1 引言
高职教师职业倦怠是指高职教师在工作环境中，感受到的消极体验，如情绪衰竭、身心俱疲、工作成就感降低、工作投入度降低等(Freudenberger, 1974)。近年来，有关高职教师职业倦怠的调查显示其存在一定程度的倦怠(贾轶, 许雪峰, 2022)。多项研究表明教师的职业倦怠对其心理健康产生影响(潘君利 等, 2009; 章永, 魏欣, 2014)。付出−获得不平衡(effort-reward imbalance，简称ERI，也可译作“付出−回报不平衡”或“付出−回报失衡”)是由Siegrist(1996)提出，旨在从环境因素和个人因素相结合来解释个体在工作中付出与获得之间的不平衡体验。付出−获得不平衡模型(Siegrist, 2002)是职业健康研究中最具影响力的理论框架之一(Lehr et al., 2010)。汪国琴等(2016)在教育领域运用该模型，探讨了普通高校教师所感受到的收入、社会支持、科研压力等方面的不平衡，发现超过40.0%的教师感受过付出和获得失衡，并认为付出−获得不平衡与教师职业倦怠呈显著正相关。但是高职教师与普通高校教师存在差异，在付出方面，比较而言，高职教师的课程稳定性更差，且对理论与实践结合的“双师型”高职教师要求更高(计荣, 2013)；在获得方面，高职院校教师人均薪资更低(鲍威, 吴红斌, 2016)；且高职院校的教师发展中心建设相对滞后(朱雯珊, 2021)。因此，有必要专门针对高职教师开展研究。
付出−获得不平衡与职业倦怠的关系在教育领域备受关注。Diekmann等(2020)发现教师在高压职业(医疗助理、护士、银行职员、教师)中超负荷最为严重。Unterbrink等(2007)和Guo等(2022)证实教师付出−获得不平衡导致高职业倦怠风险。另一方面，Gluschkoff等(2016)研究发现工作中付出与回报之间的平衡可以促进教师休闲时间的恢复，改善睡眠质量，并有助于降低职业倦怠。相比普通教师，高职教师的职业倦怠影响因素具有特殊性。从大环境来看，我国高职院校面临定位波动、政策多变、社会认可度不高等困境，教师职业认同不足。进言之，科技发展带来更高要求，教学科研与管理压力容易导致付出−获得失衡，引发职业倦怠(尤玉钿, 曹科岩, 2018)。例如，“双师型”高职教师需兼具教师资格和职业技能，多重角色压力加剧失衡，使教师疲于应对，产生消极体验(罗殿宏, 田翠英, 2024)。同时，由于高职教师特殊的职业经历、所教学生类型不同(金莱, 2013)，进而使得他们所感知的付出与获得情况和职业倦怠程度及其关系可能也会有所不同。因此，本研究提出假设H1：付出−获得不平衡水平与高职教师职业倦怠呈显著正相关。
自我控制是个体控制情绪、行为和认知以在所处环境中实现目标的能力(Pilcher & Bryant, 2016)。有研究发现大学教师的高自我控制能力显著负向预测教师职业倦怠(Timerbulatov et al., 2021)，而存在角色问题、缺乏自主性的教师则存在较高的职业倦怠(Chirico, 2016)。自我控制使个体可以成功应对严重的压力事件并且避免未来消极事件有害影响，减轻职业倦怠的负面影响(Rutter, 2006)。职业院校教师通过人际沟通中的自我控制可缓解心理压力(王海军, 2011)。并且自我控制水平在负性生活事件影响情绪性行为间发挥着一定的作用(卜南音 等, 2024)，使高职教师更能胜任教师角色，具有较少的自我倦怠和较高的工作效率(林莉萍, 张祥兰, 2014)。据此，提出假设H2：自我控制能力在付出−获得不平衡水平与高职教师职业倦怠的关系中具有调节作用。
综上所述，高职教师付出−获得不平衡与职业倦怠之间的关系以及自我控制能力在其关系中的调节作用缺乏研究。因此，本研究拟基于上述假设，建立一个调节模型(如图1 所示，理论模型表达式：Y=β0+β1X+β2M+β3XM+ε)，探究高职教师付出−获得不平衡水平与职业倦怠的关系，以及自我控制能力在其中的调节作用，以期从学校环境与教师自身能力角度出发，提出更具实践意义的缓解高职教师职业倦怠的建议。
2 研究方法
2.1 被试
本研究采取方便抽样，向北京市、河南省、四川省、重庆市、广东省的37个市的高职教师发放问卷链接，包括教学科研岗位、行政管理岗位以及行政教学“双肩挑”的教师。本次调查共回收1207份问卷，剔除不完整(连续遗漏题项超过3个)及规律性答题(人口统计学信息前后矛盾或量表类题项连续选择相同)问卷15份，最后获得有效问卷1192份，回收有效率为98.8%。其中，794名女教师(66.6%)，398名男教师(33.4%)；35岁及以下880名(73.8%)；处于未婚状态611名(51.3%)；有701名(58.8%)教师来自普通高职院校，207名(17.4%)教师来自“双高型”高职院校，284名(23.8%)来自省示范性高职院校；学历本科及以下564名(47.3%)；无行政职务634名(53.2%)，副处级及以上132名(11.1%)；从事教学科研633名(53.1%)，双肩挑人员322名(27.0%)；教龄在5年及以下570名(47.8%)，16年及以上93名(7.8%)；上课之余需要坐班712名(59.7%)；年税后总收入在12万元以内729名(61.2%)。
2.2 研究工具
2.2.1 付出−获得不平衡量表
本研究选择由Siegrist等(2004)开发的付出−获得不平衡量表，共23个条目。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.89。
Siegrist等(2004)认为付出−获得不平衡比率(effort-reward rate，以下简称ERR)的计算方式为：付出−获得不平衡比率=付出维度总得分/(项目校正数×获得维度总得分)，其中项目校正数为付出维度项目个数与获得维度项目个数的比值，即6/11。参考国内外学者对付出−获得不平衡比率的划分，本研究将“ERR=1”(n=145)作临界值处理，不纳入考虑(王晓蕾 等, 2010)，其余比值同样分为2组。一是“ERR>1”(n=634)，即付出高于获得，为“付出−获得不平衡状态”，ERR的值越大，个体所感受到的付出越多，获得越少；二是“0<ERR<1”(n=413)，即付出低于获得，为“付出−获得平衡状态”，ERR的值越接近于0，个体所感受到的付出越少，获得越多；ERR的值越接近于1，个体所感受到的付出与获得越相同(郭永松 等, 2005)。
2.2.2 职业倦怠问卷
采用由伍新春等(2016)修订的中小学教师职业倦怠问卷，结果表明具有良好的信效度。该问卷是在Maslach和Jackson(1981)提出的情绪衰竭、去人性化和个人成就感3个维度的基础上，对职业倦怠问卷的教育版(MBI-ES)进一步本土化修订版本。问卷共22个条目，采用Likert 5级评分法，总分越高，职业倦怠程度越高(田瑾 等, 2021)。本研究中，该问卷的Cronbach’s α系数为0.88。
2.2.3 自我控制量表
本研究采用Tangney等(2004)编制，谭树华和郭永玉(2008)修订的自我控制量表。该量表共19个条目，采用Likert 5级评分法，总分越高，自我控制能力越好(王芸萍 等, 2022)。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.89。
2.3 研究程序
本研究数据来源于北京师范大学行为健康研究中心开展的全国高职师生心理健康专项调研项目。来自全国37个市的高职教师参加了在线问卷调查，调查已获得参与教师的知情同意。
2.4 统计处理
采用SPSS25.0统计软件对数据进行整理，并进行共同方法偏差检验、描述性统计和相关性检验，采用SPSS宏程序PROCESS4.0的Model1进行调节效应检验。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
由于采用自我报告法收集数据可能存在共同方法偏差，在进行程序控制(如匿名方式填答、部分条目反向计分等)的基础上，采用Harman单因素检验进行共同方法偏差检验，未旋转的探索性因子分析结果提取出特征根大于1的因子共11个，最大因子方差解释比率为19.3%(小于40.0%)。因此，测量中不存在严重的共同方法偏差(温忠麟 等, 2018)。
3.2 相关性检验
各变量之间的相关性结果见表1 。结果表明，无论是付出−获得平衡状态(0<ERR<1)，还是付出−获得不平衡状态(ERR>1)均与职业倦怠呈显著正相关(r=0.52, p<0.001; r=0.44, p<0.001)，与自我控制能力呈显著负相关(r=−0.31, p<0.001; r=−0.19, p<0.001)。职业倦怠与自我控制能力呈显著负相关(r=−0.31, p<0.001)。
表1 各变量相关性检验 |
| 1 | 2 | 3 | |
| 1.付出−获得平衡状态(0<ERR<1) | |||
| 2.付出−获得不平衡状态(ERR>1) | |||
| 3.职业倦怠 | 0.52*** | 0.44*** | |
| 4.自我控制能力 | −0.31*** | −0.19*** | −0.31*** |
注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 自我控制能力的调节效应检验
因付出−获得不平衡水平作为健康结果的独立预测因子，可将付出−获得不平衡划分为“0<ERR<1”和“ERR>1”两组分别进行调节效应检验(Siegrist et al., 2004)。并将“0<ERR<1”认为是“付出−获得平衡状态”，“ERR>1”认为是“付出−获得不平衡状态”。
3.3.1 自我控制能力在“付出−获得平衡状态”下的调节作用
根据表2 可知，在纳入控制变量的情况下，付出−获得平衡状态(0<ERR<1)、自我控制能力的交互作用对职业倦怠的回归方程显著(F=21.07, p<0.001)。且付出−获得不平衡比率(0<ERR<1)与自我控制能力的交互作用显著(β=0.22, p<0.001)。即在“付出−获得平衡状态”下，自我控制能力的调节作用成立。
表2 自我控制能力的调节效应检验(付出−获得平衡状态0<ERR<1)(n=634) |
| 职业倦怠 | ||||
| M1 | M2 | M3 | M4 | |
| β | β | β | β | |
| 付出−获得不平衡比率 (0<ERR<1) | 0.52*** | 0.46*** | 0.38*** | 0.36*** |
| 自我控制能力 | −0.20*** | −0.22*** | −0.21*** | |
| 付出−获得不平衡比率 (0<ERR<1)×自我控制能力 | 0.21*** | 0.22*** | ||
| 性别 | 0.04 | |||
| 年龄 | 0.06 | |||
| 婚姻状态 | −0.00 | |||
| 学校类型−“双高型” 高职院校 | −0.03 | |||
| 学校类型−省示范性 高职院校 | −0.00 | |||
| 学历 | −0.07* | |||
| 所学专业与工作匹配程度 | −0.10** | |||
| 行政职务−副科 | 0.05 | |||
| 行政职务−正科 | 0.06 | |||
| 行政职务−副处及以上 | 0.07* | |||
| 工作性质−教学科研 | 0.02 | |||
| 工作性质−行政人员 | 0.05 | |||
| 教龄 | −0.17** | |||
| 是否坐班 | 0.01 | |||
| 年税后总收入 | −0.01 | |||
| R² | 0.27 | 0.30 | 0.34 | 0.38 |
| ∆R² | 0.27 | 0.03 | 0.04 | 0.04 |
| F | 230.86*** | 137.69*** | 109.86*** | 21.07*** |
注：以学校类型中的“普通高职院校”、行政职务的“无行政职务”、工作性质中的“双肩挑”为参考值，以下同。 |
为了进一步明确调节效应，将自我控制能力得分按照加减一个标准差分成高自我控制能力和低自我控制能力两组，采用简单斜率分析加以验证。由图2 可知，当自我控制能力较低时，付出−获得平衡状态(0<ERR<1)低分组的个体表现出更低的职业倦怠，而付出−获得平衡状态(0<ERR<1)高分组的个体则表现出更高的职业倦怠(β=0.18, SE=0.48, t=3.70, p<0.01)。当自我控制能力较高时，以上结果同样成立(β=0.56, SE=0.04, t=13.82, p<0.001)。并且，当自我控制能力较高时，付出−获得平衡状态能更为显著地正向预测职业倦怠。
3.3.2 自我控制能力在“付出−获得不平衡状态”下的调节作用
根据表3 可知，在纳入控制变量的情况下，付出−获得不平衡状态(ERR>1)、自我控制能力的交互作用对职业倦怠的回归方程显著(F=7.44, p<0.001)。且付出−获得不平衡比率(ERR>1)与自我控制能力的交互作用显著(β=−0.28, p<0.001)。即在“付出−获得不平衡状态”下，自我控制能力的调节作用成立。
表3 自我控制能力的调节效应检验(付出−获得不平衡状态ERR>1)(n=413) |
| 职业倦怠 | ||||
| M1 | M2 | M3 | M4 | |
| β | β | β | β | |
| 付出−获得不平衡比率 (0<ERR<1) | 0.41*** | 0.42*** | 0.27*** | 0.27*** |
| 自我控制能力 | 0.02 | 0.05 | 0.07 | |
| 付出−获得不平衡比率 (0<ERR<1)×自我控制能力 | −0.27*** | −0.28*** | ||
| 性别 | 0.02 | |||
| 年龄 | −0.11 | |||
| 婚姻状态 | 0.02 | |||
| 学校类型−“双高型”高职院校 | 0.01 | |||
| 学校类型−省示范性高职院校 | 0.08 | |||
| 学历 | 0.20 | |||
| 所学专业与工作匹配程度 | −0.04 | |||
| 行政职务−副科 | 0.01 | |||
| 行政职务−正科 | 0.06 | |||
| 行政职务−副处及以上 | 0.01 | |||
| 工作性质−教学科研 | 0.07 | |||
| 工作性质−行政人员 | 0.02 | |||
| 教龄 | −0.02 | |||
| 是否坐班 | 0.02 | |||
| 年税后总收入 | 0.07 | |||
| R² | 0.17 | 0.17 | 0.22 | 0.25 |
| ∆R² | 0.17 | 0.00 | 0.05 | 0.04 |
| F | 84.73*** | 42.41*** | 38.19*** | 7.44*** |
同样，由图3 可知，当自我控制能力较低时，付出−获得不平衡状态(ERR>1)低分组的个体表现出更低的职业倦怠，付出−获得不平衡状态(ERR>1)高分组的个体则表现出更高的职业倦怠(β=0.49, SE=0.05, t=10.70, p<0.001)；当自我控制能力较高时，以上结果同样成立(β=0.13, SE=0.07, t=2.01, p<0.05)。并且当自我控制能力较低时，付出−获得不平衡状态能更为显著地正向预测职业倦怠。
4 讨论
4.1 高职教师付出−获得不平衡与职业倦怠的关系
从相关性检验结果来看，付出−获得不平衡与高职教师职业倦怠呈显著正相关。即付出越多获得越少，则高职教师职业倦怠越高。随着高等职业教育的发展，对高职教师的要求不仅体现在学历层面，还需要教师付出更多精力完善自身能力。虽然职业教育逐渐受到重视，但高职教师的社会认可度、晋升机会、工作环境、薪资报酬等与其就业期望相比还有差距。
4.2 自我控制能力的调节作用
从研究结果来看，自我控制能力在付出−获得不平衡与职业倦怠的关系中起调节作用。具体可分为付出−获得平衡状态(0<ERR<1)和付出−获得不平衡状态(ERR>1)两组来讨论。
对于付出−获得平衡状态(0<ERR<1)，当个体感到付出越低，获得越高时，其职业倦怠程度越低。自我控制能力高的个体能够更好地控制负面情绪(Hofmann et al., 2014)，有效地处理人际冲突，拥有更好的身心健康和人际关系(Cheung et al., 2014)，从而在付出−获得平衡对职业倦怠的影响中起到促进作用。同时，相比低分组，自我控制能力高分组的付出−获得不平衡比率(ERR值)对职业倦怠得分的影响幅度相对更大。Cheung等认为自我控制能力高的人更注重获得积极的收益，从而增加以方法为导向的行为；同时他们不太注重预防避免损失，从而减少以逃避为导向的行为。即可认为相对于低自我控制能力的个体，高自我控制能力的个体可能对工作中的获得、补偿等更为敏感。
对于付出−获得不平衡状态(ERR>1)，当个体感到付出越高，获得越低时，可能会因为个体感觉到与组织的匹配度不高，虽然付出了精力与时间，但不能实现良性互动，从而导致职业倦怠(Jeon et al., 2016)。此时，自我控制能力能显著预测心境水平与情绪稳定性，降低不良心境状态(王秋林 等, 2021)，从而在付出−获得不平衡对职业倦怠的影响中起到抑制作用。进一步，相比高分组，自我控制能力低分组的付出−获得不平衡比率(ERR值)对职业倦怠得分的影响幅度相对更大。与自我控制能力低的人相比，自我控制能力高的人更能坚持目标追求，更少被诱惑分心，并且更努力地实现目标(Tangney et al., 2004)。低自我控制能力的个体自我控制资源较少，由于负性生活事件会继续消耗自我控制资源，从而导致个体产生更大的情绪行为(Baumeister, 2003)。即可认为相对于高自我控制能力的个体，低自我控制能力的个体对工作中的负性事件更敏感，即对付出更敏感。
值得注意的是，本研究结果显示，对于付出−获得不平衡状态(ERR>1)，当不平衡程度较低时，自我控制能力高的个体比自我控制能力低的个体表现出更高职业倦怠。这与通常所认为的自我控制能力高的个体更能体验到积极情绪而表现出低职业倦怠不同。这可能有两种解释。一种解释是，相比而言，自我控制能力低的个体往往产生更多的自我欺骗(Ren et al., 2018)。自我欺骗(self-deception)，亦称“自欺”，是指个体对自己持有一种不切实际的积极观念，而这种观念与客观现实不相符合(Mitchell, 2000)。因此，自我控制能力低的个体可能更会产生自我欺骗，对付出−获得不平衡抱有一种不切实际的积极观念，从而表现出更低的职业倦怠。然而，在欺骗行为中，自我控制能力高的个体，虽然也存在自我欺骗，但却能够更好地抑制自私动机(如破坏人际信任等)，更多地考虑长远利益(如维护人际关系等)(范伟 等, 2016)。需要指出的是，消极反馈会削弱个体自我欺骗的产生(范伟 等, 2022)。因此，随着付出−获得不平衡程度增强，自我控制能力低的个体自我欺骗降低，而自我控制能力高的个体更有可能会经得住个人利益的诱惑，拥有更好的人际关系以及更为积极的心理行为模式，从而表现出更低的职业倦怠。另一种解释是，有研究表明，自我控制能力高的人不一定有更高主观幸福感，并且情绪控制的过度概化可能会发生(Layton & Muraven, 2014)。过度概化(over generalization)，亦称“过度概括”，Berk(1967)将其定义为“基于单一事件的不合理的概括”。当不需要调节情绪时，自我控制能力高的个体可能过度概化情绪限制，从而导致情绪受限，错过享受的生活体验(Brebner, 1998)。因此，在高职教师所感受到付出−获得不平衡程度较低时，由于对情绪调节的需求较低，相较而言，自我控制能力高的个体可能因情绪控制的过度概化而限制对积极事件的享受(Tversky & Griffin, 1991)，从而表现出更高的职业倦怠。对于这一结果是自我控制能力低的个体的自我欺骗造成的，还是自我控制能力高的个体情绪控制的过度概化造成的，还是两种因素都有，需要进一步的研究检验。
4.3 研究启示和不足
研究发现，高职教师的付出−获得不平衡对职业倦怠具有显著的正向预测作用，而自我控制能力能够促进教师的积极情绪和良好人际关系，有效降低这种影响。因此，应从多维度倡导与改善高职教师付出−获得不平衡情况，协助高职教师建立长远的发展目标，充分提升并运用好高职教师的自我控制能力，发挥好高自我控制者的带头作用。
本研究仍存在以下局限。首先，现有职业倦怠问卷未区分教师岗位类型，部分题项可能不适用于高职院校行政人员(研究已通过控制行政人员比例降低影响)。其次，横截面设计仅能反映变量间相关关系，无法验证因果关系或追踪动态发展过程，未来需采用纵向研究深入探讨。
5 结论
(1)高职教师的付出−获得不平衡水平正向预测其职业倦怠。(2)自我控制能力在高职教师付出−获得不平衡(ERI)与职业倦怠之间起着调节作用。其中，当付出−获得处于平衡状态(0<ERR<1)，自我控制能力能够有效缓解职业倦怠；当付出−获得处于不平衡状态(ERR>1)且不平衡程度较低时，自我控制能力反而会加剧职业倦怠程度。