向，对此学校管理层应该引起重视并加以干预。

（二）职称晋升压力对职业倦怠的直接和间接效应

表4是高职院校教师职业倦怠影响因素的中介效应分析。其中模型1首先对职称晋升压力是否影响高职教师职业倦怠进行了验证，可以发现职称晋升压力的系数为3.484，并在0.001的显著水平上显著，说明职称晋升压力显著增加高职教师的职业倦怠感。模型2是职称晋升压力对工作满意度的回归分析，可知，职称晋升压力与高职教师工作满意度在0.001的显著水平上显著负相关，即职称晋升压力对高职教师工作满意度具有显著的消极影响。模型3在模型1的基础上加入工作满意度变量后，职称晋升压力与工作满意度的回归系数分别在0.001和0.01的水平上达到显著差异，且加入中介变量工作满意度后，职称晋升压力的估计系数由3.484下降到2.137，这表明工作满意度在职称晋升压力和职业倦怠间发挥了部分中介效应。综上所述，职称评定压力显著正向影响高职教师的职业倦怠状况，并通过工作满意度这一中介变量发挥着间接的影响。此外，工作满意度对职业倦怠具有显著的负向影响，因此假设1和假设2均得到了验证。

表4还显示，在不考虑工作满意度变量的情况下，性别会影响教师的职业倦怠，即男性教师的职业倦怠程度更高，但是当考虑工作满意度的中介效应后，性别对职业倦怠的影响不再显著。这是因为，男性教师面临着买房、养家等现实压力，如果职称晋升不顺利，则可能导致他们对工作的满意度下降，并增加职业倦怠感，甚至离职，而工作满意度则在一定程度上缓解了男性教师职称晋升压力和职业倦怠之间的矛盾。

婚姻也是另一个影响高职教师职业倦怠的因素。表3显示，无论是否考虑工作满意度的影响，婚姻状况都会显著负影响高职教师的职业倦怠感，即与已婚教师相比，未婚教师的职业倦怠感更高。可见，在中国文化背景下，婚姻状况成为影响高职教师工作投入度和工作获得感的一个因素。此外，婚姻状况对高职教师的工作满意度不具有显著影响。分析还发现，是否属于国家示范/骨干院校对高职教师的工作满意度和职业倦怠感都有显著的影响，即来自国家示范/骨干院校的教师有着较低水平的职业倦怠感和较高水平的工作满意度。国家示范/骨干高职院校在办学实力、教学质量以及办学效益等方面处于领先地位，就职于这一类院校能够提升教师的工作满意度和职业获得感。最后是学院所在地区的影响。分析发现，在不考虑工作满意度的情况下，东、中、西部教师的职业倦怠感依次增加，且其差异达到显著程度，可能的原因是东、中、西部地区薪酬福利等差异所致。当考虑工作满意度因素后，地区变量对高职教师职业倦怠的影响不再有显著效应。此外，地区因素还影响教师的工作满意度，即东、中、西部教师的工作满意度依次降低，并达到显著程度。

比较模型1和模型3中调整后的R2可以发现，模型1中为0.100，模型3中为0.237，表明在考虑工作满意度这一中介变量后，模型的解释力得到了提高，可见职称晋升压力以及工作满意度是预测高职院校教师职业倦怠的重要因素。

中介效应分析的sgmediation命令还给出了sobel检验结果（见表5）。由表5可知，中介效应分析的总效应系数为3.484，直接效应和间接效应的系数分别为2.137和1.347，且均通过了显著性检验。这一结论与表3的结果是一致的，进一步验证了假设1、假设2的成立。表5还显示，间接效应占总效应的百分比为38.7%

四、结论

高职院校教师有着较大的职称晋升压力、较中等的工作满意度以及较低水平的职业倦怠感。分析发现，高职院校教师的职称晋升压力平均得分为3.226，工作满意度平均得分为2.223，职业倦怠的平均得分为1.869。在职业倦怠的三个维度中，个人成就感低维度的得分最高，情感衰竭维度次之，去个性化维度得分最低，这与已有研究的结果是一致的[14]。这一结果也表明个人成就感低已经成为影响高职教师职业倦怠的重要因素。此外，不同社会、人口、经济特征的教师，其职业倦怠、职称晋升压力以及工作满意度各不相同。

高职教师的职称晋升压力与职业倦怠之间具有显著的正相关关系，即职称晋升压力越大，教师的职业倦怠感越高。众所周知，教师的职称与教师的收入、社会地位以及社会评价紧密联系，职称越高，则收入、社会地位以及社会评价越高，反之则越低[15]。因此，职称晋升是教师关心的头等大事。然而，当前的职称晋升条件对教师教育教学、社会服务、科研业绩都提出了较高的要求，以科研业绩为例，动辄要求省厅级以上成果，而高职教师要达到这些条件则相对困难。不仅如此，一些院校还存在职称指标使用不合理现象，导致教师即使达到晋升条件却无法正常获得晋升，使得不少教师流露出失望甚至绝望的情绪，产生了较高水平的职业倦怠。当然，正如图2所示，职称晋升压力对职业倦怠感的影响并不总是正向的，适度的职称晋升压力反而有助于降低教师的职业倦怠感。

工作满意度在高职教师职称晋升压力和职业倦怠间发挥着中介作用。换言之，职称晋升压力不仅直接影响高职教师的职业倦怠，而且还通过影响工作满意度间接影响其职业倦怠。高职教师职称晋升压力越大，对自己所从事的工作就越不满意，这是因为较大的职称晋升压力让教师体会不到工作的乐趣，感受不到工作的幸福感和获得感。高职教师的工作满意度与职业倦怠具有显著的负相关关系，可见教师对当前工作的满意度越高，越可能积极主动地面对和解决工作中遇到的问题，其职业倦怠感也会随之降低;而如果教师对所从事的工作不满意，就容易失去工作热情，对工作的价值产生怀疑，不愿意为工作投入过多的精力，进而表现出较高的职业倦怠。

高校职称评审制度的初衷是激发教师的积极性，但过高的职称晋升压力反而加剧了教师的职业倦怠。在高校教师职称评聘权限下放的背景下，高职院校应积极探索职称评审制度改革，制定科学合理的职称评聘细则，实现职称评审制度原有的初衷。与此同时，还应通过多种途径提高教师对本职工作的满意度，促使教师能够将更多的激情投入到教学工作中来。具体为，一是要完善现行的职称评定制度和教师聘任制度，通过科学合理的考核评价体系以及公正客观的职称评定程序，以评价为导向促进教师的专业化发展;二是树立以人为本的管理理念，通过不断改善教师的工作环境，予以教师更多的人文关怀提升教师的归属感和幸福感，消解其职业倦怠;三是定期举行心理沙龙以及工会活动，帮助教师缓解心理压力，提高心理适应能力，进而提升心理健康水平。

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