《基于MOORE職業(yè)倦怠模型的民辦高校教師職業(yè)倦怠影響因素實(shí)證研究》13000字（論文）

基于MOORE職業(yè)倦怠模型的民辦高校教師職業(yè)倦怠影響因素實(shí)證研究目錄TOC\o"1-2"\h\u32205摘要 224693第一章緒論 2258561.1選題背景 2103121.2研究目的 3103451.3研究問(wèn)題 3215141.4研究意義 4284951.5研究創(chuàng)新點(diǎn) 47288第二章文獻(xiàn)綜述 5193922.1研究現(xiàn)狀 5160112.2各變量來(lái)源及解釋 5136822.3研究模型與假設(shè) 812116第三章研究方法 101543.1研究工具 10327593.2變量設(shè)置 1222659第四章結(jié)果與討論 13313294.1預(yù)測(cè)驗(yàn)結(jié)果 13173984.2正式測(cè)驗(yàn)被試樣本資料統(tǒng)計(jì)與變量正態(tài)性檢驗(yàn) 1711814.3問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果信度檢驗(yàn) 18106634.4量表效度分析 2020474.5結(jié)構(gòu)方程模型與假設(shè)檢驗(yàn) 25156844.6中介效應(yīng)檢驗(yàn) 26170224.7檢驗(yàn)結(jié)果 2716866第五章總結(jié) 29235335.1研究結(jié)論 29135245.2理論意義與實(shí)踐意義 2997205.3建議 30195045.4論文存在問(wèn)題與展望 3125871附錄問(wèn)卷 3213777 33摘要據(jù)中國(guó)國(guó)家教育部官方網(wǎng)站顯示2019年中國(guó)民辦教育在校生219.69萬(wàn)人，民辦高校專任教師339777人，占高校專任教師的25.1%。中國(guó)的民辦高等教育作為公辦高等教育的必要補(bǔ)充形式，民辦高等教育的教學(xué)質(zhì)量，對(duì)學(xué)生畢業(yè)后的就業(yè)質(zhì)量在一定程度上具有影響。民辦高校因其辦學(xué)特點(diǎn)，對(duì)專職教師的工作要求則更高。如果教師產(chǎn)生職業(yè)倦怠感，便會(huì)嚴(yán)重降低高校教育活動(dòng)質(zhì)量，不利于學(xué)生的發(fā)展。民辦高職教師工作任務(wù)繁重，工作壓力大，教師離職的情況多有發(fā)生，離職行為的背后更多的是一種無(wú)奈，身心俱疲，倦怠后選擇離開(kāi)引起身心不適的工作環(huán)境。本文以MOORE的職業(yè)倦怠歸因模型作為基礎(chǔ)，將疏離感與職業(yè)倦怠作為中介變量，采用問(wèn)卷調(diào)查的方式，以民辦高校教師作為調(diào)查對(duì)象，研究民辦高校教師職業(yè)倦怠影響因素。通過(guò)本文的研究，主要分析了來(lái)自于組織層面的民辦高校教師職業(yè)倦怠的影響因素。研究期間通過(guò)對(duì)312份有效問(wèn)卷的整理，利用SPSS、AMOS軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，得出相關(guān)結(jié)論并提出以下解決建議：幫助教師充分的認(rèn)識(shí)自我、為教師的職業(yè)生涯發(fā)展提供通道、建立健全公平、合理的分配制度、為教育教學(xué)工作提供必要的軟硬件支持、營(yíng)造科學(xué)民主的工作氛圍。關(guān)鍵詞：民辦高校職業(yè)倦怠第一章緒論1.1選題背景據(jù)中國(guó)教育部官方網(wǎng)站公布的《2019年全國(guó)教育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示，近年來(lái)，中國(guó)民辦高等教育行業(yè)穩(wěn)步增長(zhǎng)，從學(xué)校數(shù)量來(lái)看，民辦高等教育學(xué)校數(shù)量逐年增加，占中國(guó)高校比重28%以上，2019年，中國(guó)民辦高等學(xué)校757所。2019年，中國(guó)民辦高校普通本?？普猩?19.69萬(wàn)人，普通本科和普通專科在校生數(shù)量分別達(dá)到4390307人和2697973人；教職工和專任教師人數(shù)分別為462250人和339777人。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度逐漸加快，人民群眾對(duì)于教育的要求也出現(xiàn)了嚴(yán)格化的趨勢(shì)。在這種背景下，高校教育需要盡可能提高整體授課水平，保證學(xué)生能夠有效進(jìn)行學(xué)習(xí)活動(dòng)，增強(qiáng)就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。民辦高職學(xué)校由于其辦學(xué)機(jī)制、運(yùn)作方式、經(jīng)費(fèi)來(lái)源以及管理理念等均和公辦院校有很大差異。民辦高職學(xué)校因其民辦的辦學(xué)特點(diǎn)，其對(duì)專職教師的工作要求則更高。如果教師產(chǎn)生職業(yè)倦怠感，無(wú)法有效進(jìn)行授課，便會(huì)嚴(yán)重降低高校教育活動(dòng)質(zhì)量，不利于未來(lái)的進(jìn)一步發(fā)展。Freudenberger（1974）提出職業(yè)倦怠主要是指?jìng)€(gè)體在工作重壓之下，身體出現(xiàn)的疲勞與耗竭的感覺(jué)。職業(yè)倦怠問(wèn)題最容易發(fā)生在教育、醫(yī)療、公務(wù)員、警察等人際交往頻繁的行業(yè)中。Dougherty（1993）指出職業(yè)倦怠產(chǎn)生的原因與它所處的環(huán)境、工作的性質(zhì)有很大關(guān)系，不同環(huán)境下的個(gè)體所產(chǎn)生的職業(yè)倦怠情況也是不同的。民辦高職教師工作更繁重，壓力更大，所以其面臨的職業(yè)倦怠問(wèn)題也越來(lái)越突出。同時(shí)，近年來(lái)，教師離職的情況時(shí)有發(fā)生，民辦院校教師離職情況則更為嚴(yán)重，離職行為的背后更多的是一種無(wú)奈，身心俱疲，倦怠后選擇離開(kāi)引起身心不適的工作環(huán)境。1.2研究目的本次研究將設(shè)計(jì)高校教師職業(yè)現(xiàn)狀調(diào)查問(wèn)卷，形成基于MooreJE（以下簡(jiǎn)稱MOORE）的職業(yè)倦怠結(jié)果歸因模型的理論模型，為改善民辦高校教師職業(yè)倦怠情況提出管理建議；探尋造成民辦高校教師職業(yè)倦怠組織方面的原因，并有針對(duì)性地提出解決對(duì)策；分析疏離感在耗竭與職業(yè)倦怠的中介作用，分析職業(yè)倦怠在耗竭與離職傾向的中介作用，分析職業(yè)倦怠在疏離感與離職傾向的中介作用。1.3研究問(wèn)題本文將針對(duì)目前民辦高校教師工作現(xiàn)狀的分析，希望通過(guò)本次研究解答如下問(wèn)題：能夠?qū)ふ页雒褶k高校教師職業(yè)倦怠情況在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)因素上的差異情況；通過(guò)調(diào)查研究探尋民辦高校教師職業(yè)倦怠在組織層面的具體影響因素有哪些。1.4研究意義本研究主要以民辦高校教師作為研究對(duì)象，通過(guò)對(duì)組織去人性化、人際關(guān)系情境、疏離感、耗竭、職業(yè)倦怠及離職傾向的調(diào)查分析，尋找各變量間的影響關(guān)系，形成測(cè)量工具與模型，為民辦高校教師管理水平的提升提供理論依據(jù)；豐富MOORE的職業(yè)倦怠結(jié)果歸因理論。通過(guò)調(diào)查結(jié)果，提出教師職業(yè)倦怠的干預(yù)方式，有助于降低民辦高校教師的職業(yè)倦怠水平，為民辦高校穩(wěn)定教師隊(duì)伍，降低教師離職率提供可借鑒經(jīng)驗(yàn)。1.5研究創(chuàng)新點(diǎn)本文的創(chuàng)新點(diǎn)在于，回顧現(xiàn)有文獻(xiàn)的前提下，以MOORE的職業(yè)倦怠結(jié)果歸因理論為基礎(chǔ)上，引入組織變量，對(duì)MOORE的理論進(jìn)一步完善；本研究將疏離感、耗竭、職業(yè)倦怠作為中介變量，分析變量之間的影響，對(duì)降低民辦高校教師的職業(yè)倦怠水平具有一定的實(shí)踐意義。

第二章文獻(xiàn)綜述2.1研究現(xiàn)狀職業(yè)倦?。˙urnout）最初是由美國(guó)心理學(xué)家費(fèi)登伯格（Freudenberger）和社會(huì)心理學(xué)家馬斯拉奇（Maslach）于1975年、1976年提出的，用來(lái)描述助人和服務(wù)行業(yè)的工作者由于工作時(shí)間過(guò)長(zhǎng)、工作強(qiáng)度過(guò)高、工作量過(guò)大而導(dǎo)致的疲憊不堪的狀態(tài)，關(guān)注個(gè)體從事職業(yè)背后的情感、動(dòng)機(jī)和價(jià)值標(biāo)準(zhǔn)。教師、醫(yī)生、警察、酒店服務(wù)等從業(yè)人員均屬于職業(yè)倦怠現(xiàn)象的高發(fā)人群。Maslach（1981）學(xué)者在研究中，針對(duì)職業(yè)倦怠所表現(xiàn)的有關(guān)特點(diǎn)，構(gòu)建了基于三個(gè)維度的職業(yè)倦怠界定模型，包括了情緒衰竭、去個(gè)性化以及個(gè)人成就感。學(xué)者Pines（1981）僅從衰竭的角度對(duì)倦怠進(jìn)行研究，其認(rèn)為個(gè)體在長(zhǎng)期處于需要大量情緒資源的情境下會(huì)產(chǎn)生生理的衰竭、情緒的衰竭、精神的衰竭，其觀點(diǎn)也不稱為單維度理論。MOORE（2000）用歸因的觀點(diǎn)來(lái)對(duì)工作倦怠的發(fā)生做出了解釋，其認(rèn)為工作倦怠產(chǎn)生的前因變量主要是情境因素，耗竭在情境因素的影響下首先產(chǎn)生。接著，個(gè)體在消極不利的工作情境下會(huì)對(duì)耗竭原因進(jìn)行歸因。歸因的出現(xiàn)會(huì)對(duì)個(gè)體態(tài)度方面發(fā)生變化，具體可能表現(xiàn)為疏離感增強(qiáng)，進(jìn)而個(gè)體行為反應(yīng)的發(fā)生變化，如缺乏人情味、離職率升高、組織承諾降低等。本文將以此觀點(diǎn)作為研究的理論基礎(chǔ)。2.2各變量來(lái)源及解釋2.2.1組織去人性化組織去人性化主要是指在個(gè)體長(zhǎng)期的工作環(huán)境中，組織中的管理者未能對(duì)管理對(duì)象給予足夠的重視，或因?qū)芾韺?duì)象不夠了解，管理中的決策不被管理者認(rèn)可等主觀感受，具體表現(xiàn)為管理對(duì)象認(rèn)為組織不夠民主、對(duì)管理對(duì)象的長(zhǎng)期發(fā)展不夠重視、管理中沒(méi)有給予足夠的工作支持等。國(guó)內(nèi)學(xué)者劉曉麗、姜能志（2009）等在對(duì)中國(guó)文化背景下職業(yè)倦怠量表的編制過(guò)程中，引入對(duì)組織去人性化的測(cè)量，取得了較好的效果。2.2.2人際關(guān)系情境人際關(guān)系是社會(huì)生活中個(gè)體之間的互相接觸、信息交流以及情感溝通的過(guò)程。在人際關(guān)系產(chǎn)生和發(fā)張的過(guò)程中，會(huì)產(chǎn)生積極的人際關(guān)系，或消極的人際關(guān)系。積極的人際關(guān)系將有助于個(gè)體適應(yīng)社會(huì)、提高個(gè)人幸福感，促進(jìn)個(gè)體個(gè)人價(jià)值的實(shí)現(xiàn)。消極的人際關(guān)系情境，從社會(huì)心理學(xué)角度研究出發(fā)個(gè)體在工作中會(huì)出現(xiàn)角色沖突、角色模糊、人際沖突等社會(huì)角色扮演過(guò)程中的困難。冀東瑩（2017）在職業(yè)倦怠研究過(guò)程中，因個(gè)體長(zhǎng)期處于一定的高強(qiáng)度、高難度的工作環(huán)境中，會(huì)產(chǎn)生感覺(jué)不能與周?chē)娜擞押孟嗵?，?duì)人際關(guān)系淡漠，與其他人沒(méi)有共同語(yǔ)言，工作中的行為不被他人所接受和理解的消極人際關(guān)系情境。2.2.3耗竭耗竭是個(gè)體擁有的資源過(guò)度使用后產(chǎn)生的心理感受，是個(gè)體應(yīng)對(duì)所處環(huán)境的消極心理反應(yīng)。主要來(lái)自于個(gè)體長(zhǎng)期處于高強(qiáng)度度的工作壓力、負(fù)面情緒的困擾的，無(wú)法得到排解產(chǎn)生的無(wú)力感。在工作及生活中常表現(xiàn)為消極應(yīng)對(duì)周邊事物、情緒不穩(wěn)定、自我效能感下降。Hobfolletal（1989）提出的資源保存理論，描述了資源在個(gè)體和社會(huì)環(huán)境之間交互作用的過(guò)程，指出個(gè)體消耗了自身大量的資源與能量以應(yīng)對(duì)較高強(qiáng)度的外部壓力，但并未取得較好的回報(bào)或者預(yù)期的效果，個(gè)體會(huì)產(chǎn)生一定的不公平感或內(nèi)心的不平衡，為了使自身進(jìn)入新的平衡區(qū)，則會(huì)采取消極應(yīng)對(duì)的方式，以滿足自身的心理需要?？刹捎玫难a(bǔ)救措施多種多樣，如工作倦怠、情緒宣泄、避免與其他人交往等方式來(lái)應(yīng)對(duì)因資源流失帶來(lái)的心理不適。2.2.4疏離感疏離感主要是指?jìng)€(gè)體對(duì)社會(huì)環(huán)境的疏遠(yuǎn)和個(gè)體個(gè)性的喪失。處于工作場(chǎng)景的人，一旦產(chǎn)生疏離感，將會(huì)有意的遠(yuǎn)離工作，與其他社會(huì)群體疏遠(yuǎn)，疏離感將會(huì)給組織帶來(lái)一定的負(fù)面影響。如高校教師工作中表現(xiàn)在一定程度上疏離感反映了教師自身利益需求未得到組織的滿足，會(huì)刻意疏遠(yuǎn)學(xué)生，對(duì)學(xué)生漠不關(guān)心，教學(xué)質(zhì)量下降。韋伯（1985）認(rèn)為疏離感是由于在工作中感覺(jué)到缺乏自由和受到控制而出現(xiàn)的。民辦高校因其辦學(xué)的特點(diǎn)決定了，在教師的管理方面，一般會(huì)采用較為嚴(yán)格的管理制度、考核制度對(duì)教師的行為進(jìn)行了限制，教師的工作自主性低，限制了教師自由發(fā)揮的空間，長(zhǎng)期如此，教師的疏離感即會(huì)上升。2.2.5職業(yè)倦怠職業(yè)倦怠在不同的專業(yè)領(lǐng)域，有著不同的解讀，暫未形成共識(shí)，Maslach提出的關(guān)于職業(yè)倦怠的定義目前被學(xué)者們廣泛采用。職業(yè)倦怠的主要表現(xiàn)為個(gè)體感覺(jué)到身心俱疲，對(duì)周?chē)挛锸ヅd趣，會(huì)刻意的與他人保持一定的距離，不關(guān)心他人的行為反應(yīng)，個(gè)人成就感低，情緒低落。國(guó)內(nèi)學(xué)者目前對(duì)職業(yè)倦怠的研究多采用問(wèn)卷調(diào)查法進(jìn)行，同時(shí)在對(duì)職業(yè)倦怠的調(diào)查問(wèn)卷進(jìn)行本土化研究。李超平、時(shí)堪（2003）等人通過(guò)調(diào)查后提出高校教師70%以上存在職業(yè)倦怠的情況。楚克群（2017）等研究表明，博士及以上學(xué)歷、28——35歲高校教師的職業(yè)倦怠水平較高。閆麗雯、周海濤研究發(fā)現(xiàn)，隨著教齡的增加，教師的職業(yè)倦怠水平呈上升趨勢(shì)。2.2.6離職傾向離職傾向是指組織內(nèi)成員因?yàn)槟承┮蛩禺a(chǎn)生離開(kāi)組織的想法，如果員工離開(kāi)，則將轉(zhuǎn)化為離職行為。離職傾向是離職行為發(fā)生的重要預(yù)測(cè)指標(biāo)，離職行為的產(chǎn)生，將會(huì)對(duì)組織在多方面帶來(lái)影響，如員工士氣低落、組織績(jī)效無(wú)法達(dá)成等。高校教師的離職行為一旦發(fā)生，將會(huì)出現(xiàn)教學(xué)內(nèi)容無(wú)法按計(jì)劃完成，學(xué)生體驗(yàn)感差，如高校教師的離職率較高，將嚴(yán)重影響教學(xué)質(zhì)量，學(xué)生滿意度降低，更有甚者引起社會(huì)、企業(yè)對(duì)學(xué)校的認(rèn)可度下降，影響學(xué)校的招生和畢業(yè)生的就業(yè)。郝金磊和王朝雪（2018）從個(gè)體、學(xué)校、心理感知三個(gè)方面對(duì)教師的離職進(jìn)行了研究，結(jié)果表明，高校教師的離職受到情感承諾、職業(yè)倦怠、學(xué)校類型等十種因素的影響。2.3研究模型與假設(shè)2.3.1理論模型通過(guò)對(duì)前期文獻(xiàn)的整理及各變量間關(guān)系的梳理，提出本研究的理論框架如下：2.3.2概念模型根據(jù)理論模型及有關(guān)研究問(wèn)卷題項(xiàng)設(shè)置，形成本研究的概念模型如下：2.3.3論文假設(shè)根據(jù)以上分析，本文提出以下假設(shè)：H1組織去個(gè)性化正向影響耗竭。H2人際關(guān)系情境正向影響耗竭。H3耗竭正向影響職業(yè)倦怠。H4耗竭正向影響疏離感。H5疏離感正向影響職業(yè)倦怠。H6職業(yè)倦怠正向影響離職傾向。H7職業(yè)倦怠在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)因素上有顯著差異。H8疏離感在耗竭和職業(yè)倦怠中有中介作用。H9職業(yè)倦怠在耗竭和離職傾向中有中介作用。H10職業(yè)倦怠在疏離感和離職傾向中有中介作用。

第三章研究方法3.1研究工具本文主要采用問(wèn)卷調(diào)查法進(jìn)行數(shù)據(jù)的收集。在確定研究目的的基礎(chǔ)上，問(wèn)卷問(wèn)題均由筆者在閱讀相關(guān)文獻(xiàn)后，選擇以往研究中，學(xué)者認(rèn)可度高的問(wèn)卷及出現(xiàn)頻率較高的問(wèn)題初步擬定本研究的問(wèn)卷，后征求導(dǎo)師意見(jiàn)并修改后，確定預(yù)測(cè)試問(wèn)卷。預(yù)測(cè)試采用現(xiàn)場(chǎng)隨機(jī)發(fā)放的形式，現(xiàn)場(chǎng)對(duì)本次調(diào)查的目的及意義進(jìn)行解釋，同時(shí)對(duì)現(xiàn)場(chǎng)答題過(guò)程中，問(wèn)卷填寫(xiě)者提出的疑問(wèn)進(jìn)行解答并記錄。預(yù)測(cè)試后對(duì)問(wèn)卷結(jié)果進(jìn)行了信效度的分析后，結(jié)合現(xiàn)場(chǎng)填寫(xiě)中疑問(wèn)比較集中的問(wèn)題進(jìn)行了重點(diǎn)關(guān)注并進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整，以期提高研究結(jié)果的信效度，進(jìn)而形成正式測(cè)驗(yàn)問(wèn)卷。3.1.1問(wèn)卷調(diào)查法利用問(wèn)卷星，采用簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣方法，尋找被試進(jìn)行作答；在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析前對(duì)問(wèn)卷題項(xiàng)進(jìn)行編碼。各控制變量指標(biāo)編碼見(jiàn)表3.1。表3.1控制變量指標(biāo)編碼表題項(xiàng)編碼選項(xiàng)您的性別P11=男2=女您的年齡P21=25歲及以下2=26-35歲3=36-45歲4=46-55歲5=56歲及以上您的最高學(xué)歷P31=?？萍耙韵?=本科3=碩士4=博士您的職稱P41=無(wú)2=初級(jí)職稱3=中級(jí)職稱4=副高級(jí)職稱5=正高級(jí)職稱您的近三年年均收入P51=5萬(wàn)元及以下2=6-9萬(wàn)元3=10-12萬(wàn)元4=12-15萬(wàn)元5=15萬(wàn)元以上您的教齡P61=0-3年（不含3年）2=3-6年（不含6年）3=6-9年（不含9年）4=9年及以上您所在學(xué)校的類型1=公辦院校2=民辦院校您現(xiàn)在擔(dān)任的工作崗位為1=教學(xué)科研崗位2=行政崗位3=其他（作者整理）為方便后期進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，對(duì)解釋變量、中介變量、結(jié)果變量題項(xiàng)編碼，見(jiàn)表3.2。表3.2變量題項(xiàng)編碼變量編碼題項(xiàng)組織去人性化A1我認(rèn)為學(xué)校的缺少必要的辦公設(shè)備。A2我認(rèn)為學(xué)校的分配不公平。A3我覺(jué)得學(xué)校管理不夠民主。A4我認(rèn)為學(xué)校對(duì)教師職業(yè)規(guī)劃缺乏指導(dǎo)。A5我認(rèn)為行政管理人員對(duì)教學(xué)的支持不夠。A6我認(rèn)為教師的薪酬待遇太低。人際關(guān)系情境B1我覺(jué)得我和周?chē)娜岁P(guān)系淡漠。B2我覺(jué)得我和周?chē)娜巳鄙俟餐Z(yǔ)言。B3我的喜好不能被周?chē)娜怂斫?。耗竭M(jìn)1_1早上起床后，一想到一天的工作，我就感到不安。M1_2工作中的事常常令我失眠頭痛。M1_3工作令我感到身心俱疲。疏離感M2_1我會(huì)拒絕學(xué)生的要求。M2_2我覺(jué)得我不關(guān)注學(xué)生的想法。M2_3我會(huì)因?yàn)橐稽c(diǎn)小事把學(xué)生罵一頓。職業(yè)倦怠M3_1我現(xiàn)在沒(méi)有上進(jìn)心。M3_2我的工作效率很低。M3_3我常盼望有假期，可以不用上班。離職傾向Y1我想辭去現(xiàn)在的工作。Y2我在明年可能會(huì)離開(kāi)現(xiàn)在的學(xué)校，換一份新的工作。Y3我想我會(huì)在現(xiàn)在的學(xué)校做長(zhǎng)期的職業(yè)發(fā)展。Y4我想如果我繼續(xù)呆在本單位，我的前景可能不會(huì)太好。（作者整理）問(wèn)卷選項(xiàng)采用李克特五點(diǎn)計(jì)分法進(jìn)行設(shè)計(jì)，問(wèn)卷填寫(xiě)者結(jié)合自己的實(shí)際情況對(duì)全部問(wèn)題進(jìn)行回答。其中1分代表從未出現(xiàn)，2分代表偶爾出現(xiàn)，3分代表有時(shí)出現(xiàn)，4分代表經(jīng)常出現(xiàn)，5分代表總是出現(xiàn)。3.1.2統(tǒng)計(jì)分析法采用SPSS25.0以及Amos26.0分析軟件對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)、信效度分析，同時(shí)通過(guò)建立結(jié)構(gòu)方程模型的方式對(duì)提出的假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，在中介效應(yīng)假設(shè)中，采用bootstrap法抽樣200次，對(duì)各中介效應(yīng)量進(jìn)行驗(yàn)證，所有的推斷統(tǒng)計(jì)結(jié)果以p<0.05作為結(jié)果顯著的臨界判斷標(biāo)準(zhǔn)。3.2變量設(shè)置表3.3變量設(shè)置及模型構(gòu)造變量名稱控制變量年齡、性別、學(xué)歷、職稱、教齡、收入水平解釋變量組織去人性化、人際關(guān)系情境中介變量耗竭、疏離感、職業(yè)倦怠結(jié)果變量離職傾向（作者整理）

第四章結(jié)果與討論4.1預(yù)測(cè)驗(yàn)結(jié)果4.1.1預(yù)測(cè)驗(yàn)被試樣本資料統(tǒng)計(jì)在正式問(wèn)卷調(diào)查之前首先需要進(jìn)行預(yù)測(cè)驗(yàn)，作為正式調(diào)查的前期準(zhǔn)備。在預(yù)測(cè)驗(yàn)實(shí)施中采用紙質(zhì)問(wèn)卷，發(fā)放200份問(wèn)卷，獲得173名有效樣本數(shù)據(jù)，被試各背景資料統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4-1。表4-1被試樣本資料統(tǒng)計(jì)變量類別人數(shù)比例性別男8348.0女9052.0年齡25歲及以下5028.926-35歲3520.236-45歲6034.746—55歲2212.756歲及以上63.5學(xué)歷?？萍耙韵?413.9本科3017.3碩士9353.8博士2615.0職稱無(wú)2715.6初級(jí)職稱3419.7中級(jí)職稱5732.9副高級(jí)職稱3520.2正高級(jí)職稱2011.6年收入5萬(wàn)及以下3319.16-9萬(wàn)元4425.410-12萬(wàn)元4626.612-15萬(wàn)2413.915萬(wàn)元以上2615.0教齡0-3年（不含3年）5129.53-6年（不含6年）3117.96-9年（不含9年）2313.39年及以上6839.34.1.2預(yù)測(cè)驗(yàn)信度分析對(duì)問(wèn)卷數(shù)據(jù)調(diào)查結(jié)果質(zhì)量的判斷通過(guò)信度與效度兩項(xiàng)參數(shù)進(jìn)行，其中信度又叫可靠性，是指問(wèn)卷結(jié)果的穩(wěn)定性程度，一般以科隆巴赫α系數(shù)作為信度檢驗(yàn)指標(biāo)，當(dāng)α高于0.9時(shí)，表明問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果穩(wěn)定性程度較高，當(dāng)α位于0.7至0.9之間時(shí)，信度結(jié)果可以接受。利用SPSS軟件計(jì)算量表整體及各維度信度值，結(jié)果如下，其中，量表整體信度達(dá)到0.948，各維度信度值同樣高于0.8，本次問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果穩(wěn)定性程度較好，可信度較高。表4-2量表信度統(tǒng)計(jì)題項(xiàng)信度總體信度組織去人性化60.9040.834人際關(guān)系情境30.923耗竭30.907疏離感30.827職業(yè)倦怠30.882離職傾向40.9294.1.3預(yù)測(cè)驗(yàn)探索性因素分析對(duì)預(yù)測(cè)驗(yàn)數(shù)據(jù)的效度分析可以采用探索性因素分析過(guò)程進(jìn)行，在探索性因素分析過(guò)程中，當(dāng)KMO值高于0.7，且巴特利特球形度檢驗(yàn)結(jié)果p<0.05時(shí)，可以認(rèn)為量表各題目存在公共因子，可以進(jìn)行因子提取。由表4-3可知，本次探索性因素分析KMO=0.833>0.7，且巴特利特球形度檢驗(yàn)結(jié)果顯著，因此可以進(jìn)行因子提取。表4-3KMO和巴特利特檢驗(yàn)KMO取樣適切性量數(shù)。0.833巴特利特球形度檢驗(yàn)近似卡方2727.026自由度231顯著性0.000方差解釋率指標(biāo)通常用來(lái)判斷可提取因子的數(shù)量以及各因子解釋水平，在表4-4中，合計(jì)共有6個(gè)因子的初始特征值高于1，可以提取出6個(gè)獨(dú)立的主成分因子。其中，第一因子解釋率為30.900%<40%，問(wèn)卷不存在嚴(yán)重的共同方法偏差，6個(gè)因子合計(jì)方差解釋率達(dá)到78.967%>70%，各因子具有較好的解釋度。表4-4總方差解釋成分初始特征值提取載荷平方和旋轉(zhuǎn)載荷平方和總計(jì)方差百分比累積%總計(jì)方差百分比累積%總計(jì)方差百分比累積%16.79830.90030.9006.79830.90030.9004.27919.44919.44923.55116.14047.0413.55116.14047.0413.33415.15234.60232.47611.25358.2932.47611.25358.2932.56311.65146.25242.0239.19667.4892.0239.19667.4892.46711.21457.46651.4406.54774.0371.4406.54774.0372.45811.17168.63761.0854.93078.9671.0854.93078.9672.27310.33078.9677.6192.81281.779提取方法：主成分分析法。旋轉(zhuǎn)后的因子各指標(biāo)載荷矩陣及共同度參數(shù)計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表4-5，為了便于觀察，表中刪除了載荷值低于0.5的數(shù)值。由表中結(jié)果可以較明顯的發(fā)現(xiàn)，各指標(biāo)與不同維度實(shí)際對(duì)應(yīng)結(jié)果與理論預(yù)期完全吻合，且共同度指標(biāo)均高于0.5，問(wèn)卷具有較好的聚合性與區(qū)分性，且不同因子維度對(duì)各指標(biāo)具有較好的代表性。表4-5旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣a成分共同度123456A10.6960.569A20.8460.748A30.8070.766A40.8590.772A50.7770.679A60.7450.624B10.8330.862B20.8560.895B30.8270.855M1_10.8630.811M1_20.8680.829M1_30.9330.905M2_10.7570.655M2_20.8630.801M2_30.8710.805M3_10.9000.833M3_20.9270.864M3_30.8680.758Y10.8390.851Y20.8750.849Y30.8630.806Y40.8430.836提取方法：主成分分析法。旋轉(zhuǎn)方法：凱撒正態(tài)化最大方差法。a.旋轉(zhuǎn)在7次迭代后已收斂。4.2正式測(cè)驗(yàn)被試樣本資料統(tǒng)計(jì)與變量正態(tài)性檢驗(yàn)本次問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果共獲得470名被試樣本數(shù)據(jù)，經(jīng)整理后共獲得有效被試樣本312名，樣本有效率達(dá)到66.38%，被試性別、年齡等背景資料變量頻數(shù)分布統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4-6。其中，男性被試160人，女性被試152人，男女比例接近1:1，年齡分布中36-45歲年齡段占比最高，其次為25歲及以下年齡段，碩士學(xué)歷被試占比超過(guò)一半，被試職稱分布中，中級(jí)職稱被試占比32.4%，其次為副高級(jí)職稱，年收入指標(biāo)分布較為均勻。其余變量統(tǒng)計(jì)結(jié)果詳見(jiàn)表中數(shù)據(jù)。表4-6被試樣本資料統(tǒng)計(jì)變量類別人數(shù)比例性別男16051.3女15248.7年齡25歲及以下8928.526-35歲6821.836-45歲10634.046—55歲3511.256歲及以上144.5學(xué)歷?？萍耙韵?213.5本科5617.9碩士17957.4博士3511.2職稱無(wú)5517.6初級(jí)職稱5016.0中級(jí)職稱10132.4副高級(jí)職稱7022.4正高級(jí)職稱3611.5年收入5萬(wàn)及以下6520.86-9萬(wàn)元7624.410-12萬(wàn)元7323.412-15萬(wàn)5116.315萬(wàn)元以上4715.1教齡0-3年（不含3年）9329.83-6年（不含6年）6219.96-9年（不含9年）3711.99年及以上12038.5由于KS檢驗(yàn)結(jié)果檢驗(yàn)功效比較低，而S-W檢驗(yàn)只適用于樣本量低于50的情況，Lillie檢驗(yàn)結(jié)果適合檢驗(yàn)樣本量高于2000時(shí)的情況（羅文海，張慶鳳，2018），因此對(duì)于本次問(wèn)卷調(diào)查各變量正態(tài)性檢驗(yàn)將通過(guò)計(jì)算偏度系數(shù)與峰度系數(shù)值進(jìn)行判斷（馬興華，張晉昕，2014）。在數(shù)據(jù)正態(tài)分布時(shí)，偏度系數(shù)、峰度系數(shù)均要接近于0。Kline（1998）提出當(dāng)偏度系數(shù)大于3，峰度系數(shù)大于8時(shí)，需要研究者注意；當(dāng)峰度系數(shù)大于20時(shí)，需要研究者密切注意。在計(jì)算結(jié)果中，各變量偏度與峰度系數(shù)絕對(duì)值均低于3，變量屬于正態(tài)分布。表4-7變量分布統(tǒng)計(jì)變量偏度峰度組織去人性化0.066-0.632人際關(guān)系情境0.6310.075耗竭0.430-0.185疏離感1.4152.427職業(yè)倦怠0.498-0.487離職傾向0.8960.1164.3問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果信度檢驗(yàn)利用SPSS軟件計(jì)算正式問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果量表整體及各維度信度值，結(jié)果如下，其中，量表整體信度達(dá)到0.921，各維度信度值同樣高于0.8，本次問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果穩(wěn)定性程度較好，可信度較高。表4-8量表信度統(tǒng)計(jì)題項(xiàng)信度總體信度組織去人性化60.8650.921人際關(guān)系情境30.908耗竭30.911疏離感30.833職業(yè)倦怠30.881離職傾向40.936在對(duì)量表中各題目指標(biāo)質(zhì)量的判斷中，通常以修正后的項(xiàng)與總計(jì)相關(guān)性及刪除項(xiàng)后的克隆巴赫α值作為參考標(biāo)準(zhǔn)，其中，當(dāng)樣本量超過(guò)300時(shí)，前者一般高于0.3，后者則要求不高于整體信度值。由表4-9中數(shù)據(jù)計(jì)算結(jié)果可知，本次問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果各題目指標(biāo)修正后的項(xiàng)與總計(jì)相關(guān)性均在0.3以上，而刪除項(xiàng)后的克隆巴赫α值與0.921差別不大，因此可以保留全部的指標(biāo)進(jìn)行下一步的分析。表4-9項(xiàng)總計(jì)統(tǒng)計(jì)刪除項(xiàng)后的標(biāo)度平均值刪除項(xiàng)后的標(biāo)度方差修正后的項(xiàng)與總計(jì)相關(guān)性刪除項(xiàng)后的克隆巴赫αA154.44213.2890.4480.920A254.32210.4230.5670.918A354.29210.4500.5520.918A454.12209.3100.5760.918A554.30210.2120.5520.918A653.86213.0050.4610.920B155.20206.9960.6610.916B255.24207.2830.6610.916B355.30208.6180.6280.917M1_155.07207.1080.6250.917M1_255.05209.4760.6010.917M1_354.88207.3460.6340.917M2_155.24217.1780.4090.921M2_255.83218.1710.3390.922M2_355.98219.3630.3410.922M3_155.21211.0510.4940.919M3_255.21211.7380.5200.919M3_354.65209.6680.5030.919Y155.21203.1340.7430.914Y255.42203.5750.6890.915Y355.16207.8650.6530.916Y455.05204.2000.7340.9144.4量表效度分析4.4.1探索性因素分析由表4-10可知，正式問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果探索性因素分析KMO=0.893>0.7，且巴特利特球形度檢驗(yàn)結(jié)果顯著，因此可以進(jìn)行因子提取。表4-10KMO和巴特利特檢驗(yàn)KMO取樣適切性量數(shù)。0.893巴特利特球形度檢驗(yàn)近似卡方4766.669自由度231顯著性0.000在表4-11中，合計(jì)共有6個(gè)因子的初始特征值高于1，可以提取出6個(gè)獨(dú)立的主成分因子。其中，第一因子解釋率為38.644%<40%，問(wèn)卷不存在嚴(yán)重的共同方法偏差，6個(gè)因子合計(jì)方差解釋率達(dá)到76.945%>70%，各因子具有較好的解釋度。表4-11總方差解釋成分初始特征值提取載荷平方和旋轉(zhuǎn)載荷平方和總計(jì)方差百分比累積%總計(jì)方差百分比累積%總計(jì)方差百分比累積%18.50238.64438.6448.50238.64438.6443.83117.41517.41522.41910.99749.6422.41910.99749.6423.26914.86032.27631.8678.48758.1291.8678.48758.1292.53111.50443.78041.6607.54665.6751.6607.54665.6752.50111.37055.15051.3586.17171.8461.3586.17171.8462.44311.10466.25461.1225.09976.9451.1225.09976.9452.35210.69276.9457.6783.08280.028提取方法：主成分分析法。旋轉(zhuǎn)后的因子各指標(biāo)載荷矩陣及共同度參數(shù)計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表4-12，各指標(biāo)與不同維度實(shí)際對(duì)應(yīng)結(jié)果與理論預(yù)期完全吻合，且除其中一個(gè)題目略低于0.5之外，其余指標(biāo)共同度指高于0.5，問(wèn)卷具有較好的聚合性與區(qū)分性，且不同因子維度對(duì)各指標(biāo)具有較好的代表性。表4-12旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣a成分共同度123456A10.7000.542A20.7900.697A30.7970.697A40.8180.728A50.7020.587A60.6070.475B10.8190.857B20.8580.903B30.7780.782M1_10.8080.832M1_20.8570.860M1_30.8370.879M2_10.7790.690M2_20.8790.809M2_30.8560.787M3_10.8600.811M3_20.8650.839M3_30.8380.786Y10.8040.849Y20.8500.869Y30.8360.816Y40.7940.832提取方法：主成分分析法。旋轉(zhuǎn)方法：凱撒正態(tài)化最大方差法。a.旋轉(zhuǎn)在7次迭代后已收斂。4.4.2驗(yàn)證性因素分析在已知問(wèn)卷結(jié)構(gòu)的前提下，效度分析通常采用驗(yàn)證性因素分析方法檢驗(yàn)量表的結(jié)構(gòu)效度、聚合效度以及區(qū)分效度等，其中結(jié)構(gòu)效度為模型擬合度，表示理論模型與實(shí)際模型的吻合程度，在表4-13中給出了結(jié)構(gòu)效度一般評(píng)價(jià)參數(shù)，由表中結(jié)果可知，本次驗(yàn)證性因素分析結(jié)果各項(xiàng)擬合參數(shù)均在合理范圍內(nèi)，模型適配性較好，結(jié)構(gòu)效度較高，模型示意圖見(jiàn)圖4-1。表4-13結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)結(jié)果擬合參數(shù)計(jì)算結(jié)果參考范圍RMSEA0.049<0.05：非常好<0.08：符合要求2336.052-df194-2/df1.732樣本量低于300時(shí)，一般要求小于3；樣本量高于300時(shí)，一般要求小于5CFI0.970>0.9，越大越好TLI0.964>0.9，越大越好IFI0.970>0.9，越大越好RFI0.918>0.9，越大越好NFI0.931>0.9，越大越好SRMR0.045樣本量低于300時(shí)，<0.05；樣本量高于300時(shí)，<0.08圖4-1驗(yàn)證性因素分析模型示意圖聚合效度分析通常利用模型各指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化載荷值、組合信度CR值以及平均方差提取量AVE等參數(shù)進(jìn)行判斷，在表4-14中，不同變量維度下各指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化載荷值均高于0.5，且CR值高于0.8、AVE高于0.5，因此可以認(rèn)為模型各維度聚合效度較高。表4-14聚合效度分析變量題目載荷值標(biāo)準(zhǔn)化載荷值S.E.tpCRAVE組織去人性化A11.0000.6320.8970.528A21.2050.7980.10611.353<0.001A31.2550.8130.10911.503<0.001A41.2740.8090.11111.466<0.001A51.0820.6920.10610.215<0.001A60.9100.5800.1038.846<0.001人際關(guān)系情境B11.0000.8960.9130.777B21.0400.9430.04224.697<0.001B30.8680.8000.04718.625<0.001耗竭M(jìn)1_11.0000.8650.9130.775M1_20.9320.8690.04719.940<0.001M1_31.0240.9070.04821.144<0.001疏離感M2_11.0000.6890.8370.635M2_21.3390.8530.10812.360<0.001M2_31.1820.8390.09612.329<0.001職業(yè)倦怠M3_11.0000.8490.8850.720M3_20.9710.8950.05318.239<0.001M3_30.9930.7980.06116.278<0.001離職傾向Y11.0000.9060.9360.787Y21.0570.9110.04225.280<0.001Y30.8620.8480.04021.458<0.001Y40.9430.8810.04023.390<0.001另外，可以通過(guò)比較各變量相關(guān)系數(shù)值以及AVE開(kāi)方值（表4-11中對(duì)角線位置數(shù)值）判斷模型區(qū)分效度指標(biāo)，當(dāng)各變量?jī)蓛芍g相關(guān)系數(shù)低于對(duì)應(yīng)變量的AVE開(kāi)方值時(shí)，表明各變量維度的聚合性高于變量之間相關(guān)性，即模型具有較好的區(qū)分效度，由表4-15可知，6個(gè)變量維度兩兩之間相關(guān)系數(shù)均小于對(duì)角線位置取值，因此模型區(qū)分效度較好。表4-15區(qū)分效度檢驗(yàn)均值標(biāo)準(zhǔn)差組織去人性化人際關(guān)系情境耗竭疏離感職業(yè)倦怠離職傾向AVE組織去人性化3.350.870.7270.528人際關(guān)系情境2.331.020.4840.8810.777耗竭2.571.050.5040.5460.8800.775疏離感1.890.840.1690.3770.1920.7970.635職業(yè)倦怠2.551.070.3030.3950.3740.2790.8490.720離職傾向2.361.070.5000.5680.5760.3580.4970.8870.7874.5結(jié)構(gòu)方程模型與假設(shè)檢驗(yàn)在信效度檢驗(yàn)結(jié)果的基礎(chǔ)上，通過(guò)建立如圖4-2所示結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)各假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證分析，其中，模型RMSEA=0.064<0.08，2/df=2.290<3，CFI=0.915>0.9，TLI=0.905>0.9，IFI=0.916>0.9，各擬合參數(shù)計(jì)算結(jié)果較好，模型擬合度可以接受。圖4-2結(jié)構(gòu)方程模型假設(shè)檢驗(yàn)具體分析各變量之間回歸影響關(guān)系，其中：（1）組織去人性化對(duì)耗竭的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)值為0.314，顯著性檢驗(yàn)結(jié)果p<0.001，即組織去人性化對(duì)耗竭存在顯著的正向回歸影響，原假設(shè)H1成立；（2）人際關(guān)系情境對(duì)耗竭的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)值為0.415，顯著性檢驗(yàn)結(jié)果p<0.001，即人際關(guān)系情境對(duì)耗竭存在顯著的正向回歸影響，原假設(shè)H2成立；（3）耗竭對(duì)職業(yè)倦怠的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)值為0.155，顯著性檢驗(yàn)結(jié)果p=0.009<0.01，即耗竭對(duì)職業(yè)倦怠存在顯著的正向回歸影響，原假設(shè)H3成立；（4）耗竭對(duì)疏離感的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)值為0.214，顯著性檢驗(yàn)結(jié)果p<0.001，即耗竭對(duì)疏離感存在顯著的正向回歸影響，原假設(shè)H4成立；（5）疏離感對(duì)職業(yè)倦怠的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)值為0.151，顯著性檢驗(yàn)結(jié)果p=0.014<0.05，即疏離感對(duì)職業(yè)倦怠存在顯著的正向回歸影響，原假設(shè)H5成立；（6）職業(yè)倦怠對(duì)離職傾向的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)值為0.283，顯著性檢驗(yàn)結(jié)果p<0.001，即職業(yè)倦怠對(duì)離職傾向存在顯著的正向回歸影響，原假設(shè)H6成立；（7）性別、年齡、職稱、年收入等變量對(duì)職業(yè)倦怠指標(biāo)的回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果低于0.05，同樣對(duì)其存在顯著的影響，而學(xué)歷、教齡回歸影響未達(dá)到顯著性水平，因此假設(shè)H7部分成立。其余變量之間回歸關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表中數(shù)據(jù)。表4-16回歸系數(shù)計(jì)算及檢驗(yàn)結(jié)果回歸路徑bβS.E.tp耗竭<組織去人性化0.4400.3140.0914.845<0.001耗竭<人際關(guān)系情境0.4200.4150.0626.826<0.001疏離感<耗竭0.1380.2140.0423.313<0.001職業(yè)倦怠<疏離感0.2170.1510.0892.4480.014職業(yè)倦怠<耗竭0.1430.1550.0552.6080.009離職傾向<耗竭0.4680.4630.0548.594<0.001離職傾向<疏離感0.2910.1860.0853.446<0.001離職傾向<職業(yè)倦怠0.3100.2830.0585.349<0.001職業(yè)倦怠<性別0.2870.1530.1032.7860.005職業(yè)倦怠<年齡0.1940.2270.0563.443<0.001職業(yè)倦怠<學(xué)歷0.1240.1100.0721.7340.083職業(yè)倦怠<職稱-0.093-0.1230.045-2.0460.041職業(yè)倦怠<年收入-0.089-0.1280.038-2.3290.020職業(yè)倦怠<教齡0.0500.0680.0461.0900.2764.6中介效應(yīng)檢驗(yàn)在上一節(jié)中除對(duì)H1至H6假設(shè)關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證之外，根據(jù)變量回歸關(guān)系可以推測(cè)模型中存在中介效應(yīng)，為了檢驗(yàn)中介效應(yīng)是否存在以及中介效應(yīng)的具體表現(xiàn)形式，采用bootstrap法抽樣2000次，對(duì)各回歸效應(yīng)量進(jìn)行分解并檢驗(yàn)，其中，耗竭對(duì)職業(yè)倦怠的回歸影響中，回歸總效應(yīng)量為0.187，直接效應(yīng)量為0.155，通過(guò)疏離感的中介效應(yīng)量達(dá)到0.032，且三類效應(yīng)量顯著性檢驗(yàn)結(jié)果p<0.05，95%置信區(qū)間不包含0，因此，可以判斷疏離感在耗竭和職業(yè)倦怠的回歸影響中起到了部分中介作用，假設(shè)H8成立。同理可知，耗竭對(duì)離職傾向、疏離感對(duì)離職傾向的回歸影響中，總效應(yīng)、直接效應(yīng)以及職業(yè)倦怠的中介效應(yīng)同樣成立，因此假設(shè)H9與H10得到驗(yàn)證。表4-17中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果影響關(guān)系效應(yīng)分解效應(yīng)量p95%下限95%上限耗竭→疏離感→職業(yè)倦怠總效應(yīng)0.1870.0050.0840.321直接效應(yīng)0.1550.0170.0600.287疏離感中介效應(yīng)0.0320.0170.0060.079耗竭→職業(yè)倦怠→離職傾向總效應(yīng)0.5560.0090.4540.643直接效應(yīng)0.4630.0120.3450.560職業(yè)倦怠中介效應(yīng)0.0930.0040.0480.159疏離感→職業(yè)倦怠→離職傾向總效應(yīng)0.2280.0060.1340.326直接效應(yīng)0.1860.0070.0990.268職業(yè)倦怠中介效應(yīng)0.0430.0110.0130.0844.7檢驗(yàn)結(jié)果經(jīng)過(guò)以上分析可知，本次問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果信度符合分析要求，量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度、聚合效度、區(qū)分效度，通過(guò)結(jié)構(gòu)方程模型假設(shè)檢驗(yàn)與中介效應(yīng)分析后，各假設(shè)驗(yàn)證情況見(jiàn)表4-18。表4-18假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果匯總編號(hào)原假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果H1組織去個(gè)性化正向影響耗竭。成立H2個(gè)體去個(gè)性化正向影響耗竭。成立H3耗竭正向影響職業(yè)倦怠。成立H4耗竭正向影響疏離感。成立H5疏離感正向影響職業(yè)倦怠。成立H6職業(yè)倦怠正向影響離職傾向。成立H7職業(yè)倦怠在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)因素差異顯著。部分成立H8疏離感在耗竭和職業(yè)倦怠中有中介作用。成立H9職業(yè)倦怠在耗竭和離職傾向中有中介作用。成立H10職業(yè)倦怠在疏離感和離職傾向中有中介作用。成立

第五章總結(jié)5.1研究結(jié)論本文對(duì)收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，組織中必要的辦公設(shè)備、公平合理的分配制度、民主化的管理、行政人員對(duì)教學(xué)的支持、以及對(duì)教師的職業(yè)規(guī)劃予以指導(dǎo)等對(duì)民辦高校教職工的職業(yè)倦怠具有一定的影響。借助模型及分析工具分析了組織去人性化、人際關(guān)系情境、疏離感、耗竭、職業(yè)倦怠及離職傾向幾個(gè)因素間的關(guān)系，從而可以借助本研究為降低民辦高校教師的職業(yè)倦怠水平，降低教師離職率提供參考。中介變量耗竭、疏離感、職業(yè)倦怠在本研究中各自路徑上均起到了一定的作用。5.2理論意義與實(shí)踐意義5.2.1理論意義通過(guò)對(duì)前人成熟量表的整理，基于Moore的職業(yè)倦怠結(jié)果歸因模型，引入組織去人性化維度，豐富了原理論的框架，為后續(xù)研究提供了一個(gè)新的研究思路。通過(guò)驗(yàn)證證明耗竭對(duì)職業(yè)倦怠有正向影響作用，疏離感對(duì)職業(yè)倦怠有正向影響作用，職業(yè)倦怠對(duì)離職傾向有正向影響作用。在統(tǒng)計(jì)分析中，對(duì)之前學(xué)者的觀點(diǎn)及文獻(xiàn)發(fā)揮了理論的支持作用，同時(shí)增加了疏離感、耗竭通過(guò)職業(yè)倦怠對(duì)傾向具有顯著性影響的分析，為后人的研究提供一定的理論參考價(jià)值。5.2.2實(shí)踐意義為民辦高校教師職業(yè)倦怠問(wèn)題的改善提供了改進(jìn)的方向，根據(jù)本文研究表明，在國(guó)家大力發(fā)展民辦教育的背景下，穩(wěn)定教師隊(duì)伍，提升教學(xué)質(zhì)量，可以根據(jù)職業(yè)倦怠的影響因素調(diào)整高校的管理策略，為提升教師在校滿意度，提升學(xué)生在校體驗(yàn)感，提供建議及措施，促使民辦高校形成自己的辦學(xué)特色，本研究具有一定的實(shí)際意義。5.3建議民辦高校作為現(xiàn)代教學(xué)辦學(xué)機(jī)構(gòu)的一個(gè)重要主體，特別是在“十四五規(guī)劃”開(kāi)局之時(shí)，多項(xiàng)密集法律法規(guī)的密集出臺(tái)，公眾對(duì)于優(yōu)質(zhì)均衡教育的期盼，對(duì)民辦高校的發(fā)展和管理都提出了更高的要求。民辦高校要想長(zhǎng)期穩(wěn)定的發(fā)展，教師隊(duì)伍的穩(wěn)定、教學(xué)質(zhì)量體系的完善都是行之有效的手段，通過(guò)本文的分析，提出如下建議：幫助教師充分的認(rèn)識(shí)自我學(xué)校在內(nèi)部管理過(guò)程之中，結(jié)合本校實(shí)際，多措并舉幫助教師了解自己的個(gè)性、能力，通過(guò)科學(xué)的評(píng)估方法，實(shí)現(xiàn)教師的客觀的自我定位和職業(yè)定位，為教師在教育行業(yè)的長(zhǎng)期發(fā)展提供基礎(chǔ)。為教師的職業(yè)生涯發(fā)展提供通道學(xué)校應(yīng)設(shè)置合理的職業(yè)發(fā)展通道，同時(shí)幫助教師制定并實(shí)施合適的自我開(kāi)發(fā)計(jì)劃，以滿足教師的職業(yè)發(fā)展愿望和目標(biāo)，特別是對(duì)于留住教學(xué)能力強(qiáng)和具有管理潛能的教師來(lái)說(shuō)，尤為重要。建立健全公平、合理的分配制度學(xué)校在制定管理決策過(guò)程中，應(yīng)本著公平、合理的原則制定各類政策，特別是在制定分配制度時(shí)，具有對(duì)內(nèi)、對(duì)外保證一定競(jìng)爭(zhēng)性的前提下保證校內(nèi)各崗位間的經(jīng)濟(jì)地位、角色地位的有助于教師公正客觀的評(píng)價(jià)自我的價(jià)值，投入更多的個(gè)人資源以提高個(gè)人的教學(xué)水平和能力。為教育教學(xué)工作提供必要的軟硬件民辦高校因其辦學(xué)經(jīng)費(fèi)來(lái)源問(wèn)題，多會(huì)采用節(jié)省開(kāi)支的方式增加自己的辦學(xué)結(jié)余，保證辦學(xué)出資人的利益，為教師提供教學(xué)過(guò)程中必要的軟硬件支持，如增加培訓(xùn)交流的機(jī)會(huì)、舒適的辦公環(huán)境、必須的辦公設(shè)備等，將有助于解決教師的后顧之憂，改善教師的心理感受，提升教師在校體驗(yàn)感和滿意度。支持營(yíng)造科學(xué)民主的工作氛圍高校作為高知、高能人群聚集的場(chǎng)所，營(yíng)造良好的工作氛圍，創(chuàng)建學(xué)習(xí)型組織，使教師有意愿參與到學(xué)校的管理中，為學(xué)校的長(zhǎng)期發(fā)展提供智力支持，為提升學(xué)校的辦學(xué)質(zhì)量提供保障。5.4論文存在問(wèn)題與展望由于受到研究者經(jīng)驗(yàn)及時(shí)間精力的影響，存在一定的問(wèn)題待日后改善，本研究主要采用問(wèn)卷調(diào)查的方法獲得研究對(duì)象的職業(yè)倦怠的情況，在一定程度上可能