特殊教育教师教学效能社会支持与职业倦怠的路径研究论文

特殊教育教师教学效能社会支持与职业倦怠的路径研究论文

摘要：目的：探寻特殊教育教师职业倦怠的预测因素，为特殊教育教师职业倦怠的预防和干预提供依据。方法：以教学效能、社会支持量表的各维度为自变量，职业倦怠为因变量，进行多元线性回归分析，绘制特殊教育教师职业倦怠的路径分析图。结果：特殊教育教师的职业倦怠与教学效能、社会支持呈显著负相关。个人教学效能感与主观支持可显著预测特殊教育教师的情感耗竭；一般教学效能感可显著预测特殊教育教师的人格解体；个人教学效能感与客观支持可显著预测特殊教育教师的职业倦怠。

关键词：特殊教育教师；职业倦怠；教学效能；社会支持

一、问题的提出

　　国内对于特殊教育教师教学效能、社会支持与职业倦怠的实证研究主要集中在三因素之间的两两关系的探讨，如刘在花川对特殊教育教师教学效能与职业倦怠之间的关系的研究，发现特殊教育教师教学效能感能够显著预测职业枯竭。唐芳贵等发现中小学教师职业枯竭与其所拥有的社会支持之间存在显著负相关，即社会支持对教师的职业枯竭具有调节作用。以往对于教师的研究主要从一些消极和负向的维度去考察教师的某种品质或行为，如职业倦怠会使教师的心理、生理、行为和情绪等处于不良状态，工作上呈现出一些不良表现，自身专业发展和个人生活质量受到影响。现在越来越重视从积极性、正面的视角去研究和建构教师优良品质，如教师胜任能力和敬业精神等。针对同样的问题，消极视角下的研究采取的干预的策略，积极视角下的研究走的是主动防御的路线即注重品质的建构。我们认为特殊教育教师的研究应该是两种路线的整合，本文拟从特殊教育教师专业发展的状况正反两个侧面以及社会支持维度来全面考察特殊教育教师专业发展状况，揭示特殊教育教师教学效能、社会支持与职业倦怠内部的作用机制。

二、研究方法

　　（一）研究对象

　　本研究对象为重庆市特殊学校教师，采取整群抽样的方法在重庆市11所区县特殊学校发放300份问卷，其中有效问卷274份，有效回收率为91。3%。在这274份有效问卷中，盲校教师32人，聋校教师153人，培智学校教师89人。其中男教师132人，女教师142人；年龄在30岁以下的86人，31—40岁121人，41—50岁51人，51岁以上16人；专科以下文化程度6人，专科文化程度121人，本科文化程度137人，硕士以上文化程度10人。

　　（二）研究工具

　　1。教师教学效能感量表，该量表是辛涛等人1995年修订的“教师教学效能感量表”。该量表共有27道题，采用6点制评分标准，量表分为两个维度，即个人教学效能感与一般教学效能感。总量表和两个分量表的克隆巴a同质性系数分别为0。77，0。74和0。54。

　　2。社会支持评定量表，该量表由肖水源于1986年编制，该量表共有十个条目，包括客观支持（3条）、主观支持（4条）和对社会支持的利用度（（3条）三个维度。两个月重测，总分一致性R=0。92（p<0。01），各条目一致性R1—R10在0。89—0。94之间，表明该问卷具有较好的重测信度。国内研究表明《社会支持评定量表》的测定结果与身心健康结果具有中等程度的相关性，即该量表具有较好的预测效度（predictivevalidity）。

　　3。Malasch倦怠问卷（MaslachBurnoutInventory，MBI），此问卷为1982年美国社会心理学家Maslach和Jackson联手开发。MBI分为3个分量表：情感耗竭（9个项目）、人格解体（5个项目）和个人成就（8个项目），MBI的内部一致性系数采用克隆巴赫a系数来表示，情感耗竭、人格解体和个人成就三个分量表的a系数分别为0。900。79和0。710。

　　（三）数据处理

　　数据收集完毕，剔除无效问卷，由研究者统一对问卷进行编码、录人数据，采用SPSS15。0统计软件包进行统计分析。

三、研究结果

　　（一）特殊教育教师教学效能感、社会支持与职业倦怠的相关分析

　　由表1可知，特殊教育教师的情感耗竭与个人教学效能感、客观支持、效能总分、支持总分呈显著的负相关而与一般教学效能呈显著正相关。人格解体与一般教学效能、个人教学效能感、效能总分、主观支持、支持总分呈显著的负相关。个人成就与个人教学效能感、效能总分、客观支持、主观支持、支持利用度、支持总分呈显著正相关。倦怠总分与一般教学效能、个人教学效能感、效能总分、客观支持、主观支持呈显著的负相关。

　　由表2可知，一般教学效能感与主观支持呈显著的正相关，与支持利用度呈显著的'负相关。个人教学效能感与主观支持呈显著正相关，与支持利用度呈显著的负相关。

　　（二）特殊教育教师情感耗竭的回归、路径分析

　　以一般教学效能感、个人教学效能感、客观支持、主观支持、对支持利用度为自变量，以情感耗竭为因变量进行逐步回归分析，自变量进人回归方程的标准时F的相伴概率必须小于或等于0。05，自变量被方程排除的标准时F的相伴概率必须大于或等于0。1。由表3可知，个人教学效能感、主观支持进人模型，特殊教育教师的个人教学效能感、主观支持可以预测情感耗竭程度。以第一次回归发现的个人教学效能感、主观支持两个变量为因变量探寻影响它们的自变量，方法同上。表3说明一般教学效能感、主观支持可以预测特殊教育教师个人教学效能感且都是正向的，即一般教学效能感、主观支持分数越高则个人教学效能感越高；个人教学效能感、支持利用度可以预测主观支持。由表3绘制了情感耗竭的路径分析图如下：

　　由图i可知，特殊教育教师的情感耗竭的一阶因子是个人效能和主观支持，高阶因子是一般教学效能和支持利用，因变量情感耗竭受到显著影响的路径有五条：第一条是个人教学效能、主观支持→情感耗竭；第二条是一般教学效能→个人教学效能→情感耗竭；第三条是支持利用→主观支持→情感耗竭；第四条是一般教学效能→个人教学效能→主观支持→情感耗蝎；第五条是支持利用→主观支持→个人教学效能→情感耗竭。

　　（三）特殊教育教师人格解体的回归、路径分析

　　以一般教学效能感、个人教学效能感、客观支持、主观支持、对支持利用度为自变量，以人格解体为因变量进行逐步回归分析，由表4可知个人教学效能感可预测人格解体。

　　以个人教学效能感为因变量再进行多元逐步回归分析，一般教学效能感、主观支持进人模型。以表4绘制特殊教育教师人格解体的路径分析图如下：

　　从图2可以看出，因变量人格解体受到显著影响的三条路径：第一条是个人教学效能→人格解体；第二条是一般教学效能→个人教学效能→人格解体；第三那条是主观支持→个人教学效能→人格解体。

　　（三）特殊教育教师倦怠总分的回归、路径分析

　　以一般教学效能感、个人教学效能感、客观支持、主观支持、对支持利用度为自变量，倦怠总分为因变量进行逐步回归分析。表5显示，个人教学效能感、客观支持可以显著地预测特殊教育教师倦怠总分；以个人教学效能感为因变量再进行多元逐步回归分析，一般教学效能感和主观支持进人模型；以客观支持为因变量再进行多元逐步回归分析，支持利用度进人模型。由表6绘制特殊教育教师倦怠总分的路径分析图如下：

　　从图4可以看出，因变量倦怠总分受到显著影响的路径有四条：第一条是客观支持、个人教学效能。倦怠总分；第二条是一般教学效能→个人教学效能、倦怠总分；第三条是主观支持、个人教学效能、倦怠总分；第四条是支持利用度。客观支持→倦怠总分。