高中教師職業幸福感與資源的交叉滯后分析

劉穎麗,任 俊

(浙江師范大學心理學系,浙江金華321004)

高中教師職業幸福感與資源的交叉滯后分析

劉穎麗,任 俊

(浙江師范大學心理學系,浙江金華321004)

本研究用問卷對235名教師進行了為期6個月的追蹤調查,研究采用交叉時序滯后設計,考察了高中教師職業幸福感與兩種資源(個人資源、組織資源)的相互預測關系。結果表明,在同步相關一致的前提下,個人資源(前測)能顯著地預測職業幸福感(后測),職業幸福感(前測)對個人資源(后測)無顯著預測意義,這說明個人資源是職業幸福感的前因變量。而組織資源(前測)對職業幸福感(后測)無顯著預測意義;職業幸福感(前測)對組織資源(后測)也無顯著預測意義,因此不能發現組織資源和職業幸福感間存在因果關系。

職業幸福感;個人資源;組織資源;交叉滯后回歸分析

一、問題的提出

職業幸福感是一種積極情緒體驗,是個體對自己工作的各個方面的積極評價,它包含了情感、動機、行為、認知和身心幸福五個方面的內容①。資源是指一定的社會歷史條件下存在的、能夠為人類開發利用、并在社會經濟活動中經由人類勞動而創造出財富或資產的各種要素,它包括個人資源和組織資源②。個人資源是指自我的、一般和社會和環境適應力相關的一些方面,其中的主要方面是關于一種感覺,一種具有成功控制和作用環境的感覺。生活中具有代表性的個人資源是個體自我效能,它是一種個體層面的資源,是關鍵性基礎資源③。組織資源主要包括從同事中獲得的社會支持、工作表現反饋、技能種類、工作控制感及監督指導等,這些資源能夠促進工作目標的實現,減少工作要求所導致的相關生理和心理上的消耗,從而有效刺激個人成長與發展④。

資源與積極情緒的相關理論模型:

(1)Hobfoll的資源保存理論(conservation of resourc etheory,CORtheory)⑤是工作倦怠研究中較有影響的理論,廣泛適用于各種職業研究領域。該理論認為人們總是努力獲得和保持他們認為有價值的資源,這些有價值的資源可能是與物質有關的事物、工作控制權與決定權、工作自主性、報酬、時間等,也可能是與人格有關的自我效能感和自尊等。這些有價值的資源可以激勵個體,幫助其有效地處理和應對工作環境中的各種應激問題。當有價值的資源喪失或受到某種限制不足以滿足個人的需要時,負面的結果即工作倦怠就有可能發生。而化解資源喪失所產生的壓力和防止倦怠現象發生的主要方法在于防止和減少這些有價值資源的繼續喪失以及增加獲取其他珍貴資源的機會。

(2)Fredric kson的積極情緒擴建理論(the broaden-and-buildtheory of positivee motions)⑥認為積極情緒具有拓展人們瞬間知行能力、建構和增強人們即時個人資源的功能。該理論啟示我們:要重視人們積極情緒的培養,從個人和組織兩個層面探索并實施積極情緒的培養策略。

(3)班杜拉的社會認知理論⑦認為,自我效能作為壓力過程中的一種緩沖器,具有很大的力量,也與更好的健康、更好的自我發展和更強大的社會融合相關聯。

Marisa等人在以258個中學教師為研究對象的二維研究中驗證了工作中的福樂與組織資源及個人資源間的相互促進的關系。他們發現福樂(flow)與職業幸福感都屬于積極情緒,但福樂是在工作中的一種短期的高峰體驗,與職業幸福感有著本質的區別⑧。因此,為了進一步探討資源與個體職業幸福感之間的關系,本研究對研究對象進行了短期追蹤,并在此基礎上采用心理學研究中的交叉滯后設計來探討個人資源、組織資源與其職業幸福感間的關系。

二、對象與方法

1.對象

施測對象是高中教師,問卷采用團體施測方式,對每個對象進行二次測試。第 1次測試在2008年4月底進行,第2次測試在2008年10月底進行,發放問卷270套(每套含二份相同的問卷),得到二次測試均有效的問卷235套,有效問卷回收率為87.03%。其中男性154人(65.5%),女性81人(34.5%),城市教師132人(56.2%),農村教師103人(43.8%)。被試平均年齡38.91歲。

2.工具

(1)FOCUS組織文化問卷

用FOCUS組織文化問卷測量組織資源⑨。此問卷是由來自12個國家的一個國際研究團隊于1999年研發的,包括21個項目。因為此問卷更傾向于一種調查式問卷,所以,它的信效度可不必像一般正式量表的信效度標準來要求。由于它測量的是在一個組織(如公司)內部的文化,很少涉及國家間的文化差異,所以,適合各國使用。在此我們把它進行了一定的修訂,使其更適合高中教師作答。主要包括以下幾方面內容:A:社會支持定位或組織的成員中關愛與支持關系的程度(如“幫助多少有個人困難的人?”);B:創新定位或對新觀點和計劃的開放程度(如“有多少人嘗試新的工作方法?”);C:規則定位或由正式的標準和規定管理組織成員的行為的程度(如“工作依據規定的步驟完成嗎?”);D:目標定位或行為按照以前制定的完成目標的程度(如“管理按詳細說明的目標完成嗎?”)。回答的選項由1(“從不/無人”)至6(“經常/大多數人”)。

(2)自我效能量表中文版

用自我效能量表中文版來測量個人資源。一般自我效能感量表(GSES)由 Schwarzer等人編制,中文版由王才康等人⑩翻譯修訂,并對其信效度進行分析。整個量表有10個問題,均為李克特4點量表。和其他文字版本的 GSES一樣,中文版GSES也具有較高的信度,內部一致性系數為0.87,間隔10左右重測信度為0.83,折半信度為0.90。此外,中文版 GSES同樣具有單維性,并且有很好的預測效度。舉項目中的一個例子:“如果我投入必要的努力,我將能夠解決工作中的難題。”回答選項從1(完全不正確)至4(完全正確)。

(3)高中教師職業幸福感問卷

高中教師職業幸福感問卷主要參照姜艷[11]、束從敏[12]等人的研究,該問卷共18題,有五個維度:認知疲乏、從業動機、人際關系、身體健康和成效感。其中認知疲乏維度4題,從業動機維度4題,人際關系維度3題,身體健康維度4題,成效感維度3題。高中教師職業幸福感問卷各維度的內部一致性系數在.660和.801之間,全問卷的內部一致性系數為.809;高中教師職業幸福感問卷各維度的分半信度介于.639和.814之間,全問卷的分半信度為.806。采用目前較成熟的幸福感指數量表和焦慮自評量表做為本問卷的效標,做效標相關分析,其相關系數分別為.698和-568。

三、結果

1.高中教師職業幸福感的總體水平

高中教師的總體職業幸福感水平以五個因素各自的平均分和總問卷的平均分為測量指標,最低分1分,最高分5分,理論中值為3分,得分越高職業幸福感越強。本研究對滁州地區高中教師職業幸福感進行了兩次測試,第一次測試時間是2008年4月,第二次測試時間是2008年月10月。兩次被試總體職業幸福感各維度及總均分的得分情況見下表:

表1 時間一高中教師職業幸福感水平得分

表2 時間二高中教師職業幸福感水平得分

由表可見,除軀體健康這一項得分低于理論中值外,其他各項得分均高于理論中值。時間一上各因素得分由高到低依次為:成效感、認知疲乏、從業動機、人際關系、身體健康;時間二上各因素得分由高到低依次為:成效感、從業動機、認知疲乏、人際關系、身體健康。兩次高中教師總體職業幸福感的平均分分別為3.55和3.61,均介于一般和比較幸福之間。

2.高中教師個人資源總體水平

高中教師的總體個人資源水平以一般自我效能感量表的平均分為測量指標,最低分1分,最高分4分,理論中值為2.5分,得分越高自我效能感越強。本研究對滁州地區高中教師個人資源進行了兩次測試,第一次測試時間是2008年4月,第二次測試時間是2008年月10月。兩次被試總體個人資源總均分的得分情況見下表:

表3 高中教師個人資源水平得分

由表可見,兩次高中教師總體個人資源的平均分分別為2.71和2.79,均介于中上水平。

3.高中教師組織資源總體水平

高中教師的總體組織資源水平以組織文化問卷的平均分為測量指標,最低分1分,最高分6分,理論中值為3.5分,得分越高組織資源水平越高。本研究對滁州地區高中教師的組織資源進行了兩次測試,第一次測試時間是2008年4月,第二次測試時間是2008年月10月。兩次被試總體組織資源總均分的得分情況見下表:

表4 高中教師組織資源水平得分

由表可見,兩次高中教師總體組織資源的平均分分別為4.01和4.14,均介于中上水平。

4.個人資源及組織資源與職業幸福感間的交叉滯后分析結果

研究的主要結果可用以下2個交叉滯后回歸分析圖來描述(圖1,2),圖中的雙向箭頭表示相關分析結果,數據為相關系數;單向箭頭表示采用指定變量二元回歸法(Enter法)獲得的回歸分析結果,數據為偏回歸系數(β)。

圖1的數據顯示,個人資源(前測)與職業幸福感(前測)之間的相關為0.518(p=0.000),個人資源(后測)與職業幸福感(后測)之間的相關為0.235(p=0.000),表明同步相關比較一致,這符合交叉滯后設計的基本假設。回歸分析表明,當以高中教師的個人資源(前測)和職業幸福感(前測)為自變量,預測職業幸福感(后測)時,在控制職業幸福感(前測)的作用后,個人資源(前測)能顯著正向預測職業幸福感(后測)(β=0.167,p<0.05);當以高中教師的個人資源(前測)和職業幸福感(前測)為自變量,預測個人資源(后測)時,在控制個人資源(前測)的作用后,職業幸福感(前測)對個人資源(后測)無顯著的預測意義(β=0.016,p>0.05),因此可以認為個人資源是職業幸福感的前因變量。

圖1 個人資源與職業幸福感的交叉滯后回歸分析圖

圖2 組織資源與職業幸福感的交叉滯后回歸分析圖

圖2的數據顯示,組織資源(前測)與職業幸福感(前測)之間的相關為0.616(p=0.000),組織資源(后測)與職業幸福感(后測)之間的相關為0.444(p=0.000),表明同步相關比較一致。回歸分析表明,當以高中教師的組織資源(前測)和職業幸福感(前測)為自變量,預測職業幸福感(后測)時,在控制職業幸福感(前測)的作用后,組織資源(前測)對職業幸福感(后測)無顯著預測意義(β=0.141,p>0.05);當以高中教師的組織資源(前測)和職業幸福感(前測)為自變量,預測組織資源(后測)時,在控制組織資源(前測)的作用后,職業幸福感(前測)對組織資源(后測)也無顯著預測意義(β=0.124,p>0.05),因此不能發現組織資源和職業幸福感的因果關系。

四、討論

Hobfoll的資源保存理論[13]和班杜拉的社會認知理論[14]一致認為個人資源對幸福感有著積極的作用,即個人的資源——以一個人自己工作完成的堅定信念來實施——會隨著時間的推移促進教師職業幸福感。Ryff等人在二十世紀九十年代根據人的發展理論提出了主觀幸福感的多維模型,通過實證研究證實了幸福感的6個不同的維度:自我接受、個人成長、生活目的、良好關系、情境把握、獨立自主[15]。這6個維度基本上都屬于個人資源的范疇,都與個體自身的特點相關,是個體可以控制的一些因素,可以通過個體的努力得以改善的方面。本研究證實了Ryff提出的這些維度對幸福感的影響。另外,研究結果與社會認知理論的預測相一致,即假定自我效能——一種具體代表性的個人資源,能夠促進幸福感,我們發現自我效能是建立未來積極體驗的有力個人資源,現在感覺到勝任似乎能夠預測將來在幸福中。

Fredrickson等人在一個以139個成為被試的研究中發現,通過一個有效的冥想練習,證明被試可以隨時間的推移增加日常生活中的正面情緒體驗,而這進一步又可以增加個體廣泛的私人資源(例如,增加了正性信念,生活目標,社會支持,減少疾病癥狀),反過來,這些遞增的個人資源能預測生活滿意度的增加并減少抑郁癥狀[16]。另外,Marisa等人在以258個中學教師為研究對象的二維研究中也驗證了工作中的福樂與組織資源及個人資源間的相互促進的關系[17]。這些研究分別表明資源對積極情緒的相互預測作用。職業幸福感是工作中一種長期的積極體驗,它是一種工作產生的持續穩定地快樂體驗。教師職業幸福感是教師在教育工作中需要獲得滿足、自由實現自己的職業理想、發揮自己潛能并伴隨著力量增長所獲得的持續快樂體驗。教師的職業幸福表現在他與教師、學生、自己的融合之中,具體體現為在與教材、學生的活動中,在角色自我和個性自我的統一中獲得職業幸福。組織資源相對于個人資源來說比較穩定。個人資源往往比組織資源更能主動地、積極地對教師產生影響,并通過教師的職業幸福感表現出來。

個體的狀態會隨著時間發生變化,利用這一時間段的變化來檢驗和尋找到影響個體職業幸福感的因素以及變化的特點,這在某種程度上也能說明個體的職業幸福感更可能是一種狀態而不是一種特質性的特征。因此,教師職業幸福感和個體近期的生活有極大的關系,職業幸福感的培養可以通過工作條件或環境的變化來加以改善。本研究中的研究結果滯后效應較小也許與研究的時間間隔太短(6個月,且中間隔有暑期)有關。需要指出的是,交叉滯后相關設計雖然比簡單相關更充分地說明了因果關系,卻仍然不能完全證明因果關系。因此,資源和職業幸福感的相互預測關系還需要其他方面的一些相關研究及實際情況來作進一步的補充。

注釋

①HornJE,TarisTW,Schaufeli WB.2004,“The structure of occupational well-being:Astudyamong Dutch teachers.”Journalof Occupati onaland Organizational Psychology77,pp365-375.

②王子平、馮百俠、徐靜珍:《資源論》(第一版),石家莊:河北科學技術出版社,2001年,第18頁。

③HobfollSE,JohsonRJ,EnnisN.etal.2003,“Resourceloss,resourcegain and emotional out come samongi nnerciy women.”Journal of Personality and Social Psychology84,pp632-643.

④Demerouti E,Bakker AB,NachreinerF.etal.2001,“ The job demands-resour cesmodel of burnout.”Journal of AppliedPsychology8 6,pp499-512.

⑤HobfollSE.1989,“Conser vation ofr esources:A new attempt atconce ptualizing stress.”American Psychologist44,pp513-524.

⑥FredricksonBL.2001,“Ther oleof positivee motionsin positive psychology:The broaden-and-buildtheory of positive emotions.”AmericanPsychologist56,pp218-226.

⑦BanduraA.2001,“Socialcog nitive the ory:An agentic perspective.”Annual Review of Psychology52,pp1-26.

⑧Salanova M,Barkker AB,LlorensS.2006,“Flow atwork:Evidence for anupwar dspiral of personal and organiz ational resources.”Journal of Happiness Studies7,pp1-22.

⑨MuijenJ,KoopmanP,WitteKD.etal.1999,“Organiz ational culture:the focusque stionnaire.”European Journal of WorkandO rganizational Psychology8(4),pp551-568.

⑩王才康、胡中鋒、劉勇:《一般自我效能感量表的信度和效度研究》,《應用心理學》2001年第1期。

[11]姜艷:《小學教師職業幸福感研究》,蘇州大學碩士論文,2006年。

[12]束從敏:《幼兒教師職業幸福感的思考》,南京師范大學碩士論文,2004年。

[13]RyffCD,SingerB.1998,“The contours of positive humanhealth.”Psychology9,pp1-28.

[14]FredricksonBL,CohnMA,andCoffeyKA.et al.2008,“Openheart sbuildlives:positivee motions,induced throug hloving-kindness meditation,buildconse quential personalr esources.”Journalof Personality &Social Psychology95(5),pp1045-1062.

2009-05-08

863項目“5·12地震災民社區心理救援與心理調控模式研究”(2008AA022604)

責任編輯 曾新