中国大学英语教师工作倦怠研究结果及解读

以下将对正式测量环节的各项研究结果进行汇报并加以初步的解读。

6.2.4.1　各量表的信度检验

如预试分析时所述，内在信度是指测量同一概念的不同项目之间的一致性。Cronbach’s Alpha 系数可以帮助确定影响量表内在一致性的项目。检查量表的信度可包括两个方面，一是量表中每个因素包含的项目间内在一致性，一是整个量表的内在一致性。正式问卷施测后，仍需对各量表的信度加以检验，如各量表无法通过信度检验，则有必要对量表项目进行修改后再次施测。因此，以下将首先依次检验工作要求量表、工作资源量表与工作倦怠量表各因子的信度及各量表的总信度。

正式问卷中的教学相关角色负荷因子的Alpha 系数为0.816，表明该因子的内在一致性良好（见表6-51）。

表6-51　正式问卷教学相关角色负荷因子的信度统计资料

对表6-52 中的第4 栏以及第5 栏分析可知，各项目与量表的相关系数介于0.642 ～ 0.706 之间，起伏不大；删除各项目后量表的Alpha 系数介于0.709 ～ 0.778 之间，各项目之间比较接近，没有明显过高的项目。综合数据分析结果可以确认，正式问卷中的教学相关角色负荷因子通过信度检验。

表6-52　正式问卷教学相关角色负荷因子的项目总计统计资料

正式问卷中的科研压力因子的Alpha 系数为0.749，表明该因子的内在一致性良好（见表6-53）。

表6-53　正式问卷科研压力因子的信度统计资料

对表6-54 中的第4 栏以及第5 栏分析可知，各项目与量表的相关系数介于0.489 ～ 0.588 之间，起伏不大；删除各项目后量表的Alpha 系数介于0.666 ～ 0.719 之间，各项目之间比较接近，没有明显过高的项目。综合数据分析结果可以确认，正式问卷中的科研压力因子通过信度检验。

表6-54　正式问卷科研压力因子的项目总计统计资料

正式问卷中的工作—家庭冲突因子的Alpha 系数为0.896，表明该因子的内在一致性良好（见表6-55）。

表6-55　正式问卷工作—家庭冲突因子的信度统计资料

对表6-56 中的第4 栏以及第5 栏分析可知，各项目与量表的相关系数介于0.712 ～ 0.797 之间，起伏不大；删除各项目后量表的Alpha 系数介于0.855 ～ 0.886 之间，各项目之间比较接近，没有明显过高的项目。综合数据分析结果可以确认，正式问卷中的工作—家庭冲突因子通过信度检验。

表6-56　正式问卷工作—家庭冲突因子的项目总计统计资料

正式问卷中的工作要求量表的Alpha 系数为0.885，表明该量表的总体内在一致性良好（见表6-57）。

表6-57　正式问卷工作要求量表的总信度统计资料

正式问卷工作要求量表的项目总计统计资料显示，删除各项目后量表的Alpha 系数比较接近，没有明显过高的项目，确认通过信度检验（见表6-58）。

表6-58　正式问卷工作要求量表的项目总计统计资料

续　表

正式问卷中的组织公平因子的Alpha 系数为0.902，表明该因子的内在一致性良好（见表6-59）。

表6-59　正式问卷组织公平因子的信度统计资料

对表6-60 中的第4 栏以及第5 栏分析可知，各项目与量表的相关系数介于0.707 ～ 0.813 之间，起伏不大；删除各项目后量表的Alpha 系数介于0.868 ～ 0.891 之间，各项目之间比较接近，没有明显过高的项目。综合数据分析结果可以确认，正式问卷中的组织公平因子通过信度检验。

表6-60　正式问卷组织公平因子的项目总计统计资料

正式问卷中的领导支持因子的Alpha 系数为0.855，表明该因子的内在一致性良好（见表6-61）。

表6-61　正式问卷领导支持因子的信度统计资料

对表6-62 中的第4 栏以及第5 栏分析可知，各项目与量表的相关系数介于0.691 与0.750 之间，起伏不大；删除各项目后量表的Alpha 系数介于0.775 与0.832 之间，各项目之间比较接近，没有明显过高的项目。综合数据分析结果可以确认，正式问卷中的领导支持因子通过信度检验。

表6-62　正式问卷领导支持因子的项目总计统计资料

正式问卷中的工作自主因子的Alpha 系数为0.873，表明该因子的内在一致性良好（见表6-63）。

表6-63　正式问卷工作自主因子的信度统计资料

对表6-64 中的第4 栏以及第5 栏分析可知，各项目与量表的相关系数介于0.631 ～ 0.737 之间，起伏不大；删除各项目后量表的Alpha 系数介于0.837 ～ 0.863 之间，各项目之间比较接近，没有明显过高的项目。综合数据分析结果可以确认，正式问卷中的工作自主因子通过信度检验。

表6-64　正式问卷工作自主因子的项目总计统计资料

续　表

正式问卷中的职业发展机会因子的Alpha 系数为0.854，表明该因子的内在一致性良好（见表6-65）。

表6-65　正式问卷职业发展机会因子的信度统计资料

对表6-66 中的第4 栏以及第5 栏分析可知，各项目与量表的相关系数介于0.634 ～ 0.735 之间，起伏不大；删除各项目后量表的Alpha 系数介于0.796 ～ 0.839 之间，各项目之间比较接近，没有明显过高的项目。综合数据分析结果可以确认，正式问卷中的职业发展机会因子通过信度检验。

表6-66　正式问卷职业发展机会因子的项目总计统计资料

正式问卷中的工作资源量表的Alpha 系数为0.924，表明该量表的总体内在一致性相当好（见表6-67）。

表6-67　正式问卷工作资源量表的总信度统计资料

正式问卷工作资源量表的项目总计统计资料显示，删除各项目后量表的Alpha 系数之间比较接近，没有明显过高的项目，确认通过信度检验（见表6-68）。

表6-68　正式问卷工作资源量表的项目总计统计资料

正式问卷中的情绪衰竭因子的Alpha 系数为0.933，表明该因子的内在一致性相当好（见表6-69）。

表6-69　正式问卷情绪衰竭因子的信度统计资料

对表6-70 中的第4 栏以及第5 栏分析可知，各项目与量表的相关系数介于0.802 ～ 0.833 之间，起伏不大；删除各项目后量表的Alpha 系数介于0.915 ～ 0.921 之间，各项目之间比较接近，没有明显过高的项目。综合数据分析结果可以确认，正式问卷中的情绪衰竭因子通过信度检验。

表6-70　正式问卷情绪衰竭因子的项目总计统计资料

正式问卷中的玩世不恭因子的Alpha 系数为0.908，表明该因子的内在一致性相当好（见表6-71）。

表6-71　正式问卷玩世不恭因子的信度统计资料

对表6-72 中的第4 栏以及第5 栏分析可知，各项目与量表的相关系数介于0.763 ～ 0.825 之间，起伏不大；删除各项目后量表的Alpha 系数介于0.869 ～ 0.891 之间，各项目之间比较接近，没有明显过高的项目。综合数据分析结果可以确认，正式问卷中的玩世不恭因子通过信度检验。

表6-72　正式问卷玩世不恭因子的项目总计统计资料

正式问卷中的成就感降低因子的Alpha 系数为0.870，表明该因子的内在一致性相当好（见表6-73）。

表6-73　正式问卷成就感降低因子的信度统计资料

对表6-74 中的第4 栏以及第5 栏分析可知，各项目与量表的相关系数介于0.415 ～ 0.748 之间，项目1 明显偏低；但删除各项目后量表的Alpha 系数介于0.835 ～ 0.887 之间，没有明显偏高的项目，各项目之间相对比较接近。综合数据分析结果可以确认，正式问卷中的成就感降低因子通过信度检验。

表6-74　正式问卷成就感降低因子的项目总计统计资料

正式问卷中的工作倦怠量表的Alpha 系数为0.906，表明该量表的总体内在一致性相当好（见表6-75）。

表6-75　正式问卷工作倦怠量表的总信度统计资料

正式问卷工作倦怠量表的项目总计统计资料显示，删除各项目后量表的Alpha 系数中没有明显偏高的项目，各项目之间相对比较接近，确认通过信度检验（见表6-76）。

表6-76　正式问卷工作倦怠量表的项目总计统计资料

续　表

由以上分析可知，工作要求量表、工作资源量表与工作倦怠量表都通过了信度检验，可以进行下一步的结构效度检验。

6.2.4.2　各量表的结构效度检验

如预试分析时所述，验证性因子分析是在因子已知的情况下，检验所收集的数据是否按事先预定的结构方式产生作用，目的在于考核事先定义因子的模型拟合实际数据的能力。本书已通过质性研究以及预试分析确定了各量表中具体的因子。因此，对于正式问卷中各量表的结构效度检验将仍选择验证性因子分析的方式进行。以下将分别对工作要求量表、工作资源量表和工作倦怠量表进行相关的验证性因子分析以检验各量表的结构效度。

对工作要求量表三因子结构旋转后的元件矩阵分析可知，工作—家庭冲突因子的四个项目构成了该矩阵的第一因子，科研压力因子的四个项目构成了第二因子，教学相关角色负荷因子的三个项目构成了第三因子。这一因子分析结果与预试时的因子分析结果相符（见表6-77）。

表6-77　正式问卷工作要求量表三因子结构的旋转元件矩阵

工作要求量表的三因子结构的累积方差（变异）解释量为68.951%，较为理想，可以确认该量表通过结构效度的检验（见表6-78）。

表6-78　正式问卷工作要求量表三因子结构说明的变异数总计

续　表

对工作资源量表四因子结构旋转后的元件矩阵分析可知，组织公平因子的五个项目构成了该矩阵的第一因子，工作自主因子的五个项目构成了第二因子，职业发展机会因子的四个项目构成了第三因子，领导支持因子的三个项目构成了第四因子。这一因子分析结果与预试时的因子分析结果相符（见表6-79）。

表6-79　正式问卷工作资源量表四因子结构的旋转元件矩阵

工作资源量表的四因子结构的累积方差（变异）解释量为71.721%，较为理想，可以确认该量表通过结构效度的检验（见表6-80）。

表6-80　正式问卷工作资源量表四因子结构说明的变异数总计

对工作倦怠量表三因子结构旋转后的元件矩阵分析可知，情绪衰竭因子的五个项目构成了该矩阵的第一因子，成就感降低因子的六个项目构成了第二因子，玩世不恭因子的四个项目构成了第三因子。这一因子分析结果与预试时的因子分析结果相符（见表6-81）。

表6-81　正式问卷工作倦怠量表三因子结构的旋转元件矩阵

工作倦怠量表的三因子结构的累积方差（变异）解释量为72.204%，较为理想，可以确认该量表通过结构效度的检验（见表6-82）。

表6-82　正式问卷工作倦怠量表三因子结构说明的变异数总计

续　表

由以上分析可知，正式量表中的工作要求量表、工作资源量表与工作倦怠量表都通过了结构效度的检验，可以进行具体研究问题的数据分析。

6.2.4.3　研究问题1

Schaufeli & Van（1995）曾提出，研究来自不同国家、不同文化背景的群体的工作倦怠水平时，不可直接依据别国的工作倦怠临界值来确定其倦怠水平，否则可能会导致两种结果：过高或过低地估计该群体的倦怠水平。为了避免该情况的发生，同时也考虑到应使本书与国内同类研究所得结果具备一定的可比性，因而本书中确定大英教师整体工作倦怠水平的分析方法主要借鉴了国内学者唐进（2011）采用的方法：在469 份有效问卷中先随机抽取317 份样本（样本1），用SPSS 22.0 统计软件对被试工作倦怠的情绪衰竭、玩世不恭和成就感降低三个维度上的得分分别加总后进行排序，计算出各因子排序上三分之一处的数值作为工作倦怠程度的临界值，并采用该临界值对原样本中剩余的152 份样本（样本2）中的情绪衰竭、玩世不恭和成就感降低三个因子分别进行倦怠程度评价，确定具体检出人数和检出率。对于被试综合倦怠水平的评估，参照国内学者李永鑫、李艺敏（2006）建议的方法来进行：将被试的倦怠程度分为零倦怠（在工作倦怠问卷的三个因子上的得分都低于临界值）、轻度倦怠（在工作倦怠问卷的某一因素上的得分高于临界值）、中度倦怠（在工作倦怠问卷的某两个因子上的得分高于临界值）和高度倦怠（在工作倦怠问卷的三个因子上的得分都高于临界值）四种不同的倦怠水平。

被试工作倦怠程度的临界值见表6-83。

表6-83　样本1 各因子的临界值

本书样本2 被试的情绪衰竭维度的检出率为23.7%，玩世不恭维度的检出率为36.8%，成就感降低维度的检出率为37.5%（见表6-84）。

表6-84　样本2 各因子检出人数与检出率

本书样本2 被试中处于零倦怠水平的人数为60 人，检出率为39.5%；处于轻度倦怠水平的人数为47 人，检出率为30.9%；处于中度倦怠水平的人数为30 人，检出率为19.7%；处于高度倦怠水平的人数为15 人，检出率为9.9%（见表6-85）。

表6-85　样本2 综合倦怠水平评估

以下将继续考察被试的性别、学历、职称、教龄、周课时量、所属高校层次以及所属高校类型等变量对其倦怠水平的影响。

不同性别的大英教师在情绪衰竭、玩世不恭与成就感降低三个维度上的得分相当接近，男教师在三个维度上的得分均略高于女教师。独立样本t 检验结果发现，男女大英教师在工作倦怠三个维度上的得分均没有显著差异（见表6-86）。这一结果说明，性别并不是影响大英教师工作倦怠的关键个体变量。

表6-86　不同性别的教师的群组统计资料

本科学历的大英教师在情绪衰竭维度上的平均得分为17.182 5，硕士研究生学历的大英教师平均得分为18.454 5，博士研究生学历的大英教师平均得分为19.388 9，该维度的平均得分随着学历的提高而呈上升趋势（见表6-87）。这一结果表明，大英教师的学历越高，越容易出现情绪衰竭。

表6-87　不同学历的教师情绪衰竭维度的描述性统计资料

由不同学历的教师情绪衰竭维度的多重比较可知，本科学历的大英教师与博士研究生学历的大英教师在情绪衰竭维度上的得分有显著差异，本科学历的大英教师与硕士研究生学历的大英教师在该维度上的得分无显著差异，硕士研究生学历的大英教师与博士研究生学历的大英教师在该维度上的得分也无显著差异（见表6-88）。这一结果意味着，与拥有本科学历的大英教师相比，拥有博士研究生学历的大英教师所体验到的情绪衰竭程度严重得多。

表6-88　不同学历的教师情绪衰竭维度的多重比较

*平均值差异在0.05 层级显著。

本科学历的大英教师在玩世不恭维度上的平均得分为11.554 7，硕士研究生学历的大英教师平均得分为12.888 4，博士研究生学历的大英教师平均得分为12.144 4。三者比较可发现，硕士研究生学历的大英教师的玩世不恭程度最为严重（见表6-89）。

表6-89　不同学历的教师玩世不恭维度的描述性统计资料

对不同学历的教师玩世不恭维度的多重比较可知，本科学历的大英教师与硕士研究生学历的大英教师在玩世不恭维度上的得分有显著差异，本科学历的大英教师与博士研究生学历的大英教师在该维度上的得分无显著差异，硕士研究生学历的大英教师与博士研究生学历的大英教师在该维度上的得分也无显著差异（见表6-90）。这一结果表明，与本科学历的大英教师相比，硕士研究生学历的大英教师抱有更为明显的玩世不恭的工作态度。

表6-90　不同学历的教师玩世不恭维度的多重比较

*平均值差异在0.05 层级显著。

硕士研究生学历的大英教师在成就感降低维度上的得分最低（因该维度为反向计分，得分愈低，代表成就感降低程度愈严重），因而表明硕士研究生学历的大英教师的成就感降低程度相对最为严重（见表6-91）。

表6-91　不同学历的教师成就感降低维度的描述性统计资料

由不同学历的教师成就感降低维度的多重比较可知，硕士研究生学历的大英教师与博士研究生学历的大英教师在成就感降低维度上的得分有显著差异，本科学历的大英教师与硕士研究生学历的大英教师在该维度上的得分无显著差异，本科学历的大英教师与博士研究生学历的大英教师在该维度上的得分也无显著差异（见表6-92）。这一结果表明，硕士研究生学历的大英教师所体验到的成就感远低于博士研究生学历的大英教师。这可能与硕士研究生学历的大英教师所抱持的玩世不恭的工作态度有着密切的相关性。

表6-92　不同学历的教师成就感降低维度的多重比较

*均值差异在0.05 层级显著。

副教授职称的大英教师在情绪衰竭维度上的平均得分为19.684 2，是不同职称的大英教师在该维度上的平均得分中最高的一组，这意味着副教授职称的大英教师的情绪衰竭程度相对最为严重；助教职称的大英教师在情绪衰竭维度上的平均得分为16.122 4，是不同职称的大英教师在该维度上的平均得分中最低的一组，这意味着助教职称的大英教师的情绪衰竭程度相对最轻（见表6-93）。

表6-93　不同职称的教师情绪衰竭维度的描述性统计资料

由不同职称的教师情绪衰竭维度的多重比较可知，助教职称的大英教师与讲师职称的大英教师在情绪衰竭维度上的得分有显著差异，助教职称的大英教师与副教授职称的大英教师在情绪衰竭维度上的得分也有显著差异；其他各组在该维度上的得分无显著差异（见表6-94）。这一研究结果表明，助教职称的大英教师体验到的情绪衰竭程度远低于讲师与副教授职称的大英教师，这可能与助教职称的教师入职时间相对最短有着密切的相关性。

表6-94　不同职称的教师情绪衰竭维度的多重比较

*平均值差异在0.05 层级显著。

副教授职称的大英教师在玩世不恭维度上的平均得分为13.201 8，是不同职称的大英教师在该维度上的平均得分中最高的一组，这意味着副教授职称的大英教师的玩世不恭程度相对最为严重；助教职称的大英教师在玩世不恭维度上的平均得分为10.459 2，是不同职称的大英教师在该维度上的平均得分中最低的一组，这意味着助教职称的大英教师的玩世不恭程度相对最轻（见表6-95）。

表6-95　不同职称的教师玩世不恭维度的描述性统计资料

由不同职称的教师玩世不恭维度的多重比较可知，助教职称的大英教师与讲师职称的大英教师在玩世不恭维度上的得分有显著差异，助教职称的大英教师与副教授职称的大英教师在该维度上的得分也有显著差异；其他各组在该维度上的得分无显著差异（见表6-96）。这一结果意味着，与讲师、副教授职称的大英教师相比，助教职称的大英教师抱有更为积极的工作态度，这可能与入职时长有关。

表6-96　不同职称的教师玩世不恭维度的多重比较

*平均值差异在0.05 层级显著。

讲师职称的大英教师在成就感降低维度上的平均得分为24.850 2，是不同职称的大英教师在该维度上的平均得分中最低的一组，这意味着讲师职称的大英教师的成就感降低程度相对最为严重。教授职称的大英教师在成就感降低维度上的平均得分为27.566 7，是不同职称的大英教师在该维度上的平均得分中最高的一组，这意味着教授职称的大英教师的成就感降低程度相对最轻，即教授职称的大英教师在工作中体验到了相对最高的成就感。但是后续的多重比较显示，不同职称的大英教师在该维度上的得分无显著差异（见表6-97）。这意味着，总体而言，不同职称的大英教师体验的成就感差异不明显。

表6-97　不同职称的教师成就感降低维度的描述性统计资料

教龄为11 ～ 15 年的大英教师在情绪衰竭维度上的平均得分为19.787 9，是不同教龄的大英教师在该维度上的平均得分中最高的一组，这意味着教龄介于11 ～ 15 年的大英教师的情绪衰竭程度相对最为严重；教龄为1 ～ 5 年的大英教师在该维度上的平均得分为15.898 1，是不同教龄的大英教师在该维度上的平均得分中最低的一组，这意味着教龄介于1 ～ 5 年的大英教师的情绪衰竭程度相对最轻（见表6-98）。这一结果表明，教龄为11 ～ 15 年的大英教师最有可能体验到情绪衰竭，学校管理层有必要重点关注这一教龄组的大英教师。

表6-98　不同教龄的教师情绪衰竭维度的描述性统计资料

由不同教龄的教师情绪衰竭维度的多重比较可知，教龄为1 ～ 5 年的大英教师与教龄为6 ～ 10 年的大英教师在情绪衰竭维度上的得分有显著差异，教龄为1 ～ 5 年的大英教师与教龄为11 ～ 15 年的大英教师在该维度上的得分也有显著差异，教龄为1 ～ 5 年的大英教师与教龄为16 年及以上的大英教师在该维度上的得分同样有显著差异；其他各组在该维度上的得分无显著差异（见表6-99）。这一结果表明，教龄变量能够显著预测大英教师的情绪衰竭水平。

表6-99　不同教龄的教师情绪衰竭维度的多重比较

*平均值差异在0.05 层级显著。

教龄为11 ～ 15 年的大英教师在玩世不恭维度上的平均得分为14.171 7，是不同教龄的大英教师在该维度上的平均得分中最高的一组，这意味着教龄为11 ～ 15 年的大英教师的玩世不恭程度相对最为严重。教龄为1 ～ 5 年的大英教师在该维度上的平均得分为10.537 0，是不同教龄的大英教师在该维度上的平均得分中最低的一组，这意味着教龄为1 ～ 5 年的大英教师的玩世不恭程度相对最轻（见表6-100）。这一结果表明，教龄为11 ～ 15 年的大英教师更有可能采取玩世不恭的工作态度，这应该引起管理层的关注。

表6-100　不同教龄的教师玩世不恭维度的描述性统计资料

由不同教龄的教师玩世不恭维度的多重比较可知，教龄为1 ～ 5 年的大英教师与教龄为6 ～ 10 年的大英教师在玩世不恭维度上的得分有显著差异，教龄为1 ～ 5 年的大英教师与教龄为11 ～ 15 年的大英教师在该维度上的得分也有显著差异，教龄为11 ～ 15 年的大英教师与教龄为16 年及以上的大英教师在该维度上的得分同样有显著差异；其他各组在该维度上的得分无显著差异（见表6-101）。这一结果表明，教龄变量能够显著预测大英教师的玩世不恭程度。

表6-101　不同教龄的教师玩世不恭维度的多重比较

*平均值差异在0.05 层级显著。

教龄为11 ～ 15 年的大英教师在成就感降低维度上的平均得分为24.707 1，是不同教龄的大英教师在该维度上的平均得分中最低的一组，这意味着教龄为11 ～ 15 年的大英教师的成就感降低程度相对最为严重；其他三组大英教师在该维度上的平均得分分别为25.120 4、25.075 5 以及25.782 1，非常接近。这一结果表明，教龄为11 ～ 15 年的大英教师在工作中体验到的成就感相对最低（见表6-102）。后续的多重比较显示，不同教龄组的大英教师在该维度上的得分并无显著差异。这意味着，不同教龄组的大英教师在工作中体验到的成就感差异不明显。

表6-102　不同教龄的教师成就感降低的描述性统计资料

周课时量在21 节及以上的大英教师在情绪衰竭维度上的平均得分为 20.588 2，是不同周课时量的大英教师在该维度上的平均得分中最高的一组，这意味着周课时量在21 节及以上的大英教师的情绪衰竭程度最为严重；周课时量在6 节及以下的大英教师在该维度上的平均得分为16.698 4，是不同周课时量的大英教师在该维度上的平均得分中最低的一组，这意味着周课时量在6 节及以下的大英教师的情绪衰竭程度最轻（见表6-103）。这一结果表明，周课时量是影响大英教师情绪衰竭程度的重要变量，周课时量愈高，则大英教师的情绪衰竭愈严重。

表6-103　不同周课时量的教师情绪衰竭维度的描述性统计资料

由不同周课时量的教师情绪衰竭维度的多重比较可知，周课时量在6 节及以下的大英教师与周课时量为13 ～ 20 节的大英教师在情绪衰竭维度上的得分有显著差异，周课时量为7 ～ 12 节的大英教师与周课时量为13 ～ 20 节的大英教师在该维度上的得分也有显著差异；其他各组在该维度上的得分无显著差异（见表6-104）。这一结果表明，当周课时量上升至13 节及以上，教师体验到的情绪衰竭程度明显增高。

表6-104　不同周课时量的教师情绪衰竭维度的多重比较

*平均值差异在0.05 层级显著。

周课时量在21 节及以上的大英教师在玩世不恭维度上的平均得分为 13.705 9，是不同周课时量的大英教师在该维度上的平均得分中最高的一组，这意味着周课时量在21 节及以上的大英教师的玩世不恭程度最为严重；周课时量在6 节及以下的大英教师在该维度上的平均得分为10.682 5，是不同周课时量的大英教师在该维度上的平均得分中最低的一组，这意味着周课时量在 6 节及以下的大英教师的玩世不恭程度相对最轻（见表6-105）。这一结果表明，周课时量也是影响大英教师玩世不恭程度的重要变量，周课时量愈高，则教师的玩世不恭程度也愈高。

表6-105　不同周课时量的教师玩世不恭维度的描述性统计资料

续　表

由不同周课时量的教师玩世不恭维度的多重比较可知，周课时量在6 节及以下的大英教师与周课时量为13 ～ 20 节的大英教师在玩世不恭维度上的得分有显著差异，周课时量为7 ～ 12 节的大英教师与周课时量为13 ～ 20 节的大英教师在该维度上的得分也有显著差异；其他各组在该维度上的得分无显著差异（见表6-106）。这一结果表明，当周课时量上升至13 节及以上时，教师的工作态度会发生明显的变化，即更有可能抱有玩世不恭的工作态度。

表6-106　不同周课时量的教师玩世不恭维度的多重比较

*平均值差异在0.05 层级显著。

周课时量为13 ～ 20 节的大英教师在成就感降低维度上的平均得分为24.149 5，是不同周课时量的大英教师在该维度上的平均得分中最低的一组，这意味着周课时量为13 ～ 20 节的大英教师的成就感降低程度最为严重；周课时量为7 ～ 12 节的大英教师在该维度上的平均得分为26.102 6，是不同周课时量的大英教师在该维度上的平均得分中最高的一组，这意味着周课时量为7 ～ 12节的大英教师的成就感降低程度最轻（见表6-107）。这一结果表明，当周课时量上升至13 节及以上时，教师体验到的成就感明显下降。

表6-107　不同周课时量的教师成就感降低维度的描述性统计资料

由不同周课时量的教师成就感降低维度的多重比较可知，周课时量为7 ～ 12 节的大英教师与周课时量为13 ～ 20 节的大英教师在该维度上的得分有显著差异；其他各组在该维度上的得分无显著差异（见表6-108）。这一结果表明，周课时量为7 ～ 12 节的大英教师与周课时量为13 ～ 20 节的大英教师体验到的成就感有着明显的差异，周课时量为7 ～ 12 节的大英教师体验到了最高的成就感，而周课时量为13 ～ 20 节的大英教师体验到的成就感则最低。

表6-108　不同周课时量的教师成就感降低维度的多重比较

续　表

*平均值差异在0.05 层级显著。

普通高校大英教师在情绪衰竭维度上的平均得分高于985/211 高校大英教师，这表明普通高校大英教师的情绪衰竭程度比985/211 高校大英教师的情绪衰竭程度严重；普通高校大英教师在玩世不恭维度上的平均得分也高于985/211 高校大英教师，这表明普通高校大英教师的玩世不恭程度比985/211高校大英教师的玩世不恭程度也严重；普通高校大英教师在成就感降低维度上的平均得分低于985/211 高校大英教师，这表明普通高校大英教师的成就感降低程度比985/211 高校大英教师的玩世不恭程度也严重。综合来看，与985/211 高校大英教师相比，普通高校大英教师的工作倦怠程度更严重（见表6-109）。

表6-109　不同高校层次的群组统计资料

由不同高校层次的独立样本检定结果可发现，不同高校层次的大英教师在玩世不恭和成就感降低两个维度上的平均得分有显著差异（p ＜ 0.05），不同高校层次的大英教师在情绪衰竭维度上的平均得分无显著差异（见表6-110）。这一结果表明，与985/211 高校大英教师相比，普通高校的大英教师在工作中更有可能抱有玩世不恭的工作态度，与此同时，普通高校的大英教师在工作中体验到的成就感也明显更低。

表6-110　不同高校层次的独立样本检定

（偏）理工类高校大英教师在情绪衰竭维度上的平均得分高于（偏）文科类高校大英教师，这表明（偏）理工类高校大英教师的情绪衰竭程度相对更为严重；（偏）理工类高校大英教师在玩世不恭维度上的平均得分也高于（偏）文科类高校大英教师，这表明（偏）理工类高校大英教师的玩世不恭程度也相对更为严重；（偏）理工类高校大英教师在成就感降低维度上的平均得分低于（偏）文科类高校大英教师，这表明（偏）理工类高校大英教师的成就感降低程度相对更为严重（见表6-111）。综合来看，与（偏）文科类高校大英教师相比，（偏）理工类高校大英教师的工作倦怠程度更为严重，这一结果应引起管理层的注意。

表6-111　不同高校类别的群组统计资料

由不同高校类别的独立样本检定结果可发现，不同高校类别的大英教师在情绪衰竭和玩世不恭两个维度上的平均得分有显著差异（p ＜ 0.05），不同高校层次的大英教师在成就感降低维度上的平均得分无显著差异（见表6-112）。这一结果表明，与（偏）文科类高校大英教师相比，（偏）理工类高校大英教师的情绪衰竭程度明显更为严重，在工作中更有可能抱有玩世不恭的工作态度。

表6-112　不同高校类别的独立样本检定

续　表

通过以上分析，我们可以得出研究问题1 的相关结论。

本书中大英教师的情绪衰竭维度的检出率为23.7%，玩世不恭维度的检出率为36.8%，成就感降低维度的检出率为37.5%。其中处于零倦怠水平的人数为60 人，检出率为39.5%；处于轻度倦怠水平的人数为47 人，检出率为30.9%；处于中度倦怠水平的人数为30 人，检出率为19.7%；处于高度倦怠水平的人数为15 人，检出率为9.9%；倦怠总检出人数为92 人，总检出率为60.5%。这一结果表明，大英教师群体中体验到工作倦怠的比例较高，这一问题已经比较严重，应引起学校管理层的高度重视。

不同性别的大英教师在情绪衰竭、玩世不恭与成就感降低三个维度上的得分相当接近，男教师在三个维度上的得分均略高于女教师；男女大英教师在工作倦怠三个维度上的得分均没有显著差异。这一结果说明，性别并不是影响大英教师工作倦怠的关键个体变量。

学历方面，情绪衰竭维度的平均得分随着学历的提高而呈上升趋势；本科学历的大英教师与博士研究生学历的大英教师在情绪衰竭维度上的得分有显著差异。硕士研究生学历的大英教师的玩世不恭程度相对最为严重；本科学历的大英教师与硕士研究生学历的大英教师在玩世不恭维度上的得分有显著差异。硕士研究生学历的大英教师的成就感降低程度相对最为严重；硕士研究生学历的大英教师与博士研究生学历的大英教师在成就感降低维度上的得分有显著差异。这一结果表明，大英教师的学历越高，越容易出现情绪衰竭；与拥有本科学历的大英教师相比，拥有博士研究生学历的大英教师所体验到的情绪衰竭程度严重得多。与本科学历的大英教师相比，硕士研究生学历的大英教师抱有更为明显的玩世不恭的工作态度。同时，硕士研究生学历的大英教师所体验到的成就感远低于博士研究生学历的大英教师。这可能与硕士研究生学历的大英教师所抱持的玩世不恭的工作态度有着密切的相关性。

职称方面，副教授职称的大英教师的情绪衰竭程度相对最为严重，助教职称的大英教师的情绪衰竭程度相对最轻；助教职称的大英教师与讲师职称的大英教师在情绪衰竭维度上的得分有显著差异；同时，助教职称的大英教师与副教授职称的大英教师在情绪衰竭维度上的得分也有显著差异。副教授职称的大英教师的玩世不恭程度相对最为严重，助教职称的大英教师的玩世不恭程度相对最轻；助教职称的大英教师与讲师职称的大英教师在玩世不恭维度上的得分有显著差异；同时，助教职称的大英教师与副教授职称的大英教师在该维度上的得分也有显著差异。讲师职称的大英教师的成就感降低程度相对最为严重，教授职称的大英教师的成就感降低程度相对最轻；不同职称的大英教师在该维度上的得分无显著差异。这一研究结果表明，助教职称的大英教师体验到的情绪衰竭程度远低于讲师与副教授职称的大英教师；与讲师、副教授职称的大英教师相比，助教职称的大英教师抱有更为积极的工作态度，这可能与入职时长有关。总体而言，不同职称的大英教师体验的成就感差异不明显。

教龄方面，教龄为11 ～ 15 年的大英教师的情绪衰竭程度相对最为严重，教龄为1 ～ 5 年的大英教师的情绪衰竭程度相对最轻；教龄为1 ～ 5 年的大英教师与教龄为6 ～ 10 年的大英教师在情绪衰竭维度上的得分有显著差异，教龄为1 ～ 5 年的大英教师与教龄为11 ～ 15 年的大英教师在该维度上的得分也有显著差异，教龄为1 ～ 5 年的大英教师与教龄为16 年及以上的大英教师在该维度上的得分同样有显著差异。教龄为11 ～ 15 年的大英教师的玩世不恭程度相对最为严重，教龄为1 ～ 5 年的大英教师的玩世不恭程度相对最轻；教龄为1 ～ 5年的大英教师与教龄为6 ～ 10 年的大英教师在玩世不恭维度上的得分有显著差异，教龄为1 ～ 5 年的大英教师与教龄为11 ～ 15 年的大英教师在该维度上的得分也有显著差异，教龄为11 ～ 15 年的大英教师与教龄为16 年及以上的大英教师在该维度上的得分同样有显著差异。教龄为11 ～ 15 年的大英教师的成就感降低程度相对最为严重，其他三组大英教师在该维度上的平均得分非常接近；不同教龄组的大英教师在该维度上的得分无显著差异。这一结果表明，教龄变量能够显著预测大英教师的情绪衰竭水平，教龄为11 ～ 15 年的大英教师最有可能体验到情绪衰竭；教龄变量也能够显著预测大英教师的玩世不恭程度，教龄为11 ～ 15 年的大英教师更有可能采取玩世不恭的工作态度；不同教龄组的大英教师在工作中体验到的成就感差异不明显。

周课时量方面，周课时量在21 节及以上的大英教师的情绪衰竭程度相对最为严重，周课时量在6 节及以下的大英教师的情绪衰竭程度相对最轻；周课时量在6 节及以下的大英教师与周课时量为13 ～ 20 节的大英教师在情绪衰竭维度上的得分有显著差异，周课时量为7 ～ 12 节的大英教师与周课时量为13 ～ 20 节的大英教师在该维度上的得分也有显著差异。周课时量在21 节及以上的大英教师的玩世不恭程度相对最为严重，周课时量在6 节及以下的大英教师的玩世不恭程度相对最轻；周课时量在6 节及以下的大英教师与周课时量为13 ～ 20 节的大英教师在玩世不恭维度上的得分有显著差异，周课时量为7 ～ 12 节的大英教师与周课时量为13 ～ 20 节的大英教师在该维度上的得分也有显著差异。周课时量为13 ～ 20 节的大英教师的成就感降低程度相对最为严重，周课时量为7 ～ 12 节的大英教师的成就感降低程度相对最轻；周课时量为7 ～ 12 节的大英教师与周课时量为13 ～ 20 节的大英教师在该维度上的得分有显著差异。研究结果表明，周课时量是影响大英教师情绪衰竭程度的重要变量，周课时量愈高，则教师的情绪衰竭愈严重。当周课时量上升至13 节及以上时，教师体验到的情绪衰竭程度明显增高。周课时量也是影响大英教师玩世不恭程度的重要变量，周课时量愈高，则教师的玩世不恭程度也愈高，同时，教师体验到的成就感明显下降。周课时量为7 ～ 12 节的大英教师与周课时量为13 ～ 20 节的大英教师体验到的成就感有着明显的差异，周课时量为7 ～ 12 节的大英教师体验到了相对最高的成就感，而周课时量为13 ～ 20 节的大英教师体验到的成就感则最低。

高校层次方面，与985/211 高校大英教师相比，普通高校大英教师的情绪衰竭程度、玩世不恭程度与成就感降低程更为严重；不同高校层次的大英教师在玩世不恭和成就感降低两个维度上的平均得分有显著差异（p ＜ 0.05），不同高校层次的大英教师在情绪衰竭维度上的平均得分无显著差异。综合来看，与985/211 高校大英教师相比，普通高校大英教师的工作倦怠程度更严重，他们在工作中更有可能抱有玩世不恭的工作态度。与此同时，普通高校的大英教师在工作中体验到的成就感也明显更低。

高校类别方面，与（偏）文科类高校大英教师相比，（偏）理工类高校大英教师的情绪衰竭程度、玩世不恭程度与成就感降低程度更为严重；不同高校类别的大英教师在情绪衰竭和玩世不恭两个维度上的平均得分有显著差异 （p ＜ 0.05），不同高校层次的大英教师在成就感降低维度上的平均得分无显著差异。综合来看，与（偏）文科类高校大英教师相比，（偏）理工类高校大英教师的工作倦怠程度更为严重，其中，（偏）理工类高校大英教师的情绪衰竭程度明显更为严重，在工作中更有可能抱有玩世不恭的工作态度。

6.2.4.4　研究问题2

本部分的研究问题是确定工作特征各因子是否能够很好地预测工作倦怠各因子。预测性分析一般包含两个步骤：相关分析与回归分析。回归分析前（即确定因子间的因果关系前），需要进行因子间的相关分析。通过相关分析，我们可以确定相关因子间的关系强度，以判断是否适合进行进一步的回归分析。如果因子间具有较为显著的相关关系，我们就可以继续进行回归分析；如果因子间的相关性太弱，则没有必要继续进行回归分析。因此，下面首先进行工作特征各因子与工作倦怠各因子的相关分析（此部分分析中，成就感降低因子内的所有反向项目调整为正向项目）。

所有被试在情绪衰竭因子上的平均得分为2.652 5，玩世不恭因子上的平均得分为2.089 0，成就感降低因子上的平均得分为2.792 8，科研压力因子上的平均得分为4.067 7，教学相关角色负荷因子上的平均得分为3.733 5，工作—家庭冲突因子上的平均得分为3.653 0，组织公平因子上的平均得分为2.672 1，领导支持因子上的平均得分为2.829 4，工作自主因子上的平均得分为2.895 1，职业发展机会因子上的平均得分为3.016 0（见表6-113）。

表6-113　工作倦怠与工作特征各因子的描述统计

续　表

工作特征各因子与情绪衰竭因子之间都呈现显著相关关系（p ＜ 0.01）。工作特征各因子与玩世不恭因子之间也都呈现显著相关关系（p ＜ 0.01）。除科研压力因子外，工作特征各因子与成就感降低因子之间也都呈现显著相关关系 （p ＜ 0.01）（见表6-114）。

表6-114　工作特征各因子与工作倦怠各维度的相关关系

**在置信度（双测）为0.01 时，相关性是显著的。

综合而言，工作要求、工作资源各因子与工作倦怠三因子之间基本都呈现出较强的相关关系，因而我们可以继续进行工作特征各因子对工作倦怠三因子的回归分析，以确定工作特征各因子对工作倦怠各因子的预测性（因果关系）。

以下将采用逐步进入法（Stepwise）进行工作要求量表三因子对情绪衰竭因子的多元回归分析。

模型1（工作—家庭冲突）的复相关系数为0.635，R2 决定系数为0.403，调整后的R2 决定系数为0.402；模型2（教学相关角色负荷）的联合复相关系数为0.658，R2 决定系数为0.433，调整后的R2 决定系数为0.431。虽然科研压力变量未进入回归方程，但是本书通过科研压力对情绪衰竭因子（工作倦怠的核心因子）的回归分析发现，科研压力因子能够显著解释情绪衰竭因子一定量的方差，回归平方和为59.061，估计的回归方程为

情绪衰竭 = 0.791 + 0.458 × 科研压力

同时考虑到模型的稳定性，因而在后续的模型分析中，本书仍保留了该因子，在此特别做一说明（见表6-115）。

表6-115　工作要求量表三因子对情绪衰竭因子的多元回归分析模型摘要

a.预测变量：常量，工作—家庭冲突。
b.预测变量：常量，工作—家庭冲突，教学相关角色负荷。

模型1 的回归平方和为252.441，显著性概率值为0.000 （＜ 0.05），说明该模型能够显著地解释情绪衰竭一定量的方差；模型2 的回归平方和为271.348，显著性概率值为0.000 （＜ 0.05），说明该模型能够显著地解释情绪衰竭一定量的方差（见表6-116）。

表6-116　工作要求量表三因子对情绪衰竭因子的多元回归分析ANOVAa 结果

a.因变量：情绪衰竭。
b.预测变量：常量，工作—家庭冲突。
c.预测变量：常量，工作—家庭冲突，教学相关角色负荷。

估计的模型1 为

情绪衰竭 = 0.027 + 0.719 × 工作—家庭冲突

模型2 为

情绪衰竭 = 0.526 × 工作—家庭冲突 + 0.281 × 教学相关角色负荷 - 0.320

见表6-117。

表6-117　工作要求量表三因子对情绪衰竭因子的多元回归分析系数a

a.因变量：情绪衰竭。

以上分析表明，工作要求量表能够显著地预测情绪衰竭因子。

以下继续采用逐步进入法进行工作要求量表三因子对玩世不恭因子的多元回归分析：

模型1 的复相关系数为0.436，R2 决定系数为0.190，调整后的R2 决定系数为0.188；模型2 的联合复相关系数为0.469，R2 决定系数为0.220，调整后的R2 决定系数为0.217 （见表6-118）。

表6-118　工作要求量表三因子对玩世不恭因子的多元回归分析ANOVAa 结果

a.预测变量：常量，工作—家庭冲突。
b.预测变量：常量，工作—家庭冲突，教学相关角色负荷。

模型1 的回归平方和为143.848，显著性概率值为0.000 （＜ 0.05），说明该模型能够显著地解释玩世不恭一定量的方差；模型2 的回归平方和为166.549，显著性概率值为0.000 （＜ 0.05），说明该模型能够显著地解释玩世不恭一定量的方差（见表6-119）。

表6-119　工作要求量表三因子对玩世不恭因子的多元回归分析模型摘要a

a.因变量：玩世不恭。
b.预测变量：常量，工作—家庭冲突。
c.预测变量：常量，工作—家庭冲突，教学相关角色负荷。

估计的模型1 为

玩世不恭 = 0.107 + 0.542 × 工作—家庭冲突

模型2 为

玩世不恭 = 0.332 × 工作—家庭冲突 + 0.308 × 教学相关角色负荷 - 0.273

见表6-120。

表6-120　工作要求量表三因子对玩世不恭因子的多元回归分析系数a

a.因变量：玩世不恭。

以上分析表明，工作要求量表能够显著地预测玩世不恭因子。

以下将采用逐步进入法进行工作要求量表三因子对成就感降低因子的多元回归分析。

模型1（教学相关角色负荷）的复相关系数为0.157，R2 决定系数为0.025，调整后的R2 决定系数为0.022 （见表6-121）。

表6-121　工作要求量表三因子对成就感降低因子的多元回归分析模型摘要

a.预测变量：常量，教学相关角色负荷。

模型1 的回归平方和为13.167，显著性概率值为0.001 （＜ 0.05），说明该模型能够显著地解释成就感降低的一定量的方差（见表6-122）。

表6-122　工作要求量表三因子对成就感降低因子的多元回归分析ANOVAa 结果

a.因变量：成就感降低。
b.预测变量：常量，教学相关角色负荷。

估计的模型1 为

成就感降低 = 2.167 + 0.168 × 教学相关角色负荷

见表6-123。

表6-123　工作要求量表三因子对成就感降低因子的多元回归分析系数a

a.因变量：成就感降低。

以上分析表明，工作要求量表能够显著地预测成就感降低因子。

以下将继续采用逐步进入法进行工作资源量表四因子对情绪衰竭因子的多元回归分析。

工作资源四因子都进入了回归方程。模型1（职业发展机会）的复相关系数为0.486，R2 决定系数为0.236，调整后的R2 决定系数为0.235；模型2（组织公平）的联合复相关系数为0.548，R2 决定系数为0.300，调整后的R2 决定系数为0.297；模型3（工作自主）的联合复相关系数为0.565，R2 决定系数为0.319，调整后的R2 决定系数为0.315；模型4 （领导支持）的联合复相关系数为0.573，R2 决定系数为0.328，调整后的R2 决定系数为0.322 （见表6-124）。

表6-124　工作资源量表四因子对情绪衰竭因子的多元回归分析模型摘要

a.预测变量：常量，职业发展机会。
b.预测变量：常量，职业发展机会，组织公平。
c.预测变量：常量，职业发展机会，组织公平，工作自主。
d.预测变量：常量，职业发展机会，组织公平，工作自主，领导支持。

模型1 的回归平方和为148.055，显著性概率值为0.000 （＜ 0.05），说明该模型能够显著地解释情绪衰竭一定量的方差；模型2 的回归平方和为187.918，显著性概率值为0.000 （＜ 0.05），说明该模型能够显著地解释情绪衰竭一定量的方差；模型3 的回归平方和为199.913，显著性概率值为0.000 （＜ 0.05），说明该模型能够显著地解释情绪衰竭一定量的方差；模型4 的回归平方和为205.383，显著性概率值为0.000 （＜ 0.05），说明该模型能够显著地解释情绪衰竭一定量的方差（见表6-125）。

表6-125　工作资源量表四因子对情绪衰竭因子的多元回归分析ANOVAa 结果

a.因变量：情绪衰竭。
b.预测变量：常量，职业发展机会。
c.预测变量：常量，职业发展机会，组织公平。
d.预测变量：常量，职业发展机会，组织公平，工作自主。
e.预测变量：常量，职业发展机会，组织公平，工作自主，领导支持。

估计的模型1 为

情绪衰竭 = 4.338 - 0.559 × 职业发展机会

估计的模型2 为

情绪衰竭 = 4.766 - 0.397 × 职业发展机会 - 0.342 × 组织公平

估计的模型3 为

情绪衰竭 = 4.948 - 0.325 × 职业发展机会 - 0.265 × 组织公平 - 0.210 × 工作自主

估计的模型4 为

情绪衰竭 = 5.028 - 0.294 × 职业发展机会 - 0.209 × 组织公平 - 0.191 × 工作自主 - 0.133 × 领导支持

见表6-126。

表6-126　工作资源量表四因子对情绪衰竭因子的多元回归分析系数a

a.因变量：情绪衰竭。

以上分析表明，工作资源量表能够显著地预测情绪衰竭因子。

以下继续采用逐步进入法进行工作资源量表四因子对玩世不恭因子的多元回归分析。

职业发展机会、组织公平以及工作自主因子进入了回归方程。模型1（职业发展机会）的复相关系数为0.605，R2 决定系数为0.366，调整后的R2 决定系数为0.364；模型2（组织公平）的联合复相关系数为0.638，R2 决定系数为0.407，调整后的R2 决定系数为0.405；模型3（工作自主）的联合复相关系数为0.644，R2 决定系数为0.415，调整后的R2 决定系数为0.411 （见表6-127）。

表6-127　工作资源量表四因子对玩世不恭因子的多元回归分析模型摘要

a.预测变量：常量，职业发展机会。
b.预测变量：常量，职业发展机会，组织公平。
c.预测变量：常量，职业发展机会，组织公平，工作自主。

模型1 的回归平方和为276.863，显著性概率值为0.000（＜ 0.05），说明该模型能够显著地解释玩世不恭一定量的方差；模型2 的回归平方和为308.326，显著性概率值为0.000 （＜ 0.05），说明该模型能够显著地解释玩世不恭一定量的方差；模型3 的回归平方和为314.169，显著性概率值为0.000 （＜ 0.05），说明该模型能够显著地解释玩世不恭一定量的方差（见表6-128）。

表6-128　工作资源量表四因子对玩世不恭因子的多元回归分析ANOVAa 结果

a.因变量：玩世不恭。
b.预测变量：常量，职业发展机会。
c.预测变量：常量，职业发展机会，组织公平。
d.预测变量：常量，职业发展机会，组织公平，工作自主。

估计的模型1 为

玩世不恭 = 4.395 - 0.764 × 职业发展机会

估计的模型2 为

玩世不恭 = 4.774 - 0.621 × 职业发展机会 - 0.304 × 组织公平

估计的模型3 为

玩世不恭 = 4.901 - 0.570 × 职业发展机会 - 0.250 × 组织公平 - 0.146 × 工作自主

见表6-129。

表6-129　工作资源量表四因子对玩世不恭因子的多元回归分析系数a

a.因变量：玩世不恭。

以上分析表明，工作资源量表能够显著地预测玩世不恭因子。

以下将采用逐步进入法进行工作资源量表四因子对成就感降低因子的多元回归分析。

职业发展机会和领导支持两个变量进入了回归方程。模型1（职业发展机会）的复相关系数为0.373，R2 决定系数为0.139，调整后的R2 决定系数为0.137；模型2（领导支持）的联合复相关系数为0.392，R2 决定系数为0.154，调

整后的R2 决定系数为0.150（见表6-130）。

表6-130　工作资源量表四因子对成就感降低因子的多元回归分析模型摘要

a.预测变量：常量，职业发展机会。
b.预测变量：常量，职业发展机会，领导支持。

模型1 的回归平方和为74.330，显著性概率值为0.000 （＜ 0.05），说明该模型能够显著地解释成就感降低一定量的方差；模型2 的回归平方和为82.298，显著性概率值为0.000（＜ 0.05），说明该模型能够显著地解释成就感降低一定量的方差（见表6-131）。

表6-131　工作资源量表四因子对成就感降低因子的多元回归分析ANOVAa 结果

a.因变量：成就感降低。
b.预测变量：常量，职业发展机会。
c.预测变量：常量，职业发展机会，领导支持。

估计的模型1 为

成就感降低 = 3.987 - 0.396 × 职业发展机会

估计的模型2 为

成就感降低 = 4.175 - 0.325 × 职 业发展机会 - 0.142 × 领导支持见表6-132。

表6-132　工作资源量表四因子对成就感降低因子的多元回归分析系数a

a.因变量：成就感降低。

以上分析表明，工作资源量表能够显著地预测成就感降低因子。

通过以上数据分析，我们可以得出研究问题2 以下主要结论。

相关关系研究方面，科研压力因子、教学相关角色负荷因子、工作—家庭冲突因子、组织公平因子、领导支持因子、工作自主因子、职业发展机会因子与情绪衰竭因子、玩世不恭因子之间均呈现显著相关关系（p ＜ 0.01）。除科研压力因子外，教学相关角色负荷因子、工作—家庭冲突因子、组织公平因子、领导支持因子、工作自主因子、职业发展机会因子与成就感降低因子之间均呈现显著相关关系（p ＜ 0.01）。

预测性研究方面，多元回归分析发现，工作要求量表中的工作—家庭冲突因子与教学相关角色负荷因子进入回归方程，能够显著地正向预测情绪衰竭因子。

工作要求量表中的工作—家庭冲突因子与教学相关角色负荷因子进入回归方程，能够显著地正向预测玩世不恭因子。工作要求量表中的教学相关角色负荷因子进入回归方程，能够显著地正向预测成就感降低因子。虽然科研压力变量未进入回归方程，但是我们通过科研压力对情绪衰竭因子（工作倦怠的核心因子）的回归分析发现，科研压力因子能够显著地解释情绪衰竭因子一定量的方差，同时考虑到模型的稳定性，因而在后续的模型分析中，我们仍保留了该因子。

多元回归分析发现，工作资源量表中的组织公平因子、领导支持因子、工作自主因子与职业发展机会因子均进入回归方程，能够显著地负向预测情绪衰竭因子。工作资源量表中的组织公平因子、工作自主因子与职业发展机会因子进入回归方程，能够显著地负向预测玩世不恭因子。工作资源量表中的职业发展机会因子与领导支持因子进入回归方程，能够显著地负向预测成就感降低因子。

综合而言，工作要求量表与工作资源量表都可以显著地预测工作倦怠，其中对于工作倦怠的核心因子情绪衰竭的预测力尤为显著。

6.2.4.5　研究问题3

以上回归分析显示，工作要求量表与工作资源量表都可以显著地预测工作倦怠。本部分将进一步采用AMOS 24.0 软件进行工作倦怠的归因模型的建构。以下将依次建构大英教师工作倦怠的三个归因模型，即工作倦怠三因子归因模型、工作倦怠核心二因子（情绪衰竭因子与玩世不恭因子）归因模型与工作倦怠核心一因子（情绪衰竭因子）归因模型，通过各模型的重要拟合度指标与标准指标的比较来对各模型做出评价。图6-1、图6-2 与图6-3 分别为本书中三个归因模型的AMOS 24.0 运行结果；表6-133 是三个归因模型的拟合指标情况统计。

大学英语教师工作倦怠三因子归因的JD-R 模型（AMOS 24.0 运行结果）见图6-1。

图6-1　大学英语教师工作倦怠三因子归因的JD-R 模型（AMOS 24.0 运行结果）

大学英语教师工作倦怠二因子归因的JD-R 模型（AMOS 24.0 运行结果）见图6-2。

图6-2　大学英语教师工作倦怠二因子归因的JD-R 模型（AMOS 24.0 运行结果）

大学英语教师工作倦怠一因子归因的JD-R 模型（AMOS 24.0 运行结果）见图6-3。

图6-3　大学英语教师工作倦怠一因子归因的JD-R 模型（AMOS 24.0 运行结果）

模型1 的各项拟合指标分别为：CMIN 为182.147，较理想（愈小愈好）；CMIN/DF 为5.692，明显高于理想要求标准（＜ 3）；GFI 为0.924，略高于理想要求标准（＜ 0.9）；AGFI 为0.869，符合理想要求标准（＜ 0.9）；RMSEA 为0.100，略高于理想要求标准（＜ 0.08）；SRMR 为0.055，符合理想要求标准（＜ 0.08）；TLI 为0.891，符合理想要求标准（＜ 0.9）；CFI 为0.923，略高于理想要求标准（＜ 0.9）。模型2 的各项拟合指标分别为：CMIN 为108.991，较理想（愈小愈好）；CMIN/DF 为4.541，略高于理想要求标准（＜ 3）；GFI 为0.952，略高于理想要求标准（＜ 0.9）；AGFI 为0.909，略高于理想要求标准（＜ 0.9）；RMSEA 为0.087，略高于理想要求标准（＜ 0.08）；SRMR 为0.042，符合理想要求标准（＜ 0.08）；TLI 为0.930，略高于理想要求标准（＜ 0.9）；CFI 为0.953，略高于理想要求标准（＜ 0.9）。模型3 的各项拟合指标分别为：CMIN 为135.996，较理想（愈小愈好）；CMIN/DF 为2.667，符合理想要求标准（＜ 3）；GFI 为0.952，略高于理想要求标准（＜ 0.9）；AGFI 为0.927，略高于理想要求标准（＜ 0.9）；RMSEA 为0.060，符合理想要求标准（＜ 0.08）；SRMR 为0.028，符合理想要求标准（＜ 0.08）；TLI 为0.968，略高于理想要求标准（＜ 0.9）；CFI为0.975，略高于理想要求标准（＜ 0.9）（见表6-133）。

表6-133　各模型拟合指标情况统计

通过以上三个模型的各项拟合指标的比较可以发现，模型3 的各项拟合指标相对更符合理想要求标准，模型拟合度明显优于模型2，而模型2 的拟合度又优于模型1 的拟合度，即工作倦怠核心一因子（情绪衰竭因子）归因模型优于工作倦怠核心二因子（情绪衰竭因子与玩世不恭因子）模型，工作倦怠核心二因子（情绪衰竭因子与玩世不恭因子）归因模型又优于工作倦怠三因子归因模型。