二十一世纪以来国内外教师情绪智力与教师职业倦怠关系研究的元分析

郑楚楚，郭力平

(华东师范大学教育学部，上海 200062)

一、引言

职业倦怠是个体伴随于长时期压力体验下而产生的情感、态度和行为的衰竭状态。[1]由于需要面临工作量过大、角色模糊、角色冲突、缺乏社会支持、班级管理困境、与家长及管理者的人际交往冲突等多重压力，教师群体在工作中更容易产生倦怠感，是职业倦怠的高发人群。[2]

对于教师职业倦怠的形成因素，以往研究多从工作压力、工作资源、职业特征、学生行为、社会支持、工资回报、教学环境、学校组织氛围等外部环境因素进行探讨，[3][4][5]也有学者关注了教师的人口学因素，探讨了诸如年龄、性别、从教经历、学校职位、婚姻状况、所教年级对于教师职业倦怠的影响。[6][7]但职业倦怠本身作为一种以情绪衰竭为突出表现的负性症状，与教师的情绪识别、认知、管理和调控能力密不可分。二十一世纪以前，却少有研究者从教师的情绪角度切入，探究其对职业倦怠的影响。

1990年，Peter Salovey和 John Mayer首次提出了情绪智力(emotional intelligence)这一概念，用以指代个体有效地利用情绪信息，不断地调整和应对压力生活的情绪能力。[8]进入二十一世纪，伴随着情绪智力概念的提出和有关情绪智力实证研究的增多，情绪智力逐渐被研究者关注，成为使个体挣脱负面情绪，对抗心理失调问题，改善自我行为，从而缓解职业倦怠的重要因素。有关教师情绪智力与教师职业倦怠关系的研究也开始在此时涌现。

尽管情绪智力概念已经提出近三十年，但由于情绪智力定义、维度的分歧依旧存在，测量情绪智力的工具一直无法得到统一，使得整体衡量教师情绪智力对教师职业倦怠的真实价值和实际影响愈加困难。中国学界对于教师情绪智力与职业倦怠的关注虽晚，但近十年发展迅速，积累了较为丰富的实证研究经验，因此有必要将中文文献研究纳入分析，结合中英文实证研究成果，尝试运用元分析(meta-analysis)技术，探讨教师情绪智力与教师职业倦怠的关系，同时从调节变量角度，考虑被试类型、情绪智力测量工具、文化背景差异等对二者相关关系的影响。

二、文献综述与理论假设

(一)职业倦怠

1.职业倦怠的定义

职业倦怠(Burnout)也称为“工作倦怠”、“职业枯竭”、“工作耗竭”等，是个体在工作中由于长期不能顺利应对职业压力而表现出的一系列负性症状。[9]关于职业倦怠的维度划分，目前学界使用最广泛、承认度最高的是Maslach和Jackson(1981)提出的职业倦怠三维模型。Maslach和Jackson将职业倦怠划分为包含情绪枯竭(Emotional Exhaustion，EE)、去个性化(Depersonalization，DP)和低成就感(Reduced Personal Accomplishment，RPA)三个维度。其中，情绪枯竭指由于身心资源过度透支而产生的极度衰竭的情绪、情感状态；去个性化通常表现为个体对工作的冷漠、消极、排斥、反抗态度；低成就感则指向个体对自我的负面评价，认为自己无法有效胜任工作，并感受到无助及低落的自尊。[10]

2.职业倦怠的测量

为了测量职业倦怠，基于职业倦怠的三维模型，Maslach和Jackson(1976)开发了一套《职业倦怠量表》(Maslach Burnout Inventory，简称MBI)，用以衡量服务行业人员的职业倦怠程度。[11]1986年，Maslach与Jackson又开发了一套专门针对教师的职业倦怠测试量表：MBI Educator Survey(简称，MBI-ES)并对其进行了修订。MBI-ES与MBI考察相同的职业倦怠三个维度，修订后的题目更聚焦于教师教育教学本身和教师独有的情绪情感体验，三个维度的克隆巴赫α系数分别为0.90，0.76和0.76，[12]具有较好的跨文化信度与效度，被认为是目前教师职业倦怠研究领域最为广泛的研究工具。

(二)情绪智力

1.情绪智力的理论模型

国际上对于情绪智力的模型界定主要分为能力模型和混合模型两种。[13]能力模型最早由Mayer(1990)等人提出，[14]认为情绪智力是“一种能够精确进行情绪推理、情绪感知、恰当地了解情绪、表达情绪并能有效使用情绪提升思维的能力。”[15]能力模型下，情绪智力包含了情绪知觉、情绪整合、情绪理解和情绪管理四种能力。

与能力模型相对，混合情绪智力模型认为情绪智力不仅是一种智力，而是一种智力、个性特质、情感的综合。[16]如混合模型的代表人物Goleman(1996)将移情、人际关系、自我激励等与自我意识和自我管理有关的因素纳入情绪智力模型中，构建了侧重于个体适应性的广义情绪智力模型。[17]Baron(2000)将动机、非能力因素、个人特质、社会能力等纳入情绪智力中，构建了包括个体内部成分、人际成分、适应性成分、压力管理能力和一般心境成分等五个部分在内的情绪智力模型。[18]

2.情绪智力的测量工具

基于能力模型，国际上目前通用的情绪智力的测量工具主要包括了由Mayer(2003)等人开发的情绪智力测试量表MSCEIT，Salovey(1995)等人研制的元情绪特质量表TMMS、Schutte(1998)等人在Salovey和Mayer的情绪智力测量工具的基础上进行修订后提出的情绪智力量表SEIS,以及Wong和Law等人在2004年开发的WLEIS。其中MSCEIT采用任务解决方式进行测量，其余则采用内在感知的自评式量表进行测量。

基于混合模型的测量工具主要包括由Bagby等人开发的情绪识别能力量表EIS、Baron(1997)开发的情绪商数量表EQ-i, Goleman于1998年开发的情绪胜任力问卷ECI1.0、ECI2.0以及Petrides等人开发的情绪特质问卷TEIQue等。

总体来说，情绪智力的能力模型是一种狭义的、与个体情绪认知和掌控密切相关的模型，其更多聚焦于个性子系统的情绪与认知的交互作用领域，主张将情绪智力纳入智力的研究范畴，定义为一种“标准化的智能”；[19]而混合模型则是将性格特征、激励因素和相关技能都纳入的，跨越个性多个子系统的情绪能力的总称，主张在传统智力之外寻求能够预测成功的重要因素，相比较能力模型更具有实用性和社会价值。但在测量和评估的精确度和难度上却无法有效保障。而目前为止，对于情绪智力模型的争议和批评也大多针对于混合模型。[20]

(三)教师的情绪智力与职业倦怠的相关研究

目前关于教师情绪智力与教师职业倦怠的实证研究多数表明了教师情绪智力与职业倦怠存在一定的相关关系。如Reza(2012)等人发现，情绪智力可以显著预测教师的职业倦怠。[21]Chan(2006)通过对香港167名教师情绪智力与工作倦怠之间关系的研究发现，情绪管理能力和情绪评价能力能够影响工作倦怠中的情绪衰竭维度。[22]Zysberg(2017)[23]和中国学者李永占(2016)[24]的研究都表明，教师情绪智力与情绪衰竭呈现中等强度负相关。建立在现有实证研究基础上，研究提出假设1：整体上教师情绪智力与教师职业倦怠呈现显著负相关关系。

在教师情绪智力与职业倦怠关系具有的调节因素中，教师教授的学段、情绪智力测量工具以及文化差异被广泛提及，因此引入这三个变量作为调节变量，考察其对于教师情绪智力和教师职业倦怠相关关系的调节效应：

在教授学段上，Means & Cain(2003)通过对欧美国家开展的教师倦怠相关研究的总结发现，小学教师拥有很高的职业倦怠感。[25]我国学者李永占(2016)认为，由于幼儿生理、心理尚处于个体发展的早期阶段，幼儿教师在教育过程中会面临更多的困难和应激情境，相比其他阶段的教师更容易感受到职业倦怠。[26]教授低年龄阶段的教师群体似乎表现出更高的职业倦怠水平，其工作内容可能也需要更高的情绪智力进行应对，基于以上考虑，研究提出假设2(a)：教授低年龄阶段学生的教师群体，情绪智力与职业倦怠的相关关系更强。

在测量工具选取上，当前对于教师职业倦怠的测量工具较为统一，绝大多数采用Maslach与Jackson开发的MBI-ES量表，但在情绪智力测量工具的选择上存在分歧。依照不同情绪智力模型开发的测量工具测量的情绪智力内涵必定有所差别，但同一理论模型下使用不同测量工具应当具有相似的结果。由于混合模型缺乏实证基础，定义过于宽泛，受到了较大的争议。[27]为了更好地整合已有实证研究成果，使得研究结果更加准确、可信，本研究将研究工具的理论基础限定为能力模型，并提出假设2(b)：在能力模型基础上，运用不同的测量工具，情绪智力对于教师职业倦怠的影响不存在显著差异。

在文化差异上，Law和Wong(2004)等人的研究认为，情绪智力本身有存在文化差异的可能性，[28]不同的文化价值系统可能会影响情绪的构成、体验、表达和管理方式。[29][30]以往也有研究表明，亚裔被试比欧裔被试报告出更加困难的情绪识别与情绪交流问题，[31]但却更关注情绪管理和情绪控制，尤其是与负性及社会分离情绪相关的情绪控制。[32]因此不同的文化背景中，教师情绪智力对于工作相关因素的影响(如工作绩效、职业倦怠、职业投入等)可能会存在显著差异。近年来国内有关教师情绪智力与职业倦怠的研究不断涌现，站在中国研究的视角下，有必要考察中国文化背景与非中国文化背景下，教师情绪智力与职业倦怠相关关系的差异，因此提出假设2(c)：中国文化与非中国文化背景下，教师情绪智力与职业倦怠相关程度呈现显著差异。

三、研究方法

(一)文献搜索

选取中国知网、万方数据库、维普资讯网、台湾华艺学术文献数据库以及台湾硕博士论文加值系统5个数据库作为中文数据库。ScienceDirect、Web of Science、EBSCO、ProQuest学位论文等4个数据库以及Google Scholar网站作为英文资源检索平台。文献检索时间跨度为2000年1月1日至2017年12月31日。

中文检索采用专业检索方式，布尔逻辑检索式为：SU=(‘老师’+‘教师’)×(‘情绪智力’+‘情绪能力’+‘情商’)×(‘职业倦怠’+‘工作倦怠’+‘工作耗竭’+‘工作枯竭’+‘职业耗竭’+‘职业枯竭’)。英文检索以“emotional intelligence”、“teacher”以及“burnout”三个词作为检索词进行主题词搜索。检索后，采取摘要浏览方式，初步筛选出实证研究文献。为避免遗漏，在已有文献的基础上进行文献追溯。最终得到相关研究中文文献篇23篇(其中，大陆14篇，台湾9篇)，英文文献41篇。

(二)元分析的程序

1.编码程序及文献入选标准

文献入选包含以下几个方面的标准：

以教师群体为研究对象的实证研究(不含不承担任何教学工作，仅从事行政工作的工作人员，如图书管理员、校内医护工作人员等)；

探讨教师的情绪智力与教师的职业倦怠二者之间的相关关系；

职业倦怠的入选标准统一设定为采用MBI-ES量表，情绪智力测量选取依照能力模型理论开发所得的情绪智力测量工具，包括了TMMS、MSCEIT、SEIS、WLEIS及四类版本量表的修订版；

必须报告了教师情绪智力与教师职业倦怠间的数量化指标，有足够的数据信息计算效应值(effect size，ES)，如明确报告了皮尔逊积差相关系数或其他能转化成r值的T、F等差异检验的结果。

经筛选，共有中英文文献30篇纳入研究。

2.编码过程

对符合入选标准的文献以1=作者及发表年限；2=样本量；3=样本类型；4=样本来源；5=教师情绪智力测量工具；6=相关系数值等为变量进行特征编码。效应值的产生以独立样本为单位，每个独立样本编码一次。

编码结果显示：(1)被试总量为9720，其中，最大样本量为1018，最小样本量为39；(2)在30项研究中，有15项研究汇报了教师情绪智力与职业倦怠的总体相关， 27项汇报了情绪智力与情绪枯竭维度的相关，25项汇报了情绪智力与去个性化维度的相关，25项研究汇报了情绪智力与低个人成就感维度的相关，共计92个效应值；(3)满足元分析的最早文献出现在2006年。

3.统计分析

(1)效应值计算

研究采用以相关系数为效应值计算效果量的元分析方法，为排除样本量对效应值计算的影响，在计算过程中，先采用Fisher’s Z对各研究相关系数进行转换，即：

Z=0.5×In[(1+r)/(1-r)]

采用通过Fisher’s Z转换的r值，根据样本量计算权重，并计算0.95置信区间，而后纳入分析。

(2)数据分析及处理程序

研究选用CMA2.0(Comprehensive Meta Analysis2.0)专业版软件进行元分析。

四、研究结果

(一)效应值分布与同质性检验

1.效应值分布

图1 显示教师情绪智力与职业倦怠关系研究元分析的效应值分布状况，横轴为经过Fisher’s Z转换之后的值，纵轴为Fisher’s Z值的标准误。从图中可看出，大部分的研究集中于漏斗图的顶部，且聚集在平均效应值附近。可判定元分析的相关独立研究结果存在出版偏倚的可能性较小。

图1 效应值分布情况

2.同质性检验

从表1中可以看出，Q值为119.335，说明各效应值是异质，本研究不适合采用固定效应模型的分析方法。从表1中还可得知，I-squared的值为88.268，这一数据表明，88%的观察变异是由于效应值的真实差异造成，12%的观察变异由随机误差导致。Tau-squared的值为0.022，说明研究间的变异有2.2%可以用来计算权重。

表1 情绪智力与教师职业倦怠总分的效应值同质检验结果(Q统计)

REM，Random Effect Model，随机效应模型；K，研究个数。

当效应值是异质时，通常采用两种处理方式。其一为删除极端效应值，直至达到同质后再进行固定模型分析；其二为采用随机模型分析。[33]随机效应模型除了考虑研究间变异之外，还允许估计效应分布的平均值，从而防止低估小样本研究的权重，或高估大样本的权重，采用随机效应模型可以产生更大的置信区间，从而得出更保守的结论。因此，本研究采用随机模型(REM)进行分析。

表2 教师情绪智力与职业倦怠总体相关系数的元分析

表中各字母代表的含义：K，研究个数；N,样本量；ρ，加权相关系数均值；SE，加权相关系数标准误；95CI，95%置信区间；Q，异质性；Nfs失安全系数。下同。

(二)整体效应检验结果

采用随机效应模型对教师情绪智力与职业倦怠总体相关系数进行元分析的效应值计算。加权矫正后，教师情绪智力与职业倦怠的相关系数平均值为-0.306，为中等强度相关*注释：Lipsey& Wilson(2008,p.123)指出：“相关系数效应值如果小于或等于0.10可认为是小；等于0.25可认为是中等；大于或等于0.40可认为是大。”，且达到显著性水平(p<0.000)，表明教师情绪智力越高，职业倦怠水平越低，两者呈现负相关关系。教师情绪智力与职业倦怠加权相关系数的95%置信区间均不包括0，且失安全系数较大，表明教师情绪智力与职业倦怠的相关系数非常稳定。

(三)各维度效应检验结果

采用随机效应模型对教师情绪智力与职业倦怠各维度相关系数进行元分析的效应值计算，结果如表3所示：教师情绪智力与职业倦怠各维度的相关关系存在显著差异(p=0.005)，加权矫正后，情绪智力与职业倦怠各维度相关度从高到低分别是：低个人成就感(-0.385)>去个性化(-0.306)>情绪枯竭(-0.249)。教师情绪智力与职业倦怠各维度加权相关系数的95%置信区间均不包括0，且失安全系数较大，表明教师情绪智力与职业倦怠各维度的相关系数非常稳定。

表3 教师情绪智力与职业倦怠各维度相关系数的元分析

EI：情绪智力；EE：职业倦怠的情绪枯竭维度；DP：职业倦怠去个性化维度；RPA：职业倦怠低个人成就感维度。

(四)调节效应检验结果

表4分别就相关因素对教师情绪智力与职业倦怠关系的调节效应进行了检验，检验的调节变量包括情绪智力的教师所教授的年级、使用的测量工具以及文化背景差异。从表4中各调节变量的同质性分析结果看，在0.05的置信区间上，研究提出的假设2(c)得到了证实，假设2(a)与假设2(b)没有得到支持。

表4 相关因素对教师情绪智力与职业倦怠关系调节效应的随机模型分析

五、总结与讨论

本研究运用元分析方法，对二十一世纪以来国内外教师情绪智力与职业倦怠相关关系的30篇中英文文献进行了定量分析。从元分析结果看，教师情绪智力与教师职业倦怠整体呈现中等程度的负相关(r=-0.306)，教师情绪智力越高，越不容易感受到职业倦怠。

在教师情绪智力与教师职业倦怠的三个维度的关系上，教师情绪智力与三个维度的得分均呈现负相关。其中，与低个人成就感的相关程度最高(r=-0.385)，与去个性化的相关程度其次(r=-0.306)，与情绪枯竭的相关程度最低(r=-0.249)。Maslach(2001)等人认为，“职业倦怠的三个维度中，情绪枯竭与去个性化更多来源于工作压力巨大和社会角色的冲突，但缺乏效能感和个体成就感则似乎更直接地源于资源的匮乏。”[34]教师情绪智力与低个人成就感的高相关度，可能预示着教师群体在处理资源匮乏的客观现实中，情绪智力的调节和维护功能可能发挥着相当重要的作用。相比工作压力、角色冲突等问题，在处理资源有限的问题中，教师的情绪智力及主观能动性具有更积极的意义，甚至教师情绪智力本身，都应当被视为教师的一种极为有效的积极资源。[35]

在调节效应分析上，元分析的结果发现：(1)教师情绪智力与职业倦怠的关系受其所教授学段的影响不大，不同学段间教师相关系数不存在显著差异；(2)测量工具的选取会影响教师情绪智力与职业倦怠的相关系数，即便同属于情绪智力能力模型，不同的情绪智力测量工具测量出的教师情绪智力与职业倦怠的关系强度也有显著差异。其中，WLEIS测得的关系最强，MSCEIT测得的关系最弱，依照三种情绪智力量表改编后的各修订量表与各原始量表测得的数据也存在显著差异。因此，在后期研究教师情绪智力与教师职业倦怠的关系上，要充分考虑工具选择对于二者相关关系的影响，更审慎地汇报研究结果；(3)教师情绪智力与教师职业倦怠的关系在不同文化背景中存在显著差异，中国背景下和非中国背景下，教师情绪智力与职业倦怠的相关系数分别为-0.383和-0.210，在中国文化背景下探讨教师情绪智力的意义更大。

在以往的教师职业倦怠研究中，工作量、教授年级、学生学业表现、外部社会支持等被认为是教师职业倦怠的最显著因素，研究者普遍认为工作量过重、工作要求与资源有限等导致的角色冲突是职业倦怠的根源。[36]上世纪80年代以来，伴随女性主义教育学思潮的兴起，情绪、内在性、关联、社群等长期受到压抑的女性特质开始涌现，[37]打破了教育传统研究中男性思维中对客观高于情感、知识高于交往、理性中立高于关怀情义等的固有范式。[38]教师情绪智力、教师心理弹性等概念的提出，使得教师的个体特质、心理资源等教师内隐性心理资本的作用被逐渐关注，成为调节和缓冲工作要求与资源矛盾，降低角色冲突和压力下情绪耗竭的重要因素。[39]值得一提的是，情绪智力不仅是个体心理资源中的保健因子，更具有可培训性。[40]因此，在教师预防和缓解教师职业倦怠中引入教师情绪智力，探讨教师情绪智力对教师职业倦怠的影响作用具有重要的理论价值和实践意义。[41]教师倦怠研究关注点从外部到教师个体情绪的逐渐转移，也体现了后现代教师发展视野下对教师角色的重新审视。教师研究开始从关注教师外在发展转向关注教师内在精神成长，从关注“物”的世界转向后现代“人”的世界，从仅仅关注“原则、普遍性、公正无私”转向为“关系、个别性和有情感偏好的一面”，[42][43]教师情绪智力的相关研究将成为今后教师研究的重要课题。

六、研究局限与展望

作为一次将以往教师情绪智力与职业倦怠关系研究进行再分析的尝试，本研究也存在着一定的局限性：(1)为了保证研究的同质性，研究仅选取了基于能力模型的情绪智力测量工具，部分采用混合能力模型的研究结果未能纳入元分析。此外，部分未采用相关分析方法进行统计的研究也被排除，造成了部分样本的损失，一定程度影响了研究结果的代表性；(2)采用平均化处理方式获得效应值会影响到信息的准确性；(3)调节分析中某些维度的样本较少，缺乏足够的实证研究的数据支持，因而对于在此基础上获得的所有结论都应当谨慎对待。

未来研究方向：(1)探讨教师性别、年龄、工作经验等对于教师情绪智力和职业倦怠关系的调节效应；(2)探讨情绪智力通过社会支持等影响职业倦怠的内部机制；(3)探讨教师情绪智力与教师其他变量(如自我效能感、组织承诺、工作投入、工作绩效等)的相关关系；(4)进一步推进情绪智力本土化研究的进程，探讨中国背景下情绪智力的内涵、特征和基本维度，为后续开展中国教师的情绪智力相关研究奠定基础。