教育创新与实践
Journal of Educational Innovation and Practice
- 主办单位:未來中國國際出版集團有限公司
- ISSN:3079-3599（P）
- ISSN:3080-0803（O）
- 期刊分类:教育科学
- 出版周期:月刊
- 投稿量:5
- 浏览量:612
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职业倦怠和心理契约对离职倾向的影响
The Influence of Job Burnout and Psychological Contract on the Turnover Tendency
引言
近年来，高校教师离职率持续上升。据2024年数据，超60%高校教师对当前工作不满意，58%有离职倾向。H大学自2015年推行“全员竞聘”制度后，教师流动性显著增加，尤其具有副高以上职称教师流失严重，影响教学质量与师资稳定。在本研究中，探索职业倦怠和心理契约对H大学离职倾向的影响具有重要的理论和实践意义。
一、文献综述
（一）职业倦怠的概念
Maslach（1943）认为高校教师职业倦怠是指教师不能有效用对教育教学工作中的压力而产生的情绪衰竭、态度校级、行为消沉的不良心理反应。
Hemati Alamdarloo（2021）强调职业倦怠的三个核心维度，对工作对象的冷漠态度以及对自身工作表现的负面评价。
Agarwal, Bansal（2021）认为，职业倦怠是指教师在长期工作中因承受高强度的工作压力、缺乏资源支持、以及工作环境中的多种不利因素而导致的一种身心疲惫状态。
（二）心理契约的概念
心理契约最早是在20世纪60年代被引入管理领域，由组织心理学家阿吉里斯 Chris Argyris 提出。
李思雨(2023)将心理契约划分为六维度，该学者认为交易型心理契约是指强调具体、有形、基于当前利益的工具性相互交换，这种契约与马斯洛的自我实现需求和成长导向心态不谋而合。
Sahni, Sehgal（2022）提出，心理契约基于个人对彼此义务的感知和信念。
（三）离职倾向的概念
Mobley（1977）提出了“离职决策过程模型”，将离职倾向定义为工作不满引发对外部机会兴趣的心理状态，并将其作为实际离职行为的中介变量，奠定了后续研究的理论基础。
袁红锐(2024)把离职倾向定义为员工在一定时期内计划离开组织的意愿倾向，是员工采取实际离职行为的前期阶段。
Farahmandpour, Voelkel(2025)提出，教师离职倾向是教师在工作压力和教育问责政策等因素影响下，产生的一种想要离开当前教学岗位的倾向。
（四）职业倦怠和心理契约对离职倾向的概念
张倩雯（2016）论文主要探究“80后”小学教师职业倦怠与离职倾向之间的关系，明确职业倦怠的不同维度对离职倾向的具体影响机制，职业倦怠的各个维度（情感耗竭、去个性化、低成就感）均与离职倾向具有显著的正向影响。其中情感耗竭的影响程度最高。
李卢赟（2021）主要研究了地方高校教师的心理契约对其离职倾向的影响。从心理契约的三个维度（交易型、发展型和关系型）出发，探讨了这些维度如何影响地方高校教师的离职倾向，并提出了相应的管理对策。研究得出心理契约的三个维度与离职倾向均呈显著负相关影响。
Abate, Schaefer, Pavone(2018)研究关注这些变量如何共同影响员工的离职意愿，研究发现，职业倦怠与离职倾向之间存在显著的正相关关系。即员工体验到的职业倦怠程度越高，其离职倾向也越强。
二、研究方法
（一）人群和样本
本研究采用简单随机抽样的方法，从江西省南昌市H学校的1500名专任教师中抽取样本，随机抽样发放问卷320份，回收有效问卷306份，有效率96%。研究依据 Krejcie, R. v. and Morgan, D. W. (1970) 的样本量公式来计算样本量。
（二）研究工具
本论文的研究工具为问卷调查，通过在线问卷星收集，共收集到320份问卷，研究中使用的统计方法包括描述性统计分析、可靠性测试、效度测试、相关性分析和回归分析。
本研究调查问卷分为两个部分：第一部分为问卷填写者的基础信息即人员特征调查问题，包括性别、年龄、教育程度、职业、职称等。第二部分为职业倦怠、心理契约、离职倾向测量量表，问题选项采用李克特量表，分为5个等级，并在原量表基础上适当修改和调整。
（三）数据收集
数据采用简单随机抽样。本研究在南昌市H学院向教师提供问卷星二维码并呼吁大家认真填写，对于问卷涉及的专业术语进行解答。共发放问卷320份，其中无效问卷14份，剔除无效问卷后，有效问卷306份，有效问卷率为96%，样本量满足分析需求。
（四）数据分析
本研究主要采用定量方法分析。利用 SPSS 软件对调查数据进行整理、总结和分析，进行描述性统计、信度检验、效度检验、相关性和回归分析，分析职业倦怠、心理契约对离职倾向的影响因素，旨在找出江西省南昌市H学校教师离职的影响因素。
三、研究结果及讨论
（一）描述性统计分析
| 职业倦怠 | 平均值 | 标准差 |
|---|---|---|
| 情绪衰竭 | 3.627 | 0.843 |
| 去人性化 | 3.740 | 0.830 |
| 低成就感 | 3.714 | 0.782 |
| 总体 | 3.694 | 0.759 |
从表1来看，职业倦怠的均值为3.694，情绪衰竭（M=3.627）、去人性化（M=3.740）和低成就感（M=3.714）处于中等偏上水平，表明职业倦怠对离职倾向有一定影响。
| 心理契约 | 平均值 | 标准差 | 结果 |
|---|---|---|---|
| 学校责任交易维度 | 3.534 | 0.971 | 2 |
| 学校责任发展维度 | 2.919 | 1.170 | 4 |
| 学校责任关系维度 | 2.914 | 1.320 | 5 |
| 教师责任交易维度 | 2.959 | 1.074 | 3 |
| 教师责任发展维度 | 3.654 | 1.078 | 1 |
| 教师责任关系维度 | 2.806 | 1.281 | 6 |
| 总体 | 3.131 | 1.034 | 高 |
表2中心理契约的总体均值为3.131，教师责任发展（M=3.654）的评价较高。
| 离职倾向 | 平均值 | 标准差 |
|---|---|---|
| 离职倾向 | 3.196 | 0.761 |
根据表3，离职倾向的均值为3.196，说明受访地区教师对于离职倾向处于中等偏上水平。
（二）可靠性分析
| 维度 | 题项 | 校正项总计相关性CITC | 项已删除的α系数 | Cronbach α系数 |
|---|---|---|---|---|
| 情绪衰竭 | EE1 | 0.684 | 0.949 | 0.884 |
| EE2 | 0.768 | 0.947 | ||
| EE3 | 0.624 | 0.951 | ||
| EE4 | 0.817 | 0.946 | ||
| EE5 | 0.707 | 0.949 | ||
| 去人性化 | DH1 | 0.801 | 0.947 | 0.861 |
| DH2 | 0.774 | 0.947 | ||
| DH3 | 0.722 | 0.948 | ||
| DH4 | 0.682 | 0.949 | ||
| 低成就感 | LA1 | 0.812 | 0.946 | 0.912 |
| LA2 | 0.695 | 0.949 | ||
| LA3 | 0.665 | 0.950 | ||
| LA4 | 0.752 | 0.948 | ||
| LA5 | 0.766 | 0.947 | ||
| LA6 | 0.750 | 0.948 | ||
| 学校责任交易维度 | SR-TD1 | 0.698 | 0.959 | 0.797 |
| SR-TD2 | 0.698 | 0.959 | ||
| SR-TD3 | 0.692 | 0.959 | ||
| SR-TD4 | 0.429 | 0.962 | ||
| SR-TD5 | 0.666 | 0.959 | ||
| 学校责任发展维度 | SR-DD1 | 0.708 | 0.959 | 0.862 |
| SR-DD2 | 0.742 | 0.958 | ||
| SR-DD3 | 0.767 | 0.958 | ||
| SR-DD4 | 0.662 | 0.959 | ||
| SR-DD5 | 0.822 | 0.957 | ||
| 学校责任关系维度 | SR-RD1 | 0.819 | 0.958 | 0.881 |
| SR-RD2 | 0.827 | 0.957 | ||
| SR-RD3 | 0.742 | 0.958 | ||
| 教师责任交易维度 | TR-TD1 | 0.671 | 0.959 | 0.785 |
| TR-TD2 | 0.705 | 0.959 | ||
| TR-TD3 | 0.695 | 0.959 | ||
| TR-TD4 | 0.562 | 0.960 | ||
| 教师责任发展维度 | TR-DD1 | 0.698 | 0.959 | 0.783 |
| TR-DD2 | 0.692 | 0.959 | ||
| TR-DD3 | 0.705 | 0.959 | ||
| 教师责任关系维度 | TR-RD1 | 0.819 | 0.958 | 0.825 |
| TR-RD2 | 0.562 | 0.960 | ||
| TR-RD3 | 0.819 | 0.958 | ||
| 离职倾向 | TT1 | 0.686 | 0.771 | 0.829 |
| TT2 | 0.676 | 0.775 | ||
| TT3 | 0.644 | 0.790 | ||
| TT4 | 0.619 | 0.801 |
由表4可知，职业倦怠和心理契约各维度的 Cronbach α 系数均满足 >0.7 的评估标准，能够有效测量受访者的职业倦怠、心理契约和离职倾向。
（三）效度分析
| KMO值 | 0.946 | |
| Bartlett 球形度检验 | 近似卡方 | 3716.715 |
| df | 105 | |
| p值 | 0.000 | |
由表5可知，职业倦怠的KMO值为0.946，远高于0.7，Bartlett球形度检验结果（p<0.001），样本数据适合进行探索性因子分析（EFA）。
| KMO值 | 0.854 | |
| Bartlett 球形度检验 | 近似卡方 | 5698.963 |
| df | 105 | |
| p 值 | 0.000 | |
本研究对心理契约量表进行探索性因子分析，KMO值为0.854，Bartlett球形度检验拒绝原假设（p<0.001），说明数据适合进行因子分析，量表具有良好结构效度。
| KMO值 | 0.749 | |
| Bartlett 球形度检验 | 近似卡方 | 500.826 |
| df | 6 | |
| p 值 | 0.000 | |
表7显示KMO值为0.749，高于0.7，Bartlett球形度检验结果（p<0.001），说明数据适合提取信息，量表效度良好。
（四）相关性分析
| 名称 | 离职倾向 |
|---|---|
| 职业倦怠 | 0.484** |
| 情绪衰竭 | 0.461** |
| 去人性化 | 0.424** |
| 低成就感 | 0.464** |
| * p<0.05 ** p<0.01 *** p<0.001 | |
从表8可知，职业倦怠与教师离职倾向呈较强正相关（r=0.484，p<0.01）。
| 名称 | 离职倾向 |
|---|---|
| 心理契约 | -0.422** |
| 学校责任交易维度 | -0.358** |
| 学校责任发展维度 | -0.399** |
| 学校责任关系维度 | -0.337** |
| 教师责任交易维度 | -0.404** |
| 教师责任发展维度 | -0.440** |
| 教师责任关系维度 | -0.352** |
| * p<0.05 ** p<0.01 *** p<0.001 | |
由表9可知，心理契约与离职倾向呈显著负相关（r=-0.422，p<0.01），心理契约的6个维度均与离职倾向显著负相关（p<0.01）。
（五）回归分析
| 非标准化系数 | 标准化系数 | t | p | 共线性诊断 | |||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| B | 标准误 | Beta | VIF | 容忍度 | |||
| 常数 | 2.351 | 0.319 | - | 7.375 | 0.000** | - | - |
| 心理契约 | -0.157 | 0.043 | -0.213 | -3.619 | 0.000** | 1.500 | 0.667 |
| 职业倦怠 | 0.362 | 0.059 | 0.361 | 6.122 | 0.000** | 1.500 | 0.667 |
| R 2 | 0.265 | ||||||
| 调整R 2 | 0.260 | ||||||
| F | F (2,317)=57.128, p=0.000 | ||||||
| D-W值 | 1.903 | ||||||
| 备注：因变量 = 离职倾向 | |||||||
| * p<0.05 ** p<0.01 *** p<0.001 | |||||||
表10中，模型 R²=0.265，F=57.128（p<0.001），表明心理契约与职业倦怠共同显著影响离职倾向。
通过以上回归分析表明：
1. 职业倦怠对离职倾向的影响
回归分析表明，职业倦怠三维度对教师离职倾向均有显著正向影响（F=34.133，p<0.001；R²=0.245）。
2. 心理契约对离职倾向的影响
回归显示六维度心理契约均显著负向预测离职倾向（F=15.246，p<0.001；R²=0.226，DW=1.994）。
3. 职业倦怠和心理契约对离职倾向的影响
整体模型拟合显著 (F=57.128，p=0.000)，表明职业倦怠和心理契约与离职倾向之间存在显著的线性影响关系。
（六）研究讨论
1. 教师职业倦怠对离职倾向影响结论的讨论
本研究证实，高校教师职业倦怠三维度均显著正向预测离职倾向，其中低成就感影响最大，情绪衰竭次之，去人性化虽最弱但仍显著。
2. 教师心理契约对离职倾向影响结论的讨论
心理契约六个维度对离职倾向呈显著负向影响。车轩（2020）指出，教师责任发展维度体现了教师对职业发展的期望，当教师在工作中实现自我价值和发展目标时，更易保持热情和投入，从而减少离职倾向。
四、研究建议
（一）缓解职业倦怠的建议
降低高校教师离职倾向需个体与组织共同努力：教师应正确认识职业倦怠，采取积极方式缓解，提升自我调节情绪能力，主动寻求支持；组织方面应营造良好氛围，通过同事交流、情感支持与领导关怀帮助教师融入并缓解压力，推行导师制以支持青年教师成长；同时健全教师职业发展机制，满足教师发展需求，降低离职倾向。
（二）构建和谐心理契约的建议
明确心理契约内容：学校应通过官方渠道明确与教师之间的心理契约内容，制度化、透明化地确保双方对心理契约有清晰认知。
加强沟通与交流：建立常态化沟通机制，如定期教师大会、部门例会及一对一交流等，鼓励教师表达意见和建议。
明确学校责任，提升教师信任感：高校应明确在职业发展、工作条件、薪酬福利等方面的责任，并通过制度保障和实际行动履行这些责任。
构建和谐心理契约，增强教师忠诚度和认同感，从而降低离职倾向。
参考文献：
- [1] 李思雨. 基于心理契约的高校教师和谐劳动关系协同治理研究[D]. 武汉理工大学, 2023.
- [2] Sahni S P, Sehgal J D. Workplace Spirituality and Psychological Contract in the “New Normal”[C]// Spirituality and Management. Singapore: Springer, 2022.
- [3] 袁红锐. 石家庄Y民办高中教师离职倾向及管理对策研究[D]. 河北师范大学, 2024.
- [4] 张倩雯. “80后”小学教师职业倦怠与离职倾向的关系研究[D]. 首都经济贸易大学, 2016.
- [5] 李卢赟. 地方高校教师心理契约对离职倾向的影响研究[D]. 湖南科技大学, 2021.
- [6] 车轩. 小学教师的心理契约对职业倦怠影响研究[D]. 上海师范大学, 2020.
- [7] 谷佳. 宁夏地区民办高校教师职业倦怠的调查研究[D]. 首都经济贸易大学, 2018.
- [8] 梁雯. 专业发展视域下成人高校教师职业倦怠的叙事研究[D]. 河北大学, 2018.
- [9] Hemati Alamdarloo G, Moradi S. Job Burnout in Public and Special School Teachers[J]. Clinical Psychology and Special Education, 2021, 10(02):63-75.
- [10] Abate J, Schaefer T, Pavone T. Understanding Generational Identity, Job Burnout, Job Satisfaction, Job Tenure and Turnover Intention[J]. Journal of Organizational Culture, Communications and Conflict, 2018, 22(01):1-12.
- [11] Agarwal R, Bansal S K. Dealing with Job Burnout in Higher Education[J]. Ilkogretim Online, 2021, 20(04):2083-2087.
- [12] Farahmandpour Z, Voelkel R. Teacher Turnover Factors and School-level Influences: A Meta-analysis of the Literature[J]. Education Sciences, 2025, 15(02):219.