1. 问题的提出
随着基础教育改革的深入推进，教育体制不断变革，教师工作压力持续增加，职业倦怠问题日益凸显。教师的心理和身体健康状况不仅关系到个人职业发展，更直接影响学生成长和基础教育质量，具有不可忽视的重要地位[1]。2021年7月，中共中央办公厅、国务院办公厅印发了《关于进一步减轻义务教育阶段学生作业负担和校外培训负担的意见》(以下简称“双减”)，对教师提出了更高要求，比如课后服务和教学管理需要教师付出更多的时间和精力。特别是对于刚入职的小学青年教师而言，他们正处于职业适应期和角色转换期，面临教学技能不足、班级管理经验欠缺等多重挑战，更容易产生职业倦怠。本研究聚焦不同代际教师的比较研究，探究其职业倦怠水平以及在不同人口学变量上的差异。旨在回答以下问题：不同代际教师的职业倦怠整体水平如何？在三个分维度上分别表现出怎样的特点？职业倦怠各维度在不同人口学变量上是否存在显著差异？针对不同代际教师的职业倦怠特点，可以提出哪些应对策略？
2. 文献回顾
1974年，美国心理学家Herbert J. Freudenberger最早提出了职业倦怠的概念，1981年，Maslach 则认为职业倦怠是在以人为服务对象的职业领域中，个体所表现出来的一种情绪耗竭、去人性化和个人成就感降低的症状。教师职业倦怠是指教师因长期处于工作压力环境下而产生的情感、态度和行为上的衰竭状态。情绪衰竭是指个体的情绪情感处于极度的疲劳状态，工作热情完全丧失，是倦怠的个体压力维度；低个人成就感表现为个体倾向于对自己工作的意义和价值产生消极的评价，自我效能感丧失，是倦怠的自我评价维度；非人性化表现为个体以一种消极、否定、麻木不仁的态度来对待自己的同事和服务对象，是倦怠的人际关系维度[2]。国内外学者对教师职业倦怠的成因进行了探究，具体包括个人因素、职业因素、组织因素、社会因素等多方面的影响。在改善措施方面，学者们从心理学、生态学、社会学等不同维度提出应对策略，比如利用社会工作介入、小组介入等进行干预[3]。虽其研究视角和研究侧重点不同，但都关注教师职业倦怠的内涵、影响因素、缓解对策等方面[4]。然而，现有研究对不同代际教师，尤其是青年教师这一特定群体的职业倦怠特征比较关注不足。测量教师职业倦怠程度的方法主要是依靠量表，针对不同行业的特点，职业倦怠问卷发展出了三个版本，用于教育行业的通常使用MBI-ES量表，这也是目前我国最常用的教师职业倦怠量表。伍新春等人针对中国文化背景修订了教师专用版(MBI-ES)，包含22个题目。
综上所述，教师职业倦怠研究已取得丰硕成果，然而，这些研究多关注教师群体的整体倦怠状况，对不同发展阶段教师，比如刚入职青年教师的职业倦怠特征关注不足，缺乏深入分析。青年教师作为教师队伍的新生力量，处于职业生涯初期，面临角色转换、职业适应等多重挑战，其职业倦怠具有特殊性。因此，分析不同代际教师的职业倦怠水平差异，并重点探究小学青年教师职业倦怠的现状及特点具有重要的理论和实践意义。
本研究采用JD-R模型(Job Demands-Resources Model，即工作要求–资源模型)作为理论框架。该模型最早由德梅鲁蒂(Demerouti)等人提出[5]，该模型主张，工作环境中的因素可以分为两大类：工作要求和工作资源。工作要求是指与工作相关的各种物理、心理、社会或组织方面的要求，这些要求通常需要持续的努力和与之相关的身体或心理成本，如工作压力、情绪耗竭、角色冲突等。工作资源则指可以帮助达成工作目标，减少工作要求带来的成本，并促进个人成长、学习和发展的因素，如政策支持、自主性、工资报酬等[6]。职业倦怠正是源于工作要求过高与工作资源不足之间的失衡，本研究将在此框架下解读量化与质性数据，系统分析小学教师职业倦怠的形成机制。
3. 研究设计
3.1. 研究思路
首先，通过在知网上查阅和收集资料，对国内外学者已有研究的成果进行学习和梳理，了解研究动态与最新的趋势；其次，通过问卷星线上发放调查问卷，了解当前小学教师的职业倦态现状，进一步分析其职业倦怠整体水平，不同人口学特征与小学教师职业倦怠水平的差异情况；最后，结合调查数据和开放题的回答情况，探讨影响小学教师，特别是刚入职的青年教师职业倦怠的因素，并提出有针对性的建议。
3.2. 研究工具设计
3.2.1. 调查问卷基本情况
教师职业倦怠量表采用伍新春等人修订的中小学教师职业倦怠问卷，分为情绪衰竭、低个人成就感和非人性化三个维度。调查问卷的第一部分加入个人基本信息，包含性别、婚姻状况、学历、教龄等，涉及13个题项，用于分析不同群体在职业倦怠各维度上的差异。第二部分为教师职业倦怠量表的22个题项，其中，1~8题指向情绪衰竭维度；9~16题测量低个人成就感，该维度采用负向计分，即得分越高，成就感越低，职业倦怠越严重；17~22题测量非人性化程度。量表题采用Likert 7点计分，0代表“从不”，1代表“极少”，2代表“偶尔”，3代表“有时”，4代表“经常”，5代表“极多”，6代表“总是”。此外，第三部分设置1道开放题，目的是了解教师工作压力的来源和缓解策略，以及想要得到哪些帮助。调查问卷的基本情况如表1所示。
Table 1. Basic information regarding the questionnaire survey
表1. 调查问卷的基本情况
问卷划分 |
维度 |
题号 |
第一部分 |
个人基本信息 |
1~13 |
第二部分 |
情绪衰竭 |
14 |
低个人成就感 |
非人性化 |
第三部分 |
开放题 |
15 |
3.2.2. 问卷信度检验
信度，即测量的可靠性。问卷的信度如果在0.9以上表示信度很高；介于0.75~0.9之间表示信度较高；介于0.65~0.75之间表示信度中等；介于0.55~0.65之间被认为是处于临界状态；0.5以下的则表示低信度[7]。为了考察调查问卷量表题的信度，本研究利用SPSS26.0统计软件进行Cronbach α系数分析，结果如表2所示。
Table 2. Reliability testing of the teachers’ burnout scale items
表2. 教师职业倦怠量表题信度检验
维度 |
题项 |
Cronbach α系数 |
情绪衰竭 |
1~8 |
0.964 |
低个人成就感 |
9~16 |
0.940 |
非人性化 |
17~22 |
0.966 |
总体情况 |
|
0.964 |
由表2可知，教师职业倦怠总体α系数为0.964，情绪衰竭、低个人成就感和非人性化三个分维度的Cronbach α系数分别是0.964、0.940、0.966，表明调查问卷的量表题内部一致性信度很高，所获取的研究数据具有稳定性和可靠性。
3.3. 研究数据收集与分析
3.3.1. 数据收集
数据收集采用匿名问卷调查法，通过“问卷星”平台线上发放并回收问卷，共回收问卷79份，去除2份无效问卷后，最终得到有效问卷77份，问卷有效率为97.47%。
3.3.2. 数据分析
对收集到的数据利用SPSS 26.0统计软件进行以下处理：1) 描述性统计人口学信息，计算职业倦怠总体水平及三个分维度的均值、标准差，了解整体状况；2) 独立样本t检验比较不同性别、学历等不同群体在职业倦怠总体及各维度上的差异；3) 单因素方差分析(ANOVA)考察不同教龄、年龄、周课时量等不同教师在倦怠各维度上的差异；4) 采用线性回归分析探讨不同自变量与倦怠总体水平与各维度之间的关系。所有统计检验显著性水平设为α = 0.05。
4. 研究结果分析
4.1. 人口学变量描述性统计
将问卷结果录入SPSS26.0统计软件，进行数据处理与分析，本研究样本以女性(70.1%)、未婚(58.4%)、本科(53.2%)、师范专业(77.9%)的青年教师(教龄5年以下占45.5%)为主，近半数教师担任班主任(49.4%)。
4.2. 小学教师职业倦怠总体分析
问卷采用的是7点计分法，中间值为3。若为轻度职业倦怠，则平均得分在1.5分以下；若为中度职业倦怠，则平均得分在1.5~4分；若为高度职业倦怠，则平均得分在4分以上。调查对象的职业倦怠总体情况如表3所示。
Table 3. Descriptive statistics of primary school teachers’ professional burnout
表3. 小学教师职业倦怠的描述性统计
维度 |
平均值 |
标准差 |
最大值 |
最小值 |
情绪衰竭 |
4.47 |
1.57 |
6.00 |
0 |
低个人成就感 |
1.31 |
1.24 |
5.38 |
0 |
非人性化 |
3.82 |
2.00 |
5.83 |
0 |
职业倦怠 |
3.14 |
0.88 |
4.77 |
0 |
由表3可知：小学教师的总体职业倦怠得分属于中度职业倦怠水平。分维度来看，情绪衰竭维度的均值高达4.47分，说明该教师样本高度情感衰竭；低个人成就感维度平均值为1.31，得分越低表明教师个人成就感较高；非人性化维度得分处于中度职业倦怠水平。
4.3. 小学教师职业倦怠的差异性分析
为了解小学教师职业倦怠的群体差异情况，本研究主要采用两种检验方法：一是独立样本t检验；二是单因素方差分析。鉴于前者适用于自变量为二分类别变量，因变量为连续变量的情况，后者适用于自变量为多分类变量，因变量为连续变量的情况。因而，本研究使用独立样本t检验方法对性别、婚姻状况、是否班主任、有无行政职务、是否是师范生进行差异性比较，探讨这些方面对小学教师职业倦怠的影响情况；使用单因素方差分析，以职业倦怠和三个分维度为因变量，分别以周课时量、教龄、年龄、学历、职称、月收入作为自变量，分析小学教师职业倦怠在这几个方面的差异，研究未发现教师职业倦怠在性别、是否有行政职务、是否为师范生、周课时量、学历及月收入等方面存在显著差异(所有p > 0.05)。由于篇幅限制，下面仅展示具有显著差异的教师职业倦怠差异性分析。
4.3.1. 不同婚姻状况的小学教师职业倦怠差异性分析
由表4可知，婚姻状况在非人性化维度上有显著性差异(p < 0.05)，已婚教师得分高于未婚教师，说明已婚教师在非人性化维度上比未婚教师更容易产生倦怠。
Table 4. Testing differences in primary school teachers’ occupational burnout according to marital status
表4. 小学教师职业倦怠在婚姻状况上的差异性检验
维度 |
婚姻状况(M ± SD) |
t |
p |
未婚(N = 45) |
已婚(N = 32) |
情绪衰竭 |
4.41 ± 1.55 |
4.55 ± 1.60 |
−0.376 |
0.708 |
低个人成就感 |
1.41 ± 1.21 |
1.15 ± 1.27 |
0.929 |
0.356 |
非人性化 |
3.42 ± 2.07 |
4.38 ± 1.78 |
−2.172 |
0.033* |
职业倦怠 |
3.05 ± 0.89 |
3.26 ± 0.86 |
−1.051 |
0.297 |
注：*表示p < 0.05，**表示p < 0.01，下同。
4.3.2. 小学教师是否担任班主任的职业倦怠水平差异分析
由表5可知，小学教师是否担任班主任在总体职业倦怠水平及各分维度上均具有显著性差异(p < 0.05)，班主任教师在情绪衰竭和非人性化维度上的得分显著高于非班主任，但在个人成就感上反而更高。总体而言，小学教师担任班主任更容易产生职业倦怠。
Table 5. Testing differences in primary school teachers’ occupational burnout according to whether they serve as form tutors
表5. 小学教师在是否担任班主任上的职业倦怠水平差异性检验
维度 |
是否班主任(M ± SD) |
t |
p |
是(N = 38) |
否(N = 39) |
情绪衰竭 |
4.92 ± 1.20 |
4.02 ± 1.75 |
2.612 |
0.011* |
低个人成就感 |
0.92 ± 0.83 |
1.68 ± 1.45 |
−2.841 |
0.006** |
非人性化 |
4.60 ± 1.56 |
3.06 ± 2.10 |
3.624 |
0.001** |
职业倦怠 |
3.38 ± 0.88 |
2.91 ± 0.82 |
2.383 |
0.020* |
4.3.3. 不同教龄的小学教师职业倦怠水平差异分析
由表6可知，不同教龄的小学教师在非人性化和职业倦怠总体方面具有显著性差异(p < 0.05)。由事后检验可知，在非人性化维度上，教龄在6~10年间的教师和教龄在16~20年间的教师显著高于教龄在0~-5年间的教师；在职业倦怠总体维度上，教龄在16~20年间的教师显著高于教龄在0~5年间的教师。
Table 6. Testing differences in primary school teachers’ occupational burnout according to years of service
表6. 小学教师在教龄上的职业倦怠水平差异性检验
维度 |
教龄 |
N |
M ± SD |
F |
P |
LSD |
非人性化 |
0~5年 |
35 |
2.75 ± 1.95 |
6.029 |
0.000** |
1 < 2，4 |
6~10年 |
12 |
4.59 ± 1.55 |
11~15年 |
8 |
4.50 ± 1.31 |
16~20年 |
12 |
5.12 ± 1.21 |
21年以上 |
10 |
4.55 ± 2.19 |
职业倦怠 |
0~5年 |
35 |
2.82 ± 0.96 |
2.501 |
0.050* |
1 < 4 |
6~10年 |
12 |
3.26 ± 1.04 |
11~15年 |
8 |
3.39 ± 0.60 |
16~20年 |
12 |
3.60 ± 0.29 |
21年以上 |
10 |
3.35 ± 0.73 |
注：“1” = 0~5年，“2” = 6~10年，“3” = 11~15年，“4” = 16~20年，“5” = 21年以上。
4.3.4. 不同年龄的小学教师职业倦怠水平差异分析
由表7可知，不同年龄的小学教师在非人性化方面具有显著性差异(p < 0.05)。由事后检验可知，36~40岁的教师非人性化程度显著高于21~25岁的教师，说明年龄越大，小学教师可能越容易产生职业倦怠。
Table 7. Testing age differences in primary school teachers’ occupational burnout
表7. 小学教师在年龄上的职业倦怠水平差异性检验
维度 |
年龄 |
N |
M ± SD |
F |
P |
LSD |
非人性化 |
21~25岁 |
24 |
2.76 ± 2.04 |
3.884 |
0.007** |
1 < 4 |
26~30岁 |
17 |
3.59 ± 1.90 |
31~35岁 |
11 |
4.57 ± 1.65 |
36~40岁 |
14 |
4.94 ± 1.25 |
41岁以上 |
11 |
4.31 ± 2.22 |
注：“1” = 21~25岁，“2” = 26~30岁，“3” = 31~35岁，“4” = 36~40岁，“5” = 41岁以上。
4.3.5. 不同职称的小学教师职业倦怠水平差异分析
由表8可知，不同职称的小学教师在非人性化维度上具有显著性差异(p < 0.05)。由事后检验可知，职称为三级的小学教师非人性化程度显著高于未定级的小学教师。
Table 8. Testing differences in primary school teachers’ occupational burnout across professional titles
表8. 小学教师在职称上的职业倦怠水平差异性检验
维度 |
职称 |
N |
M ± SD |
F |
P |
LSD |
非人性化 |
未定级 |
27 |
2.93 ± 2.04 |
3.300 |
0.015* |
1 < 2 |
三级 |
9 |
4.64 ± 1.17 |
二级 |
17 |
3.60 ± 2.06 |
一级 |
15 |
4.43 ± 1.88 |
高级及以上 |
9 |
5.05 ± 1.59 |
注：“1” = 未定级，“2” = 三级，“3” = 二级，“4” = 一级，“5” = 高级及以上。
4.4. 小学教师职业倦怠的影响因素分析
经过独立样本t检验得知：婚姻状况、是否担任班主任与教师职业倦怠水平之间具有显著性差异；经过单因素方差分析得知：教龄、年龄、职称与教师职业倦怠水平之间具有显著性差异。为了进一步探究各自变量对小学教师职业倦怠及其三个维度的影响程度，进行了多元线性回归分析，结果如下表所示。
4.4.1. 情绪衰竭维度与影响因素的回归分析
为了检验小学教师职业倦怠的影响因素对情绪衰竭的影响，以职业倦怠量表的情绪衰竭维度为因变量，以是否班主任、周课时量、月收入为自变量进行多元线性回归分析，具体结果如表9所示。
Table 9. Regression analysis of affective exhaustion and influencing factors on teacher burnout
表9. 情绪衰竭与教师职业倦怠影响因素的回归分析
|
调整后R2 |
回归系数β |
t |
p |
F |
Sig |
常量 |
0.091 |
3.769 |
7.405 |
0.000** |
3.533 |
0.019b |
是否班主任 |
|
0.280 |
2.548 |
0.013* |
周课时量 |
|
0.247 |
1.718 |
0.090 |
月收入 |
|
−0.253 |
−1.763 |
0.082 |
由表9可知，影响因素中只有是否是班主任进入了回归方程，小学教师是否为班主任对其情绪衰竭的回归方程为：情绪衰竭 = 3.769 + 0.280*班主任，即班主任相对于非班主任，情绪衰竭均值平均增加0.280个单位，且该影响在统计学意义上显著。
4.4.2. 低个人成就感维度与影响因素的回归分析
为了检验小学教师职业倦怠的影响因素对低个人成就感的影响，以职业倦怠量表的低个人成就感维度为因变量，以是否班主任、周课时量、月收入为自变量进行多元线性回归分析，具体结果如表10所示。
由表10可知，影响因素中只有是否是班主任进入了回归方程，小学教师是否为班主任对其低个人成就感的回归方程为：低个人成就感 = 1.851 − 2.733*班主任，即班主任相对于非班主任，成就感均值平均增加2.733个单位，且该影响在统计学意义上显著。
Table 10. Regression analysis of low personal achievement and influencing factors on teacher burnout
表10. 低个人成就感与教师职业倦怠影响因素的回归分析
|
调整后R2 |
回归系数β |
t |
p |
F |
Sig |
常量 |
0.071 |
1.851 |
4.541 |
0.000** |
2.950 |
0.038b |
是否班主任 |
|
−0.304 |
−2.733 |
0.008** |
周课时量 |
|
−0.139 |
−0.955 |
0.343 |
月收入 |
|
0.121 |
0.833 |
0.408 |
4.4.3. 非人性化维度与影响因素的回归分析
为了检验小学教师职业倦怠的影响因素对非人性化的影响，以职业倦怠量表的非人性化维度为因变量，以婚姻状况、是否班主任、教龄、周课时量、月收入为自变量进行多元线性回归分析，具体结果如表11所示。
Table 11. Regression analysis of dehumanisation and influencing factors on teacher burnout
表11. 非人性化与教师职业倦怠影响因素的回归分析
|
调整后R2 |
回归系数β |
t |
p |
F |
Sig |
常量 |
0.357 |
2.867 |
4.867 |
0.000** |
9.451 |
0.000b |
婚姻状况 |
|
0.047 |
0.451 |
0.653 |
是否班主任 |
|
0.325 |
3.471 |
0.001** |
教龄 |
|
0.842 |
4.576 |
0.000** |
周课时量 |
|
−0.042 |
−0.335 |
0.738 |
月收入 |
|
−0.554 |
−3.172 |
0.002** |
由表11可知，影响因素中只有三个维度是否是班主任、教龄、月收入进入了回归方程，回归方程为：非人性化 = 2.867 + 0.325*班主任 + 0.842*教龄 − 0.554*月收入，即班主任相对于非班主任，非人性化均值平均增加0.325个单位，教龄每增加一个单位，非人性化均值平均增加0.842个单位，月收入每增加一个单位，非人性化均值平均减少0.554个单位，且该影响在统计学意义上显著。
4.4.4. 职业倦怠总体水平维度与影响因素的回归分析
为了检验小学教师职业倦怠的影响因素对职业倦怠总体水平的影响，以职业倦怠量表的职业倦怠总体水平维度为因变量，以是否班主任、教龄、周课时量、月收入为自变量进行多元线性回归分析，结果如表12所示。
Table 12. Regression analysis of overall levels and influencing factors on teacher burnout
表12. 职业倦怠总体水平与教师职业倦怠影响因素的回归分析
|
调整后R2 |
回归系数β |
t |
p |
F |
Sig |
常量 |
0.222 |
2.907 |
10.803 |
0.000** |
6.407 |
0.000b |
是否班主任 |
|
0.210 |
2.054 |
0.044* |
教龄 |
|
0.774 |
4.222 |
0.000** |
|
|
周课时量 |
|
0.026 |
0.195 |
0.846 |
月收入 |
|
−0.623 |
−3.283 |
0.002** |
由表12可知，调整后的R2为0.222，说明影响因素可以解释22.2%教师的职业倦怠。对回归模型进行方差分析发现F = 6.407，Sig值为0.000，说明该回归模型具有统计学意义。影响因素中只有三个维度是否是班主任、教龄、月收入进入了回归方程，由以上信息，可以得出小学教师是否为班主任、教龄、月收入对其职业倦怠的回归方程为：职业倦怠 = 2.907 + 0.210*班主任 + 0.774*教龄 − 0.623*月收入，即班主任相对于非班主任，职业倦怠均值平均增加0.210个单位，教龄每增加一个单位，职业倦怠均值平均增加0.774个单位，月收入每增加一个单位，职业倦怠均值平均减少0.623个单位，且该影响在统计学意义上显著。
4.5. 小学教师职业倦怠影响因素的质性分析
为深入探究教师职业倦怠的成因，本研究对问卷调查中的开放题“请描述您工作压力的主要来源及希望获得的帮助”的答案进行了主题分析。通过对77份有效回答进行编码和归类，提炼出以下四个核心主题：
4.5.1. 非教学事务负担过重
超过60%的教师，尤其是中年教师提及“行政事务繁杂”“文明创城”等非教学任务占用了大量时间。比如“除了备课上课，还要完成学校财务预算、会计类任务，各种检查评比应接不暇”“评职称需要太多与教学无关的材料”。这直接导致了情绪衰竭，尤其对班主任影响更为显著。
4.5.2. 学生行为管理困难
约45%的教师，尤其是青年教师，提到“学生纪律问题”“家长沟通困难，被质疑专业判断”是主要压力源。比如“非师范生缺乏系统培训，课堂管理很吃力，学生不听课”“家长高期望，但学生不配合”。这印证了量化研究中情绪衰竭维度得分高的结果。
4.5.3. 教育数字化适应挑战
教龄15年以上的资深教师提到“信息技术应用困难”“线上教学平台操作不熟练”。一位教龄20年的教师坦言：“面对各种新的教学软件感到力不从心，跟不上年轻教师的步伐，教学设备更新需要适应”。这与量化研究中发现的教龄较长教师个人成就感降低的结果相互印证。
4.5.4. 社会期望与现实回报不匹配
约35%的教师提到“社会对教师的要求越来越高”“领导不理解教师需求”“工资待遇与付出不成正比”。一位刚入职的青年教师写道：“本来工资就不高，钱少事多，还经常被借调白干活”。表明教师对现实的教师待遇存在较大的心理落差。
通过对开放题的质性分析发现，教师职业倦怠主要源于非教学事务负担、学生行为管理困难、数字化适应挑战及社会期望压力四大因素，进一步印证并丰富了量化研究结果，为制定针对性干预策略提供了直接依据。
5. 讨论
本研究以JD-R模型为框架，揭示了小学教师职业倦怠的形成机制。量化研究发现班主任和教龄较长教师倦怠感更为突出，质性分析进一步揭示了其具体表现：班主任面临过高的工作要求，如非教学性事务、学生管理等，而工作资源不足，如备课时间、教学自主权等；教龄较长教师则面临新型工作要求，如适应信息技术融入教学的转变。
此外，一个值得深入探讨的现象是：班主任虽然在情绪衰竭和非人性化上得分更高，但在个人成就感维度上却显著高于非班主任。这看似矛盾的结果，恰恰可以用JD-R模型解释：班主任工作虽然要求更高，但也提供了更多工作资源，如与学生的情感联结、班级管理的自主权等，这些资源在一定程度上提升了班主任的个人成就感。
需要指出的是，本研究的回归模型解释力有限，这表明仍有其他重要变量未被纳入模型，如社会支持、教师个性特征等。未来的研究可在此基础上，引入更多心理学和组织行为学变量，以构建更全面的教师职业倦怠解释模型。
6. 结论与建议
本研究通过问卷调查发现：1) 被调查样本教师整体呈中度职业倦怠水平，尤其在情绪衰竭维度上表现显著。2) 不同群体如婚姻状况、是否担任班主任、教龄、年龄及职称等因素对职业倦怠水平存在显著性差异。3) 经过回归分析发现，班主任及教龄较长的教师职业倦怠感更为突出。
不同代际教师的职业倦怠水平不一的原因可能是：低职称及刚入职的青年教师可能因职业认同感和发展空间有限，职业倦怠感较强；处于中年的班主任承担更多教学与管理任务，工作压力大，易导致情绪衰竭；已婚教师因家庭责任加重，产生更高非人性化倾向；教龄较长的资深教师面临职业发展的瓶颈，成就感降低。
基于量化与质性分析结果，提出以下建议：一是减轻中年班主任工作负担，提供必要的心理支持和职业发展机会。具体做法可精简非教学性事务，减少不必要的行政会议，让教师专注于教学工作；二是加强教师信息技术培训，提升资深教师的信息化教学能力和职业自信心；三是为青年教师设计个性化的职业发展规划，增强其职业认同感；四是改善学校管理方式，赋予教师参与决策权，关注教师个人成长与需求；五是定期开展教师心理健康培训，引导社会形成合理期望，共同营造尊师重教的社会风尚。总之，缓解教师职业倦怠是一项长期性、系统性的工程，需要教师个人、学校组织、社会层面共同努力，从而有效缓解教师职业倦怠，促进基础教育质量的提升。
当然，本研究还有很多不足之处，第一，教师样本量不够大，导致研究结果的真实性和有效性有待进一步确认；第二，本研究虽尝试结合量化与质性方法，但对质性数据的分析深度仍有提升空间，未来可借助NVivo等专业软件进行更细致的编码分析。同时增大样本量，熟练运用数据统计和分析工具，简洁直观地呈现数据分析结果，充分考虑影响教师职业倦怠的其他因素进行综合分析。