高校體育教師組織承諾、工作倦怠現狀及其關系研究

徐旻霄，崔運坤

(1.曲阜師范大學體育科學學院，山東曲阜 273165;2.泰山學院體育科學系，山東泰安 271021)

1 前言

組織承諾(Organizational Commitmet)于1960年由美國社會學家Beeker提出，組織承諾又譯為“組織忠誠”、“組織歸屬感”等，他將承諾定義為單方投入產生的維持“活動一致性”的傾向［1］.隨后的研究中眾多研究者針對組織承諾的定義提出了自身的見解，其中Kante認為組織承諾是個體對群體在感情上的忠誠和再繼續(xù)留在組織的獲益及離開組織的成本之間權衡后，愿意留在組織中繼續(xù)工作的意向［2］.王重鳴認為組織承諾是指員工對組織的一種責任和義務，源于對組織目標的認同，由此衍生出一定的態(tài)度或行為［3］.而對組織承諾的結構也眾說紛紜，一、二、三、四、五因素結構均有支持者，組織承諾結構的細化體現了研究的進步和深入.組織承諾的測量工具國內國外也相繼出現了多個版本，每種組織承諾測量工具都較好的支撐了自身的組織承諾結構，并具有較好的實用性.組織承諾的研究主要圍繞企業(yè)進行，對教師組織承諾的研究起步較晚，研究較少.

工作倦怠(job burnout)，簡稱倦怠(burnout)，是指個體因為不能有效地應對工作上延續(xù)不斷的各種壓力，而產生的一種長期性反應，包括情緒衰竭(e－motional exhaustion)、玩世不恭(cynicism)和成就感低落(reduced personal accomplishment).情緒衰竭是指個人認為自己所有的情緒資源(emotion resources)都已經耗盡，感覺工作特別累，壓力特別大，對工作缺乏沖勁和動力，在工作中會有挫折感，緊張感，甚至出現害怕工作的情況.玩世不恭是指個體會刻意與工作以及其他與工作相關的人員保持一定的距離，對工作不像以前那么熱心和投入，總是很被動地完成自己份內的工作，對自己工作的意義表示懷疑，并且不再關心自己的工作是否有貢獻.成就感低落是指個體會對自身持有負面的評價，認為自己不能有效地勝任工作，或者懷疑自己所做工作的貢獻，認為自己的工作對社會對組織對他人并沒有什么貢獻.長期以來，眾多研究者對工作倦怠的結構、測量工具、前因變量、結果變量等因素進行了大量的研究，取得了顯著的成績，其中Maslach等對工作倦怠的研究成果被引用較多，目前國內多數測量工具或直接引用Maslach等編制的工具，或根據Maslach等編制的測量工具進行修改.

隨著高等教育的迅速發(fā)展、市場經濟的發(fā)展和社會環(huán)境的變化，體育教師面對著巨大的工作、生活等壓力，各種觀念和現實生活沖擊著高校體育教師心靈，對體育教師的組織承諾造成很大的影響，體育教師工作倦怠的狀況時有發(fā)生.文章在大量現有文獻資料的基礎上，對高校教師的組織承諾和工作倦怠進行研究，以供參考.

2 研究對象與研究方法

2.1 研究對象

抽取山東大學、山東師范大學、曲阜師范大學、山東農業(yè)大學、山東理工大學、魯東大學、煙臺大學、聊城大學、泰山學院、泰山醫(yī)學院等15所高校體育教師為研究對象.

2.2 研究方法

2.2.1 問卷調查法

2.2.1.1 工作倦怠問卷

采用李超平、時勘根據Maslach編制的MBI－GS(Maslach Burnout Inventory－General Survey)修訂的MBI－GS量表.修訂后的量表分為情緒衰竭、成就感低落和玩世不恭三個維度，情緒衰竭分量表包括5道題，玩世不恭分量表包括4道題，成就感低落分量表包括6道題，整個問卷共15道題.修訂后的MBI－GS具有較好的構想效度，內部一致性也達到了測量學的要求.MBI－GS在國內的有效性和適用性得到了證明［4］.采用Likert尺度七點評分法，情緒衰竭和玩世不恭為正向題，成就感低落為反向題，由“從來沒有”、“每年幾次”、“每月一次”、“每月幾次”、“每周一次”、“每周幾次”、“每天都有”7個尺度，分別給予0－6分，得分越高表示工作倦怠水平越高.

2.2.1.2 組織承諾問卷

采用魯海軍修改凌文輪等人(2000)的“中國職工組織承諾問卷”及Porter，Steers，Mowday和Boulion等人的組織承諾量表，修改后的量表共有19個項目，包括四個構面因素:感情承諾、理想承諾、規(guī)范承諾及投入承諾.感情承諾包括4道題，理想承諾包括5道題，規(guī)范承諾包括4道題，投入承諾包括6道題.采用Likert尺度五點評分法，全部為正向題，由“非常不同意”到“非常同意”五個尺度，分別給予1至5分，得分越高，代表教師組織承諾水平越高［5］.

2.2.2 文獻資料法

查閱期刊、論文、書籍等文獻資料，較全面的閱讀了有關本研究的資料.

2.2.3 統(tǒng)計法

采用spss13.0，excell統(tǒng)計軟件對調查的數據進行整理，獲得研究的支撐資料.

2.2.4 邏輯法

采用邏輯法對研究結果進行分析和論述.

2.2.5 訪談法

訪談部分專家、教師，聽取他們的意見和建議.

3 研究結果與分析

3.1 高校體育教師工作倦怠、組織承諾總體狀況

研究對高校體育教師工作倦怠和組織承諾總體狀況進行了研究，結果如表1所示.通過數據可知，高校體育教師的工作倦怠平均分為2.4561，教師的工作倦怠程度在“每月幾次”和“每月一次”之間，由此可知高校體育教師的工作倦怠程度雖不至于非常嚴重，但每月均有倦怠的感覺對教師的工作造成很大的負面影響，高校體育教師的工作倦怠應引起高度的重視并采取相應的措施.

表1 高校體育教師工作倦怠總體狀況

由于高校教師組織承諾量表采取Likert五級積分，因而采取3分為中間值，低于3分越多表示組織承諾水平越低，相反高于3分越多表示組織承諾水平越高.通過表1看出，組織承諾平均分為2.9834，低于3分的平均分，總體來說高校體育教師出現了低組織承諾的現象，高校體育教師的組織承諾水平不高.

3.2 高校體育教師工作倦怠、組織承諾差異研究

研究對高校體育教師工作倦怠和組織承諾的差異進行了研究，通過應用spss軟件進行相應的研究發(fā)現，高校體育教師在性別、學歷、婚姻狀況上不存在顯著性差異，而在職稱、月薪上存在顯著性的差異(p＜0.05)，因此研究對差異進行了分析，結果如下.

3.2.1 職稱對高校體育教師工作倦怠、組織承諾影響

表2 職稱對高校體育教師工作倦怠、組織承諾影響

通過表2可以看出，高校教師的工作倦怠和組織承諾在職稱人口統(tǒng)計量上存在顯著性差異，為進一步分析不同職稱的高校體育教師工作倦怠和組織承諾的差異程度，研究采取LSD方法進行了多重分析.

表3 職稱對高校體育教師工作倦怠、組織承諾影響的LSD分析

分析工作倦怠的職稱差異可知，教授的工作倦怠得分比副教授、講師、助教低，說明教授的工作倦怠程度比其他職稱的教師倦怠程度低.同理發(fā)現，副教授的倦怠程度比講師和助教的倦怠程度低，差別的程度均呈顯著性(p=0.000＜0.05).高校體育教師組織承諾的職稱差異主要表現在教授和其他職稱教師之間，副教授和講師、助教之間，講師和助教之間，其中教授的組織承諾水平最高，講師的組織承諾水平最低，差別的程度也均呈顯著性(p=0.000＜0.05)，結果如表3所示.

教授是教師系列的最高職稱，教授級教師所獲得的薪酬多、社會影響力大、人際關系深廣、社會地位高，在各種待遇上均高于其他職稱級別的教師，教授級教師具有很高的成就感和滿足感.另外教授是教師群體中的佼佼者，他們對工作的理解和認知在一定程度上比其他級別職稱的教師深刻，他們對組織的認同和情感程度比其他職稱級教師高，因此教授級教師的工作倦怠低而組織承諾水平高.講師職稱的教師在薪酬等各種待遇上與助教職稱的教師相差無幾，而助教職稱的教師在工作初始懷有滿腔的工作熱情和強烈的組織歸屬感，這點可以很好的解釋為什么講師職稱教師的組織承諾水平比助教低的原因.

3.2.2 月薪對高校體育教師工作倦怠、組織承諾影響

表4 月薪對高校體育教師工作倦怠、組織承諾影響

月薪是對教師工作表現肯定的一種方式，是對教師最為直接的報酬之一，月薪對教師的心理、生活、工作的意義重大.高校體育教師的月薪對其工作倦怠和組織承諾的影響達到非常顯著的水平(p= 0.000＜0.05)，如表4所示.研究進行了LSD分析，結果如表5所示.

表5 月薪差異對高校體育教師工作倦怠、組織承諾影響的LSD分析

在工作倦怠上，4000元/月以上的教師倦怠程度比2001－3000元/月和3001－4000元/月之間收入的教師倦怠程度低，3001－4000元/月的教師比2001－3000元/月教師的倦怠程度低，整體的倦怠程度呈現出收入越多倦怠程度越低的趨勢.相反在組織承諾上呈現出了相反的趨勢，即收入越高組織承諾水平越高，并且差異性在工作倦怠和組織承諾上均達到顯著性(p＜0.05).

月薪是教師收入的主要來源，是教師生活的支柱，月薪高的教師能夠較為自由的支配生活，能夠營造良好的生活環(huán)境，為工作消除后顧之憂，相應的減少了工作倦怠，提高了組織承諾，因此月薪為4000元/月以上的教師的工作倦怠水平低而組織承諾水平高.而低于4000元/月的教師的生活顯得較為拮據，尤其是生活在中等或者中等水平以上的城市中，消費水平相對較高，生活的費用靠月薪來支持就變的捉襟見肘，生活的瑣事影響著教師的心理和行為，不可避免的對工作和組織歸屬感帶來負面影響，因此月薪越少的教師表現出工作倦怠嚴重和組織承諾水平越低的狀況.

3.3 高校體育教師組織承諾、工作倦怠關系研究

3.3.1 高校體育教師組織承諾與工作倦怠相關研究

表6 高校體育教師組織承諾與工作倦怠相關研究

通過表6看出，工作倦怠的情緒衰竭因子與組織承諾的感情承諾、立項承諾、規(guī)范承諾和投入承諾的皮爾遜相關系數分別為0.436、0.577、0.635、0.179，均達到顯著性相關(p=0.000＜0.05);工作倦怠的玩世不恭因子與組織承諾的感情承諾、理想承諾、規(guī)范承諾因子相關系數為0.465、0.407、0.544，也達到顯著性相關;工作倦怠的成就感低落因子與組織承諾的感情承諾、規(guī)范承諾因子相關系數為0.693、0.348;工作倦怠總分與組織承諾的感情承諾、立項承諾、規(guī)范承諾因子存在顯著性相關，相關系數為0.674、0.468、0.676.組織承諾總分和工作倦怠各因子以及工作倦怠總分之間存在顯著性相關.

3.3.2 高校體育教師組織承諾與工作倦怠回歸分析

基于高校體育教師工作倦怠和組織承諾之間具有很高的相關，研究將組織承諾作為因變量，工作倦怠作為自變量，探索組織承諾和工作倦怠之間的關系.運用回歸分析分析工作倦怠和組織承諾之間的關系，建立初步回歸方程.

表7 回歸模型綜述

研究運用逐步回歸(stepwise)進行回歸分析，共進行了3步回歸形成3個回歸模型，第一步將“情緒衰竭”引入方程，第二步將“成就感低落”引入方程，第三步將“玩世不恭”引入方程.通過表7可看出，隨著回歸的進行能較確切反映擬合優(yōu)度的校正判定系數R2(R Square)卻逐漸增大，說明第3個回歸模型比較理想.同時表7還列出了第3個回歸模型的Durbin－Watson值1.713，接近2，可以認為殘差之間基本上是相互獨立的［6］.

由表8可知，根據非標準化回歸系數B，第3步回歸模型的方程為Y(組織承諾)=71.721－1.261X1(情緒衰竭)－0.511X2(成就感低落)+0.502X3(玩世不恭).對回歸常數(71.721)和偏回歸系數(－1.261，－0.511，0.502)的t檢驗發(fā)現顯著性概率均小于0.01，說明回歸常數和偏回歸系數具有高度顯著性［6］.

4 結論

4.1 高校體育教師工作倦怠和組織承諾水平與高校體育教學的質量息息相關，對高校體育教學具有重要的意義.文章通過研究發(fā)現，高校體育教師存在工作倦怠的狀況，應引起高度的重視并進行科學的引導.

4.2 職稱和月薪差異對高校體育教師的工作倦怠和組織承諾水平影響顯著，突出的表現為職稱和月薪高的教師的工作倦怠水平低，組織承諾水平高.

4.3 高校體育教師的工作倦怠和組織承諾之間存在顯著的相關，而通過回歸分析發(fā)現Y(組織承諾) =71.721－1.261X1(情緒衰竭)－0.511X2(成就感低落)+0.502X3(玩世不恭)方程能夠較為準確的表達工作倦怠和組織承諾之間的關系.

［1］Beeker.Notes on the Coneept of Commitment［J］.Ameriean Journal of Soeiology，1960，(66):32－42.

［2］Kanter R.M.Commitmentand socialorgniznation:A Study of CommitmentMechanisms in Utopian Communities［J］.Ameriean Sociological Review，1968，(33).499－517.

［3］劉小平.組織承諾研究綜述［J］.心理學動態(tài)，1999，7(4):31－36.

［4］李超平，時勘.分配公平與程序公平對工作倦怠的影響［J］.心理學報，2003，35(5):677－684.

［5］魯海軍.高校教師工作壓力和工作滿意度與組織承諾關系研究［D］.成都:四川大學碩士學位論文，2007.

［6］梅雪雄.Spss在體育統(tǒng)計中的應用［M］.北京:人民體育出版社，2008.