《基于MOORE職業(yè)倦怠模型的民辦高校教師職業(yè)倦怠影響因素實證研究》13000字（論文）

基于MOORE職業(yè)倦怠模型的民辦高校教師職業(yè)倦怠影響因素實證研究目錄TOC\o"1-2"\h\u32205摘要 224693第一章緒論 2258561.1選題背景 2103121.2研究目的 3103451.3研究問題 3215141.4研究意義 4284951.5研究創(chuàng)新點 47288第二章文獻綜述 5193922.1研究現(xiàn)狀 5160112.2各變量來源及解釋 5136822.3研究模型與假設 812116第三章研究方法 101543.1研究工具 10327593.2變量設置 1222659第四章結果與討論 13313294.1預測驗結果 13173984.2正式測驗被試樣本資料統(tǒng)計與變量正態(tài)性檢驗 1711814.3問卷調查結果信度檢驗 18106634.4量表效度分析 2020474.5結構方程模型與假設檢驗 25156844.6中介效應檢驗 26170224.7檢驗結果 2716866第五章總結 29235335.1研究結論 29135245.2理論意義與實踐意義 2997205.3建議 30195045.4論文存在問題與展望 3125871附錄問卷 3213777 33摘要據(jù)中國國家教育部官方網(wǎng)站顯示2019年中國民辦教育在校生219.69萬人，民辦高校專任教師339777人，占高校專任教師的25.1%。中國的民辦高等教育作為公辦高等教育的必要補充形式，民辦高等教育的教學質量，對學生畢業(yè)后的就業(yè)質量在一定程度上具有影響。民辦高校因其辦學特點，對專職教師的工作要求則更高。如果教師產(chǎn)生職業(yè)倦怠感，便會嚴重降低高校教育活動質量，不利于學生的發(fā)展。民辦高職教師工作任務繁重，工作壓力大，教師離職的情況多有發(fā)生，離職行為的背后更多的是一種無奈，身心俱疲，倦怠后選擇離開引起身心不適的工作環(huán)境。本文以MOORE的職業(yè)倦怠歸因模型作為基礎，將疏離感與職業(yè)倦怠作為中介變量，采用問卷調查的方式，以民辦高校教師作為調查對象，研究民辦高校教師職業(yè)倦怠影響因素。通過本文的研究，主要分析了來自于組織層面的民辦高校教師職業(yè)倦怠的影響因素。研究期間通過對312份有效問卷的整理，利用SPSS、AMOS軟件進行數(shù)據(jù)分析，得出相關結論并提出以下解決建議：幫助教師充分的認識自我、為教師的職業(yè)生涯發(fā)展提供通道、建立健全公平、合理的分配制度、為教育教學工作提供必要的軟硬件支持、營造科學民主的工作氛圍。關鍵詞：民辦高校職業(yè)倦怠第一章緒論1.1選題背景據(jù)中國教育部官方網(wǎng)站公布的《2019年全國教育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示，近年來，中國民辦高等教育行業(yè)穩(wěn)步增長，從學校數(shù)量來看，民辦高等教育學校數(shù)量逐年增加，占中國高校比重28%以上，2019年，中國民辦高等學校757所。2019年，中國民辦高校普通本?？普猩?19.69萬人，普通本科和普通?？圃谛Ｉ鷶?shù)量分別達到4390307人和2697973人；教職工和專任教師人數(shù)分別為462250人和339777人。隨著中國經(jīng)濟發(fā)展速度逐漸加快，人民群眾對于教育的要求也出現(xiàn)了嚴格化的趨勢。在這種背景下，高校教育需要盡可能提高整體授課水平，保證學生能夠有效進行學習活動，增強就業(yè)競爭力。民辦高職學校由于其辦學機制、運作方式、經(jīng)費來源以及管理理念等均和公辦院校有很大差異。民辦高職學校因其民辦的辦學特點，其對專職教師的工作要求則更高。如果教師產(chǎn)生職業(yè)倦怠感，無法有效進行授課，便會嚴重降低高校教育活動質量，不利于未來的進一步發(fā)展。Freudenberger（1974）提出職業(yè)倦怠主要是指個體在工作重壓之下，身體出現(xiàn)的疲勞與耗竭的感覺。職業(yè)倦怠問題最容易發(fā)生在教育、醫(yī)療、公務員、警察等人際交往頻繁的行業(yè)中。Dougherty（1993）指出職業(yè)倦怠產(chǎn)生的原因與它所處的環(huán)境、工作的性質有很大關系，不同環(huán)境下的個體所產(chǎn)生的職業(yè)倦怠情況也是不同的。民辦高職教師工作更繁重，壓力更大，所以其面臨的職業(yè)倦怠問題也越來越突出。同時，近年來，教師離職的情況時有發(fā)生，民辦院校教師離職情況則更為嚴重，離職行為的背后更多的是一種無奈，身心俱疲，倦怠后選擇離開引起身心不適的工作環(huán)境。1.2研究目的本次研究將設計高校教師職業(yè)現(xiàn)狀調查問卷，形成基于MooreJE（以下簡稱MOORE）的職業(yè)倦怠結果歸因模型的理論模型，為改善民辦高校教師職業(yè)倦怠情況提出管理建議；探尋造成民辦高校教師職業(yè)倦怠組織方面的原因，并有針對性地提出解決對策；分析疏離感在耗竭與職業(yè)倦怠的中介作用，分析職業(yè)倦怠在耗竭與離職傾向的中介作用，分析職業(yè)倦怠在疏離感與離職傾向的中介作用。1.3研究問題本文將針對目前民辦高校教師工作現(xiàn)狀的分析，希望通過本次研究解答如下問題：能夠尋找出民辦高校教師職業(yè)倦怠情況在人口統(tǒng)計學因素上的差異情況；通過調查研究探尋民辦高校教師職業(yè)倦怠在組織層面的具體影響因素有哪些。1.4研究意義本研究主要以民辦高校教師作為研究對象，通過對組織去人性化、人際關系情境、疏離感、耗竭、職業(yè)倦怠及離職傾向的調查分析，尋找各變量間的影響關系，形成測量工具與模型，為民辦高校教師管理水平的提升提供理論依據(jù)；豐富MOORE的職業(yè)倦怠結果歸因理論。通過調查結果，提出教師職業(yè)倦怠的干預方式，有助于降低民辦高校教師的職業(yè)倦怠水平，為民辦高校穩(wěn)定教師隊伍，降低教師離職率提供可借鑒經(jīng)驗。1.5研究創(chuàng)新點本文的創(chuàng)新點在于，回顧現(xiàn)有文獻的前提下，以MOORE的職業(yè)倦怠結果歸因理論為基礎上，引入組織變量，對MOORE的理論進一步完善；本研究將疏離感、耗竭、職業(yè)倦怠作為中介變量，分析變量之間的影響，對降低民辦高校教師的職業(yè)倦怠水平具有一定的實踐意義。

第二章文獻綜述2.1研究現(xiàn)狀職業(yè)倦怠（Burnout）最初是由美國心理學家費登伯格（Freudenberger）和社會心理學家馬斯拉奇（Maslach）于1975年、1976年提出的，用來描述助人和服務行業(yè)的工作者由于工作時間過長、工作強度過高、工作量過大而導致的疲憊不堪的狀態(tài)，關注個體從事職業(yè)背后的情感、動機和價值標準。教師、醫(yī)生、警察、酒店服務等從業(yè)人員均屬于職業(yè)倦怠現(xiàn)象的高發(fā)人群。Maslach（1981）學者在研究中，針對職業(yè)倦怠所表現(xiàn)的有關特點，構建了基于三個維度的職業(yè)倦怠界定模型，包括了情緒衰竭、去個性化以及個人成就感。學者Pines（1981）僅從衰竭的角度對倦怠進行研究，其認為個體在長期處于需要大量情緒資源的情境下會產(chǎn)生生理的衰竭、情緒的衰竭、精神的衰竭，其觀點也不稱為單維度理論。MOORE（2000）用歸因的觀點來對工作倦怠的發(fā)生做出了解釋，其認為工作倦怠產(chǎn)生的前因變量主要是情境因素，耗竭在情境因素的影響下首先產(chǎn)生。接著，個體在消極不利的工作情境下會對耗竭原因進行歸因。歸因的出現(xiàn)會對個體態(tài)度方面發(fā)生變化，具體可能表現(xiàn)為疏離感增強，進而個體行為反應的發(fā)生變化，如缺乏人情味、離職率升高、組織承諾降低等。本文將以此觀點作為研究的理論基礎。2.2各變量來源及解釋2.2.1組織去人性化組織去人性化主要是指在個體長期的工作環(huán)境中，組織中的管理者未能對管理對象給予足夠的重視，或因對管理對象不夠了解，管理中的決策不被管理者認可等主觀感受，具體表現(xiàn)為管理對象認為組織不夠民主、對管理對象的長期發(fā)展不夠重視、管理中沒有給予足夠的工作支持等。國內學者劉曉麗、姜能志（2009）等在對中國文化背景下職業(yè)倦怠量表的編制過程中，引入對組織去人性化的測量，取得了較好的效果。2.2.2人際關系情境人際關系是社會生活中個體之間的互相接觸、信息交流以及情感溝通的過程。在人際關系產(chǎn)生和發(fā)張的過程中，會產(chǎn)生積極的人際關系，或消極的人際關系。積極的人際關系將有助于個體適應社會、提高個人幸福感，促進個體個人價值的實現(xiàn)。消極的人際關系情境，從社會心理學角度研究出發(fā)個體在工作中會出現(xiàn)角色沖突、角色模糊、人際沖突等社會角色扮演過程中的困難。冀東瑩（2017）在職業(yè)倦怠研究過程中，因個體長期處于一定的高強度、高難度的工作環(huán)境中，會產(chǎn)生感覺不能與周圍的人友好相處，對人際關系淡漠，與其他人沒有共同語言，工作中的行為不被他人所接受和理解的消極人際關系情境。2.2.3耗竭耗竭是個體擁有的資源過度使用后產(chǎn)生的心理感受，是個體應對所處環(huán)境的消極心理反應。主要來自于個體長期處于高強度度的工作壓力、負面情緒的困擾的，無法得到排解產(chǎn)生的無力感。在工作及生活中常表現(xiàn)為消極應對周邊事物、情緒不穩(wěn)定、自我效能感下降。Hobfolletal（1989）提出的資源保存理論，描述了資源在個體和社會環(huán)境之間交互作用的過程，指出個體消耗了自身大量的資源與能量以應對較高強度的外部壓力，但并未取得較好的回報或者預期的效果，個體會產(chǎn)生一定的不公平感或內心的不平衡，為了使自身進入新的平衡區(qū)，則會采取消極應對的方式，以滿足自身的心理需要?？刹捎玫难a救措施多種多樣，如工作倦怠、情緒宣泄、避免與其他人交往等方式來應對因資源流失帶來的心理不適。2.2.4疏離感疏離感主要是指個體對社會環(huán)境的疏遠和個體個性的喪失。處于工作場景的人，一旦產(chǎn)生疏離感，將會有意的遠離工作，與其他社會群體疏遠，疏離感將會給組織帶來一定的負面影響。如高校教師工作中表現(xiàn)在一定程度上疏離感反映了教師自身利益需求未得到組織的滿足，會刻意疏遠學生，對學生漠不關心，教學質量下降。韋伯（1985）認為疏離感是由于在工作中感覺到缺乏自由和受到控制而出現(xiàn)的。民辦高校因其辦學的特點決定了，在教師的管理方面，一般會采用較為嚴格的管理制度、考核制度對教師的行為進行了限制，教師的工作自主性低，限制了教師自由發(fā)揮的空間，長期如此，教師的疏離感即會上升。2.2.5職業(yè)倦怠職業(yè)倦怠在不同的專業(yè)領域，有著不同的解讀，暫未形成共識，Maslach提出的關于職業(yè)倦怠的定義目前被學者們廣泛采用。職業(yè)倦怠的主要表現(xiàn)為個體感覺到身心俱疲，對周圍事物失去興趣，會刻意的與他人保持一定的距離，不關心他人的行為反應，個人成就感低，情緒低落。國內學者目前對職業(yè)倦怠的研究多采用問卷調查法進行，同時在對職業(yè)倦怠的調查問卷進行本土化研究。李超平、時堪（2003）等人通過調查后提出高校教師70%以上存在職業(yè)倦怠的情況。楚克群（2017）等研究表明，博士及以上學歷、28——35歲高校教師的職業(yè)倦怠水平較高。閆麗雯、周海濤研究發(fā)現(xiàn)，隨著教齡的增加，教師的職業(yè)倦怠水平呈上升趨勢。2.2.6離職傾向離職傾向是指組織內成員因為某些因素產(chǎn)生離開組織的想法，如果員工離開，則將轉化為離職行為。離職傾向是離職行為發(fā)生的重要預測指標，離職行為的產(chǎn)生，將會對組織在多方面帶來影響，如員工士氣低落、組織績效無法達成等。高校教師的離職行為一旦發(fā)生，將會出現(xiàn)教學內容無法按計劃完成，學生體驗感差，如高校教師的離職率較高，將嚴重影響教學質量，學生滿意度降低，更有甚者引起社會、企業(yè)對學校的認可度下降，影響學校的招生和畢業(yè)生的就業(yè)。郝金磊和王朝雪（2018）從個體、學校、心理感知三個方面對教師的離職進行了研究，結果表明，高校教師的離職受到情感承諾、職業(yè)倦怠、學校類型等十種因素的影響。2.3研究模型與假設2.3.1理論模型通過對前期文獻的整理及各變量間關系的梳理，提出本研究的理論框架如下：2.3.2概念模型根據(jù)理論模型及有關研究問卷題項設置，形成本研究的概念模型如下：2.3.3論文假設根據(jù)以上分析，本文提出以下假設：H1組織去個性化正向影響耗竭。H2人際關系情境正向影響耗竭。H3耗竭正向影響職業(yè)倦怠。H4耗竭正向影響疏離感。H5疏離感正向影響職業(yè)倦怠。H6職業(yè)倦怠正向影響離職傾向。H7職業(yè)倦怠在人口統(tǒng)計學因素上有顯著差異。H8疏離感在耗竭和職業(yè)倦怠中有中介作用。H9職業(yè)倦怠在耗竭和離職傾向中有中介作用。H10職業(yè)倦怠在疏離感和離職傾向中有中介作用。

第三章研究方法3.1研究工具本文主要采用問卷調查法進行數(shù)據(jù)的收集。在確定研究目的的基礎上，問卷問題均由筆者在閱讀相關文獻后，選擇以往研究中，學者認可度高的問卷及出現(xiàn)頻率較高的問題初步擬定本研究的問卷，后征求導師意見并修改后，確定預測試問卷。預測試采用現(xiàn)場隨機發(fā)放的形式，現(xiàn)場對本次調查的目的及意義進行解釋，同時對現(xiàn)場答題過程中，問卷填寫者提出的疑問進行解答并記錄。預測試后對問卷結果進行了信效度的分析后，結合現(xiàn)場填寫中疑問比較集中的問題進行了重點關注并進行相應調整，以期提高研究結果的信效度，進而形成正式測驗問卷。3.1.1問卷調查法利用問卷星，采用簡單隨機抽樣方法，尋找被試進行作答；在對數(shù)據(jù)進行分析前對問卷題項進行編碼。各控制變量指標編碼見表3.1。表3.1控制變量指標編碼表題項編碼選項您的性別P11=男2=女您的年齡P21=25歲及以下2=26-35歲3=36-45歲4=46-55歲5=56歲及以上您的最高學歷P31=?？萍耙韵?=本科3=碩士4=博士您的職稱P41=無2=初級職稱3=中級職稱4=副高級職稱5=正高級職稱您的近三年年均收入P51=5萬元及以下2=6-9萬元3=10-12萬元4=12-15萬元5=15萬元以上您的教齡P61=0-3年（不含3年）2=3-6年（不含6年）3=6-9年（不含9年）4=9年及以上您所在學校的類型1=公辦院校2=民辦院校您現(xiàn)在擔任的工作崗位為1=教學科研崗位2=行政崗位3=其他（作者整理）為方便后期進行數(shù)據(jù)分析，對解釋變量、中介變量、結果變量題項編碼，見表3.2。表3.2變量題項編碼變量編碼題項組織去人性化A1我認為學校的缺少必要的辦公設備。A2我認為學校的分配不公平。A3我覺得學校管理不夠民主。A4我認為學校對教師職業(yè)規(guī)劃缺乏指導。A5我認為行政管理人員對教學的支持不夠。A6我認為教師的薪酬待遇太低。人際關系情境B1我覺得我和周圍的人關系淡漠。B2我覺得我和周圍的人缺少共同語言。B3我的喜好不能被周圍的人所理解。耗竭M1_1早上起床后，一想到一天的工作，我就感到不安。M1_2工作中的事常常令我失眠頭痛。M1_3工作令我感到身心俱疲。疏離感M2_1我會拒絕學生的要求。M2_2我覺得我不關注學生的想法。M2_3我會因為一點小事把學生罵一頓。職業(yè)倦怠M3_1我現(xiàn)在沒有上進心。M3_2我的工作效率很低。M3_3我常盼望有假期，可以不用上班。離職傾向Y1我想辭去現(xiàn)在的工作。Y2我在明年可能會離開現(xiàn)在的學校，換一份新的工作。Y3我想我會在現(xiàn)在的學校做長期的職業(yè)發(fā)展。Y4我想如果我繼續(xù)呆在本單位，我的前景可能不會太好。（作者整理）問卷選項采用李克特五點計分法進行設計，問卷填寫者結合自己的實際情況對全部問題進行回答。其中1分代表從未出現(xiàn)，2分代表偶爾出現(xiàn)，3分代表有時出現(xiàn)，4分代表經(jīng)常出現(xiàn)，5分代表總是出現(xiàn)。3.1.2統(tǒng)計分析法采用SPSS25.0以及Amos26.0分析軟件對樣本數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計、信效度分析，同時通過建立結構方程模型的方式對提出的假設進行驗證，在中介效應假設中，采用bootstrap法抽樣200次，對各中介效應量進行驗證，所有的推斷統(tǒng)計結果以p<0.05作為結果顯著的臨界判斷標準。3.2變量設置表3.3變量設置及模型構造變量名稱控制變量年齡、性別、學歷、職稱、教齡、收入水平解釋變量組織去人性化、人際關系情境中介變量耗竭、疏離感、職業(yè)倦怠結果變量離職傾向（作者整理）

第四章結果與討論4.1預測驗結果4.1.1預測驗被試樣本資料統(tǒng)計在正式問卷調查之前首先需要進行預測驗，作為正式調查的前期準備。在預測驗實施中采用紙質問卷，發(fā)放200份問卷，獲得173名有效樣本數(shù)據(jù)，被試各背景資料統(tǒng)計結果見表4-1。表4-1被試樣本資料統(tǒng)計變量類別人數(shù)比例性別男8348.0女9052.0年齡25歲及以下5028.926-35歲3520.236-45歲6034.746—55歲2212.756歲及以上63.5學歷?？萍耙韵?413.9本科3017.3碩士9353.8博士2615.0職稱無2715.6初級職稱3419.7中級職稱5732.9副高級職稱3520.2正高級職稱2011.6年收入5萬及以下3319.16-9萬元4425.410-12萬元4626.612-15萬2413.915萬元以上2615.0教齡0-3年（不含3年）5129.53-6年（不含6年）3117.96-9年（不含9年）2313.39年及以上6839.34.1.2預測驗信度分析對問卷數(shù)據(jù)調查結果質量的判斷通過信度與效度兩項參數(shù)進行，其中信度又叫可靠性，是指問卷結果的穩(wěn)定性程度，一般以科隆巴赫α系數(shù)作為信度檢驗指標，當α高于0.9時，表明問卷調查結果穩(wěn)定性程度較高，當α位于0.7至0.9之間時，信度結果可以接受。利用SPSS軟件計算量表整體及各維度信度值，結果如下，其中，量表整體信度達到0.948，各維度信度值同樣高于0.8，本次問卷調查結果穩(wěn)定性程度較好，可信度較高。表4-2量表信度統(tǒng)計題項信度總體信度組織去人性化60.9040.834人際關系情境30.923耗竭30.907疏離感30.827職業(yè)倦怠30.882離職傾向40.9294.1.3預測驗探索性因素分析對預測驗數(shù)據(jù)的效度分析可以采用探索性因素分析過程進行，在探索性因素分析過程中，當KMO值高于0.7，且巴特利特球形度檢驗結果p<0.05時，可以認為量表各題目存在公共因子，可以進行因子提取。由表4-3可知，本次探索性因素分析KMO=0.833>0.7，且巴特利特球形度檢驗結果顯著，因此可以進行因子提取。表4-3KMO和巴特利特檢驗KMO取樣適切性量數(shù)。0.833巴特利特球形度檢驗近似卡方2727.026自由度231顯著性0.000方差解釋率指標通常用來判斷可提取因子的數(shù)量以及各因子解釋水平，在表4-4中，合計共有6個因子的初始特征值高于1，可以提取出6個獨立的主成分因子。其中，第一因子解釋率為30.900%<40%，問卷不存在嚴重的共同方法偏差，6個因子合計方差解釋率達到78.967%>70%，各因子具有較好的解釋度。表4-4總方差解釋成分初始特征值提取載荷平方和旋轉載荷平方和總計方差百分比累積%總計方差百分比累積%總計方差百分比累積%16.79830.90030.9006.79830.90030.9004.27919.44919.44923.55116.14047.0413.55116.14047.0413.33415.15234.60232.47611.25358.2932.47611.25358.2932.56311.65146.25242.0239.19667.4892.0239.19667.4892.46711.21457.46651.4406.54774.0371.4406.54774.0372.45811.17168.63761.0854.93078.9671.0854.93078.9672.27310.33078.9677.6192.81281.779提取方法：主成分分析法。旋轉后的因子各指標載荷矩陣及共同度參數(shù)計算結果見表4-5，為了便于觀察，表中刪除了載荷值低于0.5的數(shù)值。由表中結果可以較明顯的發(fā)現(xiàn)，各指標與不同維度實際對應結果與理論預期完全吻合，且共同度指標均高于0.5，問卷具有較好的聚合性與區(qū)分性，且不同因子維度對各指標具有較好的代表性。表4-5旋轉后的成分矩陣a成分共同度123456A10.6960.569A20.8460.748A30.8070.766A40.8590.772A50.7770.679A60.7450.624B10.8330.862B20.8560.895B30.8270.855M1_10.8630.811M1_20.8680.829M1_30.9330.905M2_10.7570.655M2_20.8630.801M2_30.8710.805M3_10.9000.833M3_20.9270.864M3_30.8680.758Y10.8390.851Y20.8750.849Y30.8630.806Y40.8430.836提取方法：主成分分析法。旋轉方法：凱撒正態(tài)化最大方差法。a.旋轉在7次迭代后已收斂。4.2正式測驗被試樣本資料統(tǒng)計與變量正態(tài)性檢驗本次問卷調查結果共獲得470名被試樣本數(shù)據(jù)，經(jīng)整理后共獲得有效被試樣本312名，樣本有效率達到66.38%，被試性別、年齡等背景資料變量頻數(shù)分布統(tǒng)計結果見表4-6。其中，男性被試160人，女性被試152人，男女比例接近1:1，年齡分布中36-45歲年齡段占比最高，其次為25歲及以下年齡段，碩士學歷被試占比超過一半，被試職稱分布中，中級職稱被試占比32.4%，其次為副高級職稱，年收入指標分布較為均勻。其余變量統(tǒng)計結果詳見表中數(shù)據(jù)。表4-6被試樣本資料統(tǒng)計變量類別人數(shù)比例性別男16051.3女15248.7年齡25歲及以下8928.526-35歲6821.836-45歲10634.046—55歲3511.256歲及以上144.5學歷專科及以下4213.5本科5617.9碩士17957.4博士3511.2職稱無5517.6初級職稱5016.0中級職稱10132.4副高級職稱7022.4正高級職稱3611.5年收入5萬及以下6520.86-9萬元7624.410-12萬元7323.412-15萬5116.315萬元以上4715.1教齡0-3年（不含3年）9329.83-6年（不含6年）6219.96-9年（不含9年）3711.99年及以上12038.5由于KS檢驗結果檢驗功效比較低，而S-W檢驗只適用于樣本量低于50的情況，Lillie檢驗結果適合檢驗樣本量高于2000時的情況（羅文海，張慶鳳，2018），因此對于本次問卷調查各變量正態(tài)性檢驗將通過計算偏度系數(shù)與峰度系數(shù)值進行判斷（馬興華，張晉昕，2014）。在數(shù)據(jù)正態(tài)分布時，偏度系數(shù)、峰度系數(shù)均要接近于0。Kline（1998）提出當偏度系數(shù)大于3，峰度系數(shù)大于8時，需要研究者注意；當峰度系數(shù)大于20時，需要研究者密切注意。在計算結果中，各變量偏度與峰度系數(shù)絕對值均低于3，變量屬于正態(tài)分布。表4-7變量分布統(tǒng)計變量偏度峰度組織去人性化0.066-0.632人際關系情境0.6310.075耗竭0.430-0.185疏離感1.4152.427職業(yè)倦怠0.498-0.487離職傾向0.8960.1164.3問卷調查結果信度檢驗利用SPSS軟件計算正式問卷調查結果量表整體及各維度信度值，結果如下，其中，量表整體信度達到0.921，各維度信度值同樣高于0.8，本次問卷調查結果穩(wěn)定性程度較好，可信度較高。表4-8量表信度統(tǒng)計題項信度總體信度組織去人性化60.8650.921人際關系情境30.908耗竭30.911疏離感30.833職業(yè)倦怠30.881離職傾向40.936在對量表中各題目指標質量的判斷中，通常以修正后的項與總計相關性及刪除項后的克隆巴赫α值作為參考標準，其中，當樣本量超過300時，前者一般高于0.3，后者則要求不高于整體信度值。由表4-9中數(shù)據(jù)計算結果可知，本次問卷調查結果各題目指標修正后的項與總計相關性均在0.3以上，而刪除項后的克隆巴赫α值與0.921差別不大，因此可以保留全部的指標進行下一步的分析。表4-9項總計統(tǒng)計刪除項后的標度平均值刪除項后的標度方差修正后的項與總計相關性刪除項后的克隆巴赫αA154.44213.2890.4480.920A254.32210.4230.5670.918A354.29210.4500.5520.918A454.12209.3100.5760.918A554.30210.2120.5520.918A653.86213.0050.4610.920B155.20206.9960.6610.916B255.24207.2830.6610.916B355.30208.6180.6280.917M1_155.07207.1080.6250.917M1_255.05209.4760.6010.917M1_354.88207.3460.6340.917M2_155.24217.1780.4090.921M2_255.83218.1710.3390.922M2_355.98219.3630.3410.922M3_155.21211.0510.4940.919M3_255.21211.7380.5200.919M3_354.65209.6680.5030.919Y155.21203.1340.7430.914Y255.42203.5750.6890.915Y355.16207.8650.6530.916Y455.05204.2000.7340.9144.4量表效度分析4.4.1探索性因素分析由表4-10可知，正式問卷調查結果探索性因素分析KMO=0.893>0.7，且巴特利特球形度檢驗結果顯著，因此可以進行因子提取。表4-10KMO和巴特利特檢驗KMO取樣適切性量數(shù)。0.893巴特利特球形度檢驗近似卡方4766.669自由度231顯著性0.000在表4-11中，合計共有6個因子的初始特征值高于1，可以提取出6個獨立的主成分因子。其中，第一因子解釋率為38.644%<40%，問卷不存在嚴重的共同方法偏差，6個因子合計方差解釋率達到76.945%>70%，各因子具有較好的解釋度。表4-11總方差解釋成分初始特征值提取載荷平方和旋轉載荷平方和總計方差百分比累積%總計方差百分比累積%總計方差百分比累積%18.50238.64438.6448.50238.64438.6443.83117.41517.41522.41910.99749.6422.41910.99749.6423.26914.86032.27631.8678.48758.1291.8678.48758.1292.53111.50443.78041.6607.54665.6751.6607.54665.6752.50111.37055.15051.3586.17171.8461.3586.17171.8462.44311.10466.25461.1225.09976.9451.1225.09976.9452.35210.69276.9457.6783.08280.028提取方法：主成分分析法。旋轉后的因子各指標載荷矩陣及共同度參數(shù)計算結果見表4-12，各指標與不同維度實際對應結果與理論預期完全吻合，且除其中一個題目略低于0.5之外，其余指標共同度指高于0.5，問卷具有較好的聚合性與區(qū)分性，且不同因子維度對各指標具有較好的代表性。表4-12旋轉后的成分矩陣a成分共同度123456A10.7000.542A20.7900.697A30.7970.697A40.8180.728A50.7020.587A60.6070.475B10.8190.857B20.8580.903B30.7780.782M1_10.8080.832M1_20.8570.860M1_30.8370.879M2_10.7790.690M2_20.8790.809M2_30.8560.787M3_10.8600.811M3_20.8650.839M3_30.8380.786Y10.8040.849Y20.8500.869Y30.8360.816Y40.7940.832提取方法：主成分分析法。旋轉方法：凱撒正態(tài)化最大方差法。a.旋轉在7次迭代后已收斂。4.4.2驗證性因素分析在已知問卷結構的前提下，效度分析通常采用驗證性因素分析方法檢驗量表的結構效度、聚合效度以及區(qū)分效度等，其中結構效度為模型擬合度，表示理論模型與實際模型的吻合程度，在表4-13中給出了結構效度一般評價參數(shù)，由表中結果可知，本次驗證性因素分析結果各項擬合參數(shù)均在合理范圍內，模型適配性較好，結構效度較高，模型示意圖見圖4-1。表4-13結構效度檢驗結果擬合參數(shù)計算結果參考范圍RMSEA0.049<0.05：非常好<0.08：符合要求2336.052-df194-2/df1.732樣本量低于300時，一般要求小于3；樣本量高于300時，一般要求小于5CFI0.970>0.9，越大越好TLI0.964>0.9，越大越好IFI0.970>0.9，越大越好RFI0.918>0.9，越大越好NFI0.931>0.9，越大越好SRMR0.045樣本量低于300時，<0.05；樣本量高于300時，<0.08圖4-1驗證性因素分析模型示意圖聚合效度分析通常利用模型各指標標準化載荷值、組合信度CR值以及平均方差提取量AVE等參數(shù)進行判斷，在表4-14中，不同變量維度下各指標標準化載荷值均高于0.5，且CR值高于0.8、AVE高于0.5，因此可以認為模型各維度聚合效度較高。表4-14聚合效度分析變量題目載荷值標準化載荷值S.E.tpCRAVE組織去人性化A11.0000.6320.8970.528A21.2050.7980.10611.353<0.001A31.2550.8130.10911.503<0.001A41.2740.8090.11111.466<0.001A51.0820.6920.10610.215<0.001A60.9100.5800.1038.846<0.001人際關系情境B11.0000.8960.9130.777B21.0400.9430.04224.697<0.001B30.8680.8000.04718.625<0.001耗竭M1_11.0000.8650.9130.775M1_20.9320.8690.04719.940<0.001M1_31.0240.9070.04821.144<0.001疏離感M2_11.0000.6890.8370.635M2_21.3390.8530.10812.360<0.001M2_31.1820.8390.09612.329<0.001職業(yè)倦怠M3_11.0000.8490.8850.720M3_20.9710.8950.05318.239<0.001M3_30.9930.7980.06116.278<0.001離職傾向Y11.0000.9060.9360.787Y21.0570.9110.04225.280<0.001Y30.8620.8480.04021.458<0.001Y40.9430.8810.04023.390<0.001另外，可以通過比較各變量相關系數(shù)值以及AVE開方值（表4-11中對角線位置數(shù)值）判斷模型區(qū)分效度指標，當各變量兩兩之間相關系數(shù)低于對應變量的AVE開方值時，表明各變量維度的聚合性高于變量之間相關性，即模型具有較好的區(qū)分效度，由表4-15可知，6個變量維度兩兩之間相關系數(shù)均小于對角線位置取值，因此模型區(qū)分效度較好。表4-15區(qū)分效度檢驗均值標準差組織去人性化人際關系情境耗竭疏離感職業(yè)倦怠離職傾向AVE組織去人性化3.350.870.7270.528人際關系情境2.331.020.4840.8810.777耗竭2.571.050.5040.5460.8800.775疏離感1.890.840.1690.3770.1920.7970.635職業(yè)倦怠2.551.070.3030.3950.3740.2790.8490.720離職傾向2.361.070.5000.5680.5760.3580.4970.8870.7874.5結構方程模型與假設檢驗在信效度檢驗結果的基礎上，通過建立如圖4-2所示結構方程模型對各假設進行驗證分析，其中，模型RMSEA=0.064<0.08，2/df=2.290<3，CFI=0.915>0.9，TLI=0.905>0.9，IFI=0.916>0.9，各擬合參數(shù)計算結果較好，模型擬合度可以接受。圖4-2結構方程模型假設檢驗具體分析各變量之間回歸影響關系，其中：（1）組織去人性化對耗竭的標準化回歸系數(shù)值為0.314，顯著性檢驗結果p<0.001，即組織去人性化對耗竭存在顯著的正向回歸影響，原假設H1成立；（2）人際關系情境對耗竭的標準化回歸系數(shù)值為0.415，顯著性檢驗結果p<0.001，即人際關系情境對耗竭存在顯著的正向回歸影響，原假設H2成立；（3）耗竭對職業(yè)倦怠的標準化回歸系數(shù)值為0.155，顯著性檢驗結果p=0.009<0.01，即耗竭對職業(yè)倦怠存在顯著的正向回歸影響，原假設H3成立；（4）耗竭對疏離感的標準化回歸系數(shù)值為0.214，顯著性檢驗結果p<0.001，即耗竭對疏離感存在顯著的正向回歸影響，原假設H4成立；（5）疏離感對職業(yè)倦怠的標準化回歸系數(shù)值為0.151，顯著性檢驗結果p=0.014<0.05，即疏離感對職業(yè)倦怠存在顯著的正向回歸影響，原假設H5成立；（6）職業(yè)倦怠對離職傾向的標準化回歸系數(shù)值為0.283，顯著性檢驗結果p<0.001，即職業(yè)倦怠對離職傾向存在顯著的正向回歸影響，原假設H6成立；（7）性別、年齡、職稱、年收入等變量對職業(yè)倦怠指標的回歸系數(shù)顯著性檢驗結果低于0.05，同樣對其存在顯著的影響，而學歷、教齡回歸影響未達到顯著性水平，因此假設H7部分成立。其余變量之間回歸關系檢驗結果見表中數(shù)據(jù)。表4-16回歸系數(shù)計算及檢驗結果回歸路徑bβS.E.tp耗竭<組織去人性化0.4400.3140.0914.845<0.001耗竭<人際關系情境0.4200.4150.0626.826<0.001疏離感<耗竭0.1380.2140.0423.313<0.001職業(yè)倦怠<疏離感0.2170.1510.0892.4480.014職業(yè)倦怠<耗竭0.1430.1550.0552.6080.009離職傾向<耗竭0.4680.4630.0548.594<0.001離職傾向<疏離感0.2910.1860.0853.446<0.001離職傾向<職業(yè)倦怠0.3100.2830.0585.349<0.001職業(yè)倦怠<性別0.2870.1530.1032.7860.005職業(yè)倦怠<年齡0.1940.2270.0563.443<0.001職業(yè)倦怠<學歷0.1240.1100.0721.7340.083職業(yè)倦怠<職稱-0.093-0.1230.045-2.0460.041職業(yè)倦怠<年收入-0.089-0.1280.038-2.3290.020職業(yè)倦怠<教齡0.0500.0680.0461.0900.2764.6中介效應檢驗在上一節(jié)中除對H1至H6假設關系進行驗證之外，根據(jù)變量回歸關系可以推測模型中存在中介效應，為了檢驗中介效應是否存在以及中介效應的具體表現(xiàn)形式，采用bootstrap法抽樣2000次，對各回歸效應量進行分解并檢驗，其中，耗竭對職業(yè)倦怠的回歸影響中，回歸總效應量為0.187，直接效應量為0.155，通過疏離感的中介效應量達到0.032，且三類效應量顯著性檢驗結果p<0.05，95%置信區(qū)間不包含0，因此，可以判斷疏離感在耗竭和職業(yè)倦怠的回歸影響中起到了部分中介作用，假設H8成立。同理可知，耗竭對離職傾向、疏離感對離職傾向的回歸影響中，總效應、直接效應以及職業(yè)倦怠的中介效應同樣成立，因此假設H9與H10得到驗證。表4-17中介效應檢驗結果影響關系效應分解效應量p95%下限95%上限耗竭→疏離感→職業(yè)倦怠總效應0.1870.0050.0840.321直接效應0.1550.0170.0600.287疏離感中介效應0.0320.0170.0060.079耗竭→職業(yè)倦怠→離職傾向總效應0.5560.0090.4540.643直接效應0.4630.0120.3450.560職業(yè)倦怠中介效應0.0930.0040.0480.159疏離感→職業(yè)倦怠→離職傾向總效應0.2280.0060.1340.326直接效應0.1860.0070.0990.268職業(yè)倦怠中介效應0.0430.0110.0130.0844.7檢驗結果經(jīng)過以上分析可知，本次問卷調查結果信度符合分析要求，量表具有較好的結構效度、聚合效度、區(qū)分效度，通過結構方程模型假設檢驗與中介效應分析后，各假設驗證情況見表4-18。表4-18假設檢驗結果匯總編號原假設檢驗結果H1組織去個性化正向影響耗竭。成立H2個體去個性化正向影響耗竭。成立H3耗竭正向影響職業(yè)倦怠。成立H4耗竭正向影響疏離感。成立H5疏離感正向影響職業(yè)倦怠。成立H6職業(yè)倦怠正向影響離職傾向。成立H7職業(yè)倦怠在人口統(tǒng)計學因素差異顯著。部分成立H8疏離感在耗竭和職業(yè)倦怠中有中介作用。成立H9職業(yè)倦怠在耗竭和離職傾向中有中介作用。成立H10職業(yè)倦怠在疏離感和離職傾向中有中介作用。成立

第五章總結5.1研究結論本文對收集的數(shù)據(jù)進行分析后發(fā)現(xiàn)，組織中必要的辦公設備、公平合理的分配制度、民主化的管理、行政人員對教學的支持、以及對教師的職業(yè)規(guī)劃予以指導等對民辦高校教職工的職業(yè)倦怠具有一定的影響。借助模型及分析工具分析了組織去人性化、人際關系情境、疏離感、耗竭、職業(yè)倦怠及離職傾向幾個因素間的關系，從而可以借助本研究為降低民辦高校教師的職業(yè)倦怠水平，降低教師離職率提供參考。中介變量耗竭、疏離感、職業(yè)倦怠在本研究中各自路徑上均起到了一定的作用。5.2理論意義與實踐意義5.2.1理論意義通過對前人成熟量表的整理，基于Moore的職業(yè)倦怠結果歸因模型，引入組織去人性化維度，豐富了原理論的框架，為后續(xù)研究提供了一個新的研究思路。通過驗證證明耗竭對職業(yè)倦怠有正向影響作用，疏離感對職業(yè)倦怠有正向影響作用，職業(yè)倦怠對離職傾向有正向影響作用。在統(tǒng)計分析中，對之前學者的觀點及文獻發(fā)揮了理論的支持作用，同時增加了疏離感、耗竭通過職業(yè)倦怠對傾向具有顯著性影響的分析，為后人的研究提供一定的理論參考價值。5.2.2實踐意義為民辦高校教師職業(yè)倦怠問題的改善提供了改進的方向，根據(jù)本文研究表明，在國家大力發(fā)展民辦教育的背景下，穩(wěn)定教師隊伍，提升教學質量，可以根據(jù)職業(yè)倦怠的影響因素調整高校的管理策略，為提升教師在校滿意度，提升學生在校體驗感，提供建議及措施，促使民辦高校形成自己的辦學特色，本研究具有一定的實際意義。5.3建議民辦高校作為現(xiàn)代教學辦學機構的一個重要主體，特別是在“十四五規(guī)劃”開局之時，多項密集法律法規(guī)的密集出臺，公眾對于優(yōu)質均衡教育的期盼，對民辦高校的發(fā)展和管理都提出了更高的要求。民辦高校要想長期穩(wěn)定的發(fā)展，教師隊伍的穩(wěn)定、教學質量體系的完善都是行之有效的手段，通過本文的分析，提出如下建議：幫助教師充分的認識自我學校在內部管理過程之中，結合本校實際，多措并舉幫助教師了解自己的個性、能力，通過科學的評估方法，實現(xiàn)教師的客觀的自我定位和職業(yè)定位，為教師在教育行業(yè)的長期發(fā)展提供基礎。為教師的職業(yè)生涯發(fā)展提供通道學校應設置合理的職業(yè)發(fā)展通道，同時幫助教師制定并實施合適的自我開發(fā)計劃，以滿足教師的職業(yè)發(fā)展愿望和目標，特別是對于留住教學能力強和具有管理潛能的教師來說，尤為重要。建立健全公平、合理的分配制度學校在制定管理決策過程中，應本著公平、合理的原則制定各類政策，特別是在制定分配制度時，具有對內、對外保證一定競爭性的前提下保證校內各崗位間的經(jīng)濟地位、角色地位的有助于教師公正客觀的評價自我的價值，投入更多的個人資源以提高個人的教學水平和能力。為教育教學工作提供必要的軟硬件民辦高校因其辦學經(jīng)費來源問題，多會采用節(jié)省開支的方式增加自己的辦學結余，保證辦學出資人的利益，為教師提供教學過程中必要的軟硬件支持，如增加培訓交流的機會、舒適的辦公環(huán)境、必須的辦公設備等，將有助于解決教師的后顧之憂，改善教師的心理感受，提升教師在校體驗感和滿意度。支持營造科學民主的工作氛圍高校作為高知、高能人群聚集的場所，營造良好的工作氛圍，創(chuàng)建學習型組織，使教師有意愿參與到學校的管理中，為學校的長期發(fā)展提供智力支持，為提升學校的辦學質量提供保障。5.4論文存在問題與展望由于受到研究者經(jīng)驗及時間精力的影響，存在一定的問題待日后改善，本研究主要采用問卷調查的方法獲得研究對象的職業(yè)倦怠的情況，在一定程度上可能