中小學教師情緒勞動、師生關係與工作投入的縱向作用機制

2024年05月21日00:25:04 教育 1120

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中小學教師情緒勞動、師生關係與工作投入的縱向作用機制

——基於變數中心和個體中心的視角

胡瑩瑩 楊一鳴 張翠平 王文靜

摘要:基於變數中心和個體中心的雙重視角,探討中小學教師情緒勞動對工作投入的影響,以及師生關係的中介作用。採用情緒勞動問卷、師生關係問卷和工作投入量表對829名中小學教師進行為期六個月的短期追蹤問卷調查,結果發現:(1)T1表層行為顯著負向預測T2工作投入,T1深層行為和自然行為則無法顯著預測T2工作投入,T1師生關係在T1表層行為與T2工作投入之間具有部分中介作用,而在T1深層行為、自然行為與T2工作投入之間具有完全中介作用;(2)潛在剖面分析識別出4類不同的教師情緒勞動剖面,即自然展現組、低展現組、中等展現組和高展現組,其中自然展現組師生關係品質最佳,工作投入水平最高,並且各亞組分布受教師性別、是否班主任以及發展階段等因素影響;(3)以自然展現組為參照組,T1師生關係在低展現組、中等展現組與T2工作投入之間分別具有完全中介和部分中介作用。研究結論為改善教師情緒勞動和提升教師工作投入的教育實踐提供了理論依據,為助力教育的情感轉向和教師隊伍建設提供了新視角。

關鍵詞:情緒勞動;工作投入;師生關係;中小學教師;潛在剖面分析

一、問題提出

中小學教師高質量的工作投入是保障基礎教育質量的重要前提。工作投入屬於一種情感性的工作狀態,表現為活力、奉獻和專註等。[1]2018年中共中央國務院關於全面深化新時代教師隊伍建設改革的意見》明確指出,「要優先保障教師工作投入」,「關心教師身心健康,克服職業倦怠,激發工作熱情」。[2]高水平的工作投入不僅能使教師的工作更加富有成效,提升其心理韌性[3]和幸福感[4],而且會進一步影響學生的學業成就[5]和社會行為表現[6]。因此保障教師持續、有效的工作投入對促進教師與學生身心健康和提升教育質量具有重要意義。  

隨著社會科學與人文科學「情感轉向」的出現,情緒勞動作為與腦力勞動和體力勞動並列的第三種勞動形態,其價值在教師職業領域中越來越被關注。情緒勞動不僅是教師的個體勞動,更是與學生進行人際互動的產物,人際互動關係在情緒勞動發揮效應的過程中發揮著重要的作用。師生關係是學校中教師與學生之間以情感、認知和行為交往為主要表現形式的心理關係,[7]是教師在學校環境中最為重要的人際關係,影響著教師的工作體驗[8]。因此,本研究希望聚焦於人際互動角度,探討師生關係在教師情緒勞動與工作投入之間的作用機制。

由於中小學教師的服務對象多為未成年人,正處於人格養成和發展的重要時期,教師的言行舉止會對其產生重要影響,[9]這也使得中小學教師在教育教學活動中要時時接受教育環境中各主體的隱性監督,不能表現出與職業不符的情緒,[10]尤其在「雙減」政策背景下,中小學教師作為高情緒勞動者面臨諸多情緒壓力和挑戰。但在研究方法上,已有變數中心的研究多以總體均值估計教師情緒勞動水平,研究結論反映了總體平均水平,而非個體的異質性。實際上,個體中心視角的研究發現情緒勞動在教師群體內部存在不同層面的個體差異,因而其工作表現也有所不同。鑒於此,本研究將以中小學教師為研究對象,結合變數中心和個體中心雙重視角,全面探討師生關係在教師情緒勞動與工作投入之間的作用機制,以豐富教師情緒勞動研究框架,拓展教師工作投入提升路徑。

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二、文獻回顧與假設

教師情緒勞動是指教師根據職業規範和要求,努力抑制、引發或管理自身情緒感受和表達行為的過程,具有表層行為、深層行為和自然行為三維結構。[11]表層行為是指個體通過偽裝等方式改變外在的表情、語言和行為,扮演出虛假的情緒以達到組織期望的情緒表達,但內心的感受並沒有發生變化;深層行為是指個體通過注意分配、認知策略改變等方式發自內心的對情緒進行調節,使得內在情緒感受與外在情緒表達一致;自然行為則是指個體按照自己內心真實的情緒進行表現,不需要刻意地偽裝或改變。[12-13]  

資源保存理論(COR)為理解情緒勞動對教師工作投入的潛在影響提供了理論基礎。該理論認為人們會努力獲取、保留、培育和保護自身資源,當失去資源或是資源受到威脅時,必須要得到及時補充,否則個體就會採取措施以避免產生資源耗竭,[14]常用措施包括主動獲取資源的補充或被動避免資源的損耗[15]。面對不同學生、在不同的教育情境中教師採取情緒勞動需要付出努力、消耗資源,進而教師便可能會通過降低工作投入以減少資源消耗,不同情緒勞動方式消耗資源的程度不同,進而對工作投入的影響也不同。如關於我國教師的研究發現,深層行為和自然行為能夠顯著正向預測教師工作投入,表層行為的預測作用則不顯著。[16]但也有研究發現,表層、深層和自然行為均能夠顯著正向預測中小學教師工作投入。[17]關於國外中小學教師的研究則發現,表層行為顯著負向預測教師工作投入。[18]總之,研究者已經意識到情緒勞動對於教師工作投入的重要作用,但已有橫斷研究的結果並不明確。因此本研究希望通過縱向數據來進一步明確與驗證其影響結果。總結已有研究結果可以發現,表層行為過程中資源消耗最多,深層行為過程中資源消耗較少,並且教師有可能會獲得資源補償,而自然行為則不會額外消耗資源。[19-20]基於此,本研究提出假設1:表層行為顯著負向預測教師工作投入,深層和自然行為顯著正向預測教師工作投入。

鑒於在高強度情緒勞動職業中人際互動的重要性,研究者提出了人際互動的情緒勞動作用機制模型,[21]強調情緒勞動不僅影響勞動者自身,還會影響與情緒勞動對象的關係。在學校教育情境中,教師主要的情緒勞動對象是學生,教師會在不同情境下面對學生表達出「特定」情緒,有時需要「刀子嘴豆腐心」,有時需要「強壓怒火」,以達到教育學生的目的。已有研究也證實教師情緒勞動會影響師生關係品質,[22]其中表層行為顯著負向預測師生關係,深層行為則顯著正向預測師生關係,[23]但是自然行為對師生關係的影響還未有研究進行探討。雖然目前還沒有研究直接探討教師情緒勞動、師生關係與工作投入之間的關係,但是研究者指出擁有較好社會情感能力的教師能夠更好地感知到外部環境中的支持並積極構建良好的師生關係,進而促進教師幸福感的提升。[8]資源保存理論也指出,資源的損耗時常發生在個體與情景的互動過程中,當情緒資源的消耗和補充維持在一個可接受的平衡狀態時,個體才能夠與情景形成良好的互動模式,進而影響其工作態度和工作行為。[24]良好的師生關係於教師而言便是重要的可利用資源,不僅是教師有效教學的前提,還是教師工作的動力來源,能有效保障教師工作投入和熱情。[25]據此提出假設2:師生關係在表層、深層、自然行為與教師工作投入之間起穩定的中介作用。

上述教師情緒勞動研究主要從變數中心的視角展開,忽略了個體之間的異質性。事實上,表層、深層和自然行為之間並不是截然對立的,個體在工作中可能會同時採用多種形式的情緒勞動,[26]關注其混合作用帶來的結果,才更能反映個體的真實情緒勞動狀況。研究者嘗試從個體中心視角出發,採用潛在剖面分析方法探討教師情緒勞動潛在類別對教師工作情緒、動機和幸福感等方面的影響。如有研究者基於我國杭州地區的262名全職教師(未指明教師任教的學段),將其情緒勞動區分為積極行動型、規則遵守型和情緒一致型3類,並且3類教師的職業幸福感水平具有顯著差異。[27]還有研究者基於我國台灣地區的970名中學教師,將其情緒勞動區分為低質型、高量型、低量型和高質型4類,且4類教師的工作情緒、工作滿意度和職業倦怠水平也存在顯著差異。[28]此外有研究者將2002名克羅埃西亞中小學教師情緒勞動區分為6類,且6類教師的積極情感、動機和職業幸福感水平也存在顯著差異。[18]我們發現,上述研究中的教師情緒勞動分類並不一致,這可能與研究工具、研究對象文化背景和人口學特徵的不同有關。已有元分析也指出,性別、年齡、職位、工作年限和工作經驗等特徵會影響個體的情緒勞動方式。[29]但相關人口學特徵是否會影響教師情緒勞動類別分布,還有待進一步探究。鑒於相關的支持性文獻還比較罕見,本研究將採用個體中心的思路在探討我國中小學教師情緒勞動方式究竟如何組合的基礎上探索性地研究性別以及是否擔任班主任、教師發展階段這兩個教師職業獨特變數對不同類別分布的預測作用。由此,本研究提出假設3:我國中小學教師情緒勞動存在不同的潛在類別且不同人口學因素(性別、是否擔任班主任和教師發展階段)對其類別分布存在預測作用。最後,結合變數中心與個體中心視角探索性地提出假設4:不同教師情緒勞動剖面在師生關係、工作投入上存在差異,且師生關係在情緒勞動剖面與教師工作投入之間起中介作用。

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三、研究方法

(一)研究對象

採用整群隨機抽樣方法,在我國東中西部的六個省(直轄市)中,選取14所中小學校的教師進行短期追蹤問卷調查。通過線上平台發放問卷鏈接,於2022年3月進行第一次施測,有效被試共1050人,間隔6個月後進行追蹤,有效被試為829人,樣本流失率約為21%。樣本流失的主要原因在於教師出差、請假或工作繁忙未按時自願完成問卷調查等。有效樣本中男教師206人(24.8%),女教師623人(75.2%);班主任教師332人(40%);按照連榕的「新手—熟手—專家」的教師發展階段劃分標準,[30]根據教齡和職稱對829名教師進行劃分,最終得到新手教師368人(44.4%),熟手教師314人(37.9%),專家教師147人(17.7%)。對流失樣本和追蹤樣本的分析表明兩組被試在以上人口學變數及表層行為、深層行為、自然行為、師生關係和工作投入等關鍵變數上無顯著差異(|t|<3.39,p>0.05)。

(二)研究工具

1.情緒勞動問卷  

採用尹弘飈[11]編製的教師情緒勞動問卷,共13個題目,分為表層行為、深層行為和自然行為三個維度。採用李克特五點計分,得分越高代表教師採用該種情緒勞動方式越頻繁。本研究中該問卷的Cronbach』s α係數為0.90。驗證性因素分析表明問卷的結構效度達到可接受水平(χ2/df=7.82,RMSEA=0.08,SRMR=0.07,CFI=0.97,TLI=0.96)。

2.師生關係問卷  

採用王耘等人[7]修訂的Pianta師生關係問卷,本研究僅採用原始問卷中的師生親密關係維度,共11個題項,採用李克特五點計分,分數越高代表師生關係品質越好。本研究該問卷的Cronbach』s α係數為0.83。驗證性因素分析表明問卷的結構效度達到可接受水平(χ2/df=6.56,RMSEA=0.08,SRMR=0.04,CFI=0.94,TLI=0.92)。

3.工作投入量表

採用張軼文和甘怡群[31]修編的工作投入量表,共17個題目,包含活力、奉獻和專註三個維度。採用李克特五點計分,分數越高代表教師工作投入越高。本研究中該量表在2個時間點的Cronbach』s α係數分別為0.96和0.97。驗證性因素分析表明量表的結構效度達到可接受水平(T1:χ2/df=7.18,RMSEA=0.08,CFI=0.92,TLI=0.91,SRMR=0.05;T2:χ2/df=7.05,RMSEA=0.07,CFI=0.94,TLI=0.93,SRMR=0.04)。

(三)數據分析

採用SPSS25.0進行描述性統計、相關分析、差異檢驗和多項式Logistic回歸分析等,運用Mplus8.3進行驗證性因素分析、潛在剖面分析以及中介效應檢驗。

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四、研究結果

(一)共同方法偏差檢驗

採用教師自我報告的數據可能會產生共同方法偏差,因此採用Harman單因素檢驗法進行共同方法偏差檢驗。結果表明,特徵根大於1的因子有7個,第一因子的變異解釋率為13.43%,小於40%的臨界標準,[32]表明本研究不存在明顯的共同方法偏差問題。

(二)各變數描述統計與相關分析

各變數的均值、標準差相關係數見表1。除T1深層行為與T1工作投入之間的相關不顯著外,三類教師情緒勞動方式、師生關係和工作投入兩兩之間均存在顯著相關。其中,表層、深層行為與工作投入呈顯著負相關,自然行為與工作投入呈顯著正相關;表層行為與師生關係呈顯著負相關,深層、自然行為與師生關係呈顯著正相關。


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(三)基於變數中心視角的分析

為考察同一時間點上師生關係在三類教師情緒勞動方式與工作投入之間的即時中介作用,首先構建教師T1時的表層、深層和自然行為通過師生關係影響T1工作投入的中介效應模型,模型擬合良好(χ2/df=3.88,CFI=0.99,TLI=0.98,RMSEA=0.06,SRMR=0.02),結果見圖1。採用偏差校正的Bootstrap法進行中介效應檢驗,發現T1師生關係在T1表層行為、自然行為與T1工作投入之間起部分中介作用(95%CI[-0.11,-0.02],p<0.01;95%CI[0.09,0.18],p<0.001),在T1深層行為與T1工作投入之間起完全中介作用(95%CI[0.03,0.11],p<0.01)。


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在即時中介的基礎上,進一步構建教師T1的表層、深層和自然行為通過師生關係影響T2工作投入的中介效應模型。模型擬合良好(χ2/df=3.87,CFI=0.98,TLI=0.97,RMSEA=0.06,SRMR=0.02),結果見圖1。採用偏差校正的Bootstrap法進行中介效應檢驗,發現T1師生關係在T1表層行為與T2工作投入之間起部分中介作用(95%CI[-0.05,-0.01],p<0.01),在T1深層行為、自然行為與T2工作投入之間起完全中介作用(95%CI[0.02,0.05],p<0.01;95%CI[0.04,0.09],p<0.001)。由此,研究假設1得到部分驗證,研究假設2得到驗證。

(四)基於個體中心視角的分析

1.教師情緒勞動的潛在剖面

以情緒勞動三維度得分為指標,分別將教師情緒勞動類型依次設置為1類、2類、3類、4類和5類進行潛在剖面分析的擬合估計,模型擬合結果見表2。其中信息指標(AIC、BIC、ABIC)越小表示模型擬合得越好;分類指標(Entropy)值一般要求在0.8以上,並且越接近1,表明模型擬合程度越高;似然比檢驗指標(LMRT和BLRT)的p值則要達到顯著水平。綜合考慮上述因素,結合Entropy值最優以及模型簡化的原則,最終確定4類別為最優潛在剖面分析模型,各類別人數佔比分別為29.19%、8.32%、53.92%和8.56%。


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根據4類別在教師情緒勞動三個維度上均分的標準分進行命名(見圖2)。第一類教師在自然行為上的得分最高,表層行為得分最低,表明該類教師在工作中較多進行自然真實的情緒表達,將其命名為自然展現組(242人,佔比29.19%);第二類教師在表層、深層和自然行為上得分均為最低,表明該類教師在工作中較少進行情緒勞動,將其命名為低展現組(69人,佔比8.32%);第三類教師在情緒勞動三維度上的得分最為接近均值,表明該類教師在工作中情緒勞動強度較為適中,將其命名為中等展現組(447人,佔比53.92%);第四類教師的表層和深層行為得分為四類最高,自然行為得分也相對較高,表明該類教師在工作中情緒勞動強度較高,將其命名為高展現組(71人,佔比8.56%)。


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2.人口學變數對教師情緒勞動亞組的影響

以教師情緒勞動的4個潛在類別為因變數,以性別、是否班主任以及教師發展階段為自變數進行多項式Logistic回歸,根據OR(odds ration)值判斷不同自變數對教師情緒勞動潛在類別的影響。由於自然展現組教師的自然行為得分最高表現最優,故將其設置為對照組,分別將低展現、中等展現和高展現組與其進行比較,根據OR值(見表3)可知,性別、是否班主任以及教師發展階段對情緒勞動類別分布都有一定影響。具體而言,與女教師相比,男教師更傾向歸屬於高展現組;與非班主任教師相比,班主任教師更傾向歸屬於中等展現和高展現組;與專家教師相比,新手教師更傾向歸屬於高展現組。由此,研究假設3得到驗證。


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3.師生關係、工作投入的組別差異

採用單因素方差分析探究上述教師情緒勞動潛在類別在師生關係、工作投入上的差異。方差分析結果表明,上述四個剖面在師生關係、工作投入上存在顯著差異(見表4)。事後檢驗發現,自然展現和高展現組教師的師生關係得分較高,中等展現組師生關係得分居中,低展現組師生關係得分最低;自然展現和低展現組教師的工作投入得分較高,中等展現和高展現組教師的工作投入得分較低。


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4.師生關係在情緒勞動剖面與工作投入之間的中介作用

為檢驗師生關係在情緒勞動剖面與工作投入之間的中介作用,以情緒勞動亞組為自變數,T1師生關係為中介變數,T1/T2工作投入為因變數進行中介效應檢驗。同樣以自然展現組為參照組,首先對T1師生關係在情緒勞動剖面與T1工作投入之間的即時中介作用進行檢驗(結果見圖3),發現中介模型擬合良好(χ2/df=4.63,CFI=0.99,TLI=0.97,RMSEA=0.07,SRMR=0.02)。其次對T1師生關係在情緒勞動剖面與T2工作投入之間的縱向中介作用進行檢驗(結果見圖3),發現該模型擬合良好(χ2/df=4.38,CFI=0.99,TLI=0.97,RMSEA=0.06,SRMR=0.02)。由於即時中介和縱向中介結果較為一致,下面以縱向中介檢驗結果為例展開具體說明:除高展現vs.自然展現組在師生關係上不存在顯著差異外(β=0.06,p>0.05),其餘兩條路徑均顯著(β=-0.17,p<0.01;β=-0.23,p<0.001);T1師生關係在低展現vs.自然展現、中等展現vs.自然展現與T2工作投入之間分別存在顯著的完全中介(95%CI[-0.25,-0.07],p<0.01)和部分中介作用(95%CI[-0.15,-0.08],p<0.001)。即與自然展現組教師相比,低展現和中等展現兩組教師體驗到相對較差的師生關係,進而展現出較低水平的工作投入。由此,研究假設4得到部分驗證。


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五、討論

(一)以變數為中心的視角

變數中心的分析發現,師生關係在教師情緒勞動與工作投入之間存在穩定的中介作用,但是在不同情緒勞動方式與工作投入之間其中介作用效果不同。首先,在兩個時間點上表層行為均能顯著負向預測教師工作投入,其對工作投入的直接預測作用最為消極也最為穩定,且師生關係在二者之間發揮穩定的中介作用。基於資源保存理論,教師進行情緒勞動時需要消耗一定的心理資源,當教師心理資源的內在平衡被打破且無法得到有效彌補時,其情緒勞動的負性效應就會產生。[33]表層行為過程中教師始終處於「表裡不一」的狀態,一方面這會導致個體過多的資源損耗,教師可能會降低工作投入以留存自身資源;另一方面會引發自我不真實感並導致情緒失調,長期高頻的師生交往使得學生更易於察覺到教師的偽裝情緒進而降低對教師的信任感,難以形成良好的師生關係,導致教師成就感缺失,[34]進而喪失工作熱情。

其次,在兩個時間點上深層行為均不能直接預測教師工作投入,且師生關係在二者之間發揮穩定的完全中介作用。深層行為的作用結果究竟如何目前研究仍未有定論,但或許正是因為深層行為過程中同時存在資源的消耗與補償,所以其消極和積極作用的相互抵消導致整體的零效應。[35]深層行為過程中教師主動調節內心感受以達到「表裡如一」,一方面,教師努力投入和展示積極情緒會消耗個體資源;另一方面教師給學生帶來真實感受和積極體驗有利於形成良好的師生關係,教師可能會獲得心理資源的補償,從而有效保證其工作熱情和投入。本研究結果說明,深層行為對教師工作投入的積極影響需要通過師生關係的中介作用才能得以顯現。

最後,研究發現師生關係在自然行為與T1工作投入之間起部分中介作用,而在自然行為與T2工作投入之間起完全中介作用。採用自然行為的教師已經將組織要求的情緒狀態和師生交往規則內化,不僅能夠自然而然地表達出適宜的情緒,還能夠在與學生交往的過程中更加感同身受,進而能體驗到更多職業樂趣和親密關係,也更願意在工作上投入更多的時間和精力。但是這也要求教師具有較高的情緒管理能力,如果教師在控制情緒方面能力是欠缺的,那麼他們自然表達的情緒可能不一定是學校要求的適宜情緒,其自然行為得分便不能真正反映教師情緒是穩定積極的,[36]故而自然行為對教師工作投入的直接預測作用並不穩定。

(二)以個體為中心的視角

1.中小學教師情緒勞動剖面的確定

研究結果表明,中小學教師情緒勞動可區分為自然展現、低展現、中等展現和高展現4類亞組,這說明中小學教師不是一個同質的群體,其內部存在個體差異。首先從情緒勞動的量來看,低展現組教師表現出最低水平的表層、深層和自然行為,是情緒勞動強度最低的類型,中等展現組教師情緒勞動強度較為適中,而高展現組則表現出最高水平的表層和深層行為,情緒勞動強度最高。其次從情緒勞動的質來看,自然展現組教師表現出最高水平的自然行為,較低水平的表層和深層行為,是最為積極的類型;而高展現組教師表現出遠高於其他類型教師的表層行為,是資源消耗較多、最易導致情緒失調的類型。這一結果與張映芬[28]以質、量角度區分出的高量型、低量型、高質型和低質型4類情緒勞動組合較為一致。

除此之外,表層和自然行為的組合在本研究及已有研究中均未出現,其一,這表明本研究所識別的潛在類別是有意義的,而不僅僅是三種情緒勞動方式的隨機組合;其二,這與以往研究中發現二者之間呈顯著負相關的結果一致;[13]其三,說明教師情緒勞動是一個漸進的過程,表層行為標誌著掌握情緒勞動的開始階段,而自然行為標誌著最後階段[27],應該成為教師情緒勞動的基調和主旋律。

2.人口學變數對教師情緒勞動亞組分布的預測作用

在性別效應上,相比於自然展現組,男教師在高展現組的佔比顯著高於女教師。這說明男教師在進行情緒勞動時較易出現高量低質的現象。一方面,或許是對男性的社會化要求使得人們認為不善於表露情緒的男性是足夠理性和堅強的,因而在生活和工作中男性較少關注情緒表達;[37]另一方面,積極展示規則與女性的社會規範更為一致,女性比男性更容易把握情緒線索,易於將適當的情緒反饋給他人,而男性在不善表現情緒的同時對情緒線索的感知與把握也較弱[38]。所以男教師在工作中較少自如地進行自然情緒表達。

在班主任效應上,相比於自然展現組,班主任教師在中等展現和高展現組的佔比顯著高於非班主任教師。這說明班主任教師的情緒勞動強度更高,表層和深層行為更多,而自然行為較少。班主任在現實的教育生活中,不僅要處理好繁雜的班級事務,還要與不同學生和家長進行長時間、高頻率以及多樣化的互動。互動對象越多越複雜,班主任需要表現的情緒種類就越多,調整情緒付出的努力也越大。[39]

在發展階段上,相比於自然展現組,新手教師在高展現組的佔比顯著高於專家教師。這說明新手教師的表層和深層行為高於專家教師,自然行為則較低。教師情緒勞動不僅體現出教師的情緒調控能力,也反映出教師的教學專業水平。[40]作為新手教師,教學經驗和情緒管理技巧相對缺乏,不僅需要儘快完成身份轉型,還要應對各類學生問題,面臨身心挑戰,因而情緒波動或焦慮甚為常見。[41]所以新手教師需要付出更多的努力來感受和表達出適合的情緒。相比之下,專家教師教學經驗最為豐富,在工作中不僅能夠正確感知組織要求的情緒,而且能夠自如地控制情緒表達。

3.師生關係在不同情緒勞動剖面與工作投入之間的中介作用

與上述變數中心結果一致,個體中心的結果發現,自然展現組教師的師生關係品質最佳,工作投入水平最高;而中等展現和高展現組教師工作投入水平較低。自然展現組教師注重情緒的自然流露,有助於與學生快速建立親密關係,其自然行為最多而表層行為最少,不會過多損耗自身資源,因而工作投入水平更高。反之,中等展現和高展現組教師的表層行為相對居多,尤其是高展現組,其高負荷的情緒工作很可能會導致教師喪失工作熱情。[42]儘管中等展現組教師的自然和深層行為得分較高,可抵消一部分表層行為所帶來的情緒失調與衝突,但只有當自然和深層行為占絕對優勢時(如自然展現組),這種積極影響才足以抵消表層行為可能產生的消極影響。[43]此外,研究還發現低展現組教師的師生關係品質較差但工作投入水平較高,這可能是由於此類教師未能積極採取情緒調節策略以符合情緒展示規則,因而難以形成良好的師生關係,[44]但其資源消耗也較低,因而教師不必為了避免資源消耗而降低工作投入。

其次中介效應檢驗結果表明,與自然展現組教師相比,低展現和中等展現兩組教師體驗到相對較差的師生關係,進而展現出較低水平的工作投入。但因為高展現與自然展現組教師的師生關係得分無顯著差異,導致高展現vs.自然展現對師生關係的預測作用不顯著,所以師生關係在高展現vs.自然展現與工作投入之間的中介作用不顯著。同樣的,師生關係在低展現vs.自然展現與工作投入之間起完全中介作用,也是因為兩組教師的工作投入得分無顯著差異,所以對教師工作投入的直接預測路徑不顯著。綜上,基於個體中心視角所得結果印證了變數中心結果,同時為了解不同情緒勞動亞組教師的工作體驗提供了重要信息。

(三)研究不足與展望

第一,本研究未深入探討不同教師情緒勞動潛在類別的穩定性,未來研究可基於多個時間點的追蹤調查考察類別的潛在轉化過程及其與師生關係、工作投入的動態關聯。第二,未來研究可以豐富被試類型,探討不同文化、地域和職業背景下個體的情緒勞動剖面及作用效果異同,增加研究結果的對比性和推廣性。第三,本研究僅收集了教師的自我報告,未來研究可以納入學生的自我報告,結合教師與學生的雙重角度更為深入地探究教師情緒勞動、師生關係與工作投入之間的聯繫。

中小學教師情緒勞動、師生關係與工作投入的縱向作用機制 - 天天要聞

六、結論與啟示

本研究得到如下結論。第一,從變數中心的視角探究三種情緒勞動方式對教師工作投入的影響及師生關係的中介作用,即表層行為顯著抑制教師之後的工作投入,且表層行為通過師生關係的部分中介作用而深層和自然行為通過師生關係的完全中介作用影響教師之後的工作投入。第二,從個體中心的視角識別出自然展現、低展現、中等展現和高展現共4類不同的教師情緒勞動剖面,並且各亞組分布受教師性別、是否班主任以及教師發展階段等因素影響。第三,與自然展現組教師相比,低展現和中等展現兩組教師體驗到相對較差的師生關係,進而展現出較低水平的工作投入。基於結論提出如下啟示。

首先,學校可根據不同情緒勞動亞組教師特點,設計分層分類的個體化、本土化培養方案。如針對自然展現組,可鼓勵教師開展專題講座、工作坊,引領其他亞組教師區分何時何地表達自然感受到的情緒是合適的。其次,針對人數較少的高展現和低展現組,可通過小規模教學現場真實模擬方式讓教師體驗不同表達方式所耗費心理資源,從而深切體會情緒勞動管理的技巧。最後,針對人數最多的中等展現組,可基於我國文化設計本土化情緒管理課程,通過線上和線下相結合的微課模式,帶動教師將自發性的情緒勞動行為嵌入到日常工作之中。

其次,關注不同因素對教師情緒勞動剖面的影響,給予教師針對性、具體化的情感支持,著力提升重點人群情緒勞動能力。第一,關注男教師的情緒勞動,通過正念干預等方式幫助他們增強情緒感知能力,與他人建立起雙向情感聯結。第二,著力減輕班主任教師工作壓力,讓他們通過獲得足夠的外部支持來平衡高強度情緒勞動帶來的內在資源損耗。第三,以專家型教師為引領,組建學校情感共同體,引導新手和熟手教師形成對自身職業和情緒方面的深層認識,助力其在教育教學工作中體悟熱愛,激發自我真情實感。

最後,積極營造寬鬆自主的組織文化氛圍,助力教師構建良好師生關係,提升工作投入水平。教師情緒勞動深受其所處文化環境的影響,尤其是微觀組織環境中情緒表達規則要求的影響,這也啟示中小學校應採取措施優化管理,營造寬鬆的情緒表達氛圍,給予教師更多情緒表達自主權,促使教師以更積極的情緒狀態投入教育教學工作。

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(本文首次發表在《教育學報》2024年第2期)

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