1. 前言
近年来，学生心理健康备受社会瞩目。教育部等十七部门联合印发的《全面加强和改进新时代学生心理健康工作专项行动计划(2023~2025年)》，将心理健康工作摆在更加突出位置，明确提出要建强心理人才队伍，提升人才培养质量，配齐心理健康教师，畅通教师发展渠道。与此同时，随着社会的发展与进步，学生的心理健康需求越发凸显，整体教师教育深陷“内卷”困境，在这种充满挑战的大环境下，心理健康教师承载着来自各方的殷切期待，但与之相伴的，是沉重的工作压力。相关研究表明，教师存在着较为普遍且较重的职业压力(Travers & Cooper, 1996; 陈明丽，许明，2000)。而在庞大的教师队伍之中，心理健康教师处境更为艰难，由于其人员配备数量稀少、日常工作繁杂琐碎、心理健康教育发展起步滞后等诸多不利因素交织，使得他们在工作推进过程中面临着来自各个维度的重重压力。研究表明，长期的职业压力会导致教师造成情绪失常和情感倦怠(Redín & Erro-Garcés, 2020)，还会导致教师的消极行为增多(张定强，王语峤，2024)，并可能会产生生理疾病(Golaszewski et al., 1984)，导致心理健康教师走向职业倦怠感。教师职业倦怠是指教师不能顺利应对工作压力时的一种极端反应，会导致工作满意度低下、工作热情、兴趣的丧失，以及情感的疏离与冷漠(赵玉芳，毕重增，2003)。教师在长期职业倦怠状态下极易出现不接纳学生的情况，甚至会以轻蔑的眼光审视学生，这无疑会对学生的自尊心造成毁灭性打击，既阻碍教师自身的职业发展进程，又给学生的心理健康蒙上一层阴影。鉴于此，如何有效改善心理健康教师的职业倦怠状况，已然成为一个亟待深入探究的关键议题。值得欣喜的是，有相关研究发现，心理授权在调节心理健康教师的职业倦怠方面发挥着独特且关键的作用(叶宝娟等，2020)。
心理授权是一种潜在的心理能量和资源，是个体体验的综合体，包含四种认知的格式塔：工作意义、自我效能、自主性和工作影响(Thomas & Velthouse, 1990)。个体心理授权越高，越不容易陷入倦怠泥沼当中(Livne & Rashkovits, 2018)。以往研究表明，心理授权不仅能够重塑工作者的工作态度，还能切实缓解职业倦怠状态(李超平，李晓轩，时勘，陈雪峰，2006)，当个体在面临较大职业压力的状态下，具备良好的心理授权可以有效地降低自身倦怠水平(Salmela-Aro & Upadyaya, 2014)。由此可见，心理授权在调节个体职业倦怠状态方面具有举足轻重的地位。而反观当下各类学校的现实状况，心理健康教育制度和服务体系残缺不全；心理健康教师供不应求，稀缺的师资力量难以满足庞大的需求；工作内容繁杂琐碎，不仅要为学生及其家长提供精准服务，还要肩负其他任课教师心理健康水平的重任。如此一来，心理健康教师在工作中必然承受着超乎想象的巨大压力，这不仅会严重削弱其自我效能感，扰乱正常的工作状态，进而导致心理授权感直线下降，甚至自身也会陷入心身问题的困境，最终直接影响学生心理健康工作的整体质量与成效。
同时，虽然国内对教师的研究和关注较多，如探析幼儿园、中小学和高校教师的职业压力来源、职业倦怠成因，以及心理授权结构和现状(王婕，2024；张定强，王语峤，2024；金芳，王雨菲，赵一名，2024；汤楚等，2022)，但聚焦于心理健康教师这一特殊群体的研究却如凤毛麟角，而当前学生心理健康状况日益严峻，加强心理健康教育的呼声也越来越大。因此，加大对心理健康教师的关注力度势在必行。唯有当心理健康教师自身的心理健康得到充分保障与悉心呵护时，他们才能以饱满的精神状态、专业的知识技能为学生的心理健康保驾护航。而通过切实提高心理健康教师的心理授权感，能够有效缓解因职业压力引发的职业倦怠感，精准调节其自我效能感与工作态度等关键要素，使其得以全身心投入更多精力关注学生，更好地为学生的身心健康发展倾力服务，进而推动学生全面、和谐、健康成长，切实达成素质教育的宏伟目标。由此，本研究提出两个假设：
H1：职业压力会对职业倦怠产生显著正向影响。
H2：心理健康教师的心理授权在职业压力与职业倦怠间具有中介作用。
2. 方法
(一) 对象
选取全国范围内500名中学心理健康教师(包含兼职心理健康教师)开展问卷调查，实际收回有效问卷482份，有效率为96.40%，其中男性132人(27.40%)，女性350人(72.60%)；年龄主要集中在26~35岁之间(44.20%)；教龄主要集中分布在10年以上(46.50%)；学历集中在本科435人(90.20%)；全职心理健康教师161人(33.40%)，兼职心理健康教师321人(66.60%)。研究对象均自愿参与调查，所有对象在调查前已知本研究调查的内容及目的。
(二) 测量工具
职业压力量表。采用朱从书等人在2002编制的中小学教师职业压力量表(朱从书，申继亮，刘加霞，2002)，包含学生因素、自我发展需要、职业期望、人际关系和考试压力5个维度，共46个条目。采用Likert 5点计分法(1代表“没有压力”，5代表“压力很大”)，当各维度的得分越高，则表明压力越大。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.950。
职业倦怠量表。采用Maslach等编制，李超平等人在2003年修订的职业倦怠量表(李超平，时勘，2003)，包含情绪衰竭、成就感低落、玩世不恭3个维度，共15个条目。采用Likert 7点计分法(0代表“从不”，6代表“每天”)，其中成就感低落维度全部为反向计分。当情绪衰竭和玩世不恭得分高，成就感低落得分低，则说明职业倦怠程度高。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.908。
心理授权量表。源量表由Spreitzer编制，随后李超平在2006年将其修订为汉化量表(李超平，田宝，时勘，2006)，包含工作意义、自我效能、自主性和工作影响4个维度，共12个条目。采用Likert 5点计分法(1代表“非常不同意”，5代表“非常同意”)，分数越高，心理授权水平就越高，在本研究中量表的Cronbach’s α系数为0.894。
(三) 数据处理
采用SPSS 27.0对数据进行描述统计分析、相关分析和回归分析，在检验心理授权的中介效应时，进一步通过PROCESS 4.1宏程序，采用Bootstrap检验法进行中介效应分析。
3. 结果
(一) 共同方法偏差检验
通过SPSS 27.0软件对数据进行统计分析，采用Harman单因素检验法分析职业压力、职业倦怠及心理授权量表数据后发现，在提取的特征根高于1的因素中，首个共同因子的方差解释率为24.981% (<40%)，表明本研究数据没有受到被调查者人为共变的影响，可以进行下一步各变量之间的实证分析(周浩，龙立荣，2004)。
(二) 描述性统计和相关分析
表1列出了各变量的平均数、标准差及相关系数。可知，职业压力与职业倦怠显著正相关，职业倦怠与心理授权显著负相关，职业压力与心理授权显著负相关。
Table 1. Correlation analysis between variables (N = 482)
表1. 各变量间的相关分析(N = 482)
变量 |
均值 |
标准差 |
职业压力 |
心理授权 |
职业倦怠 |
职业压力 |
2.800 |
0.674 |
1.000 |
|
|
心理授权 |
3.756 |
0.657 |
−0.322** |
1.000 |
|
职业倦怠 |
1.967 |
0.906 |
0.532** |
−0.497** |
1.000 |
注：*表示p < 0.05，**表示p < 0.01，***表示p < 0.001，下同。
(三) 心理授权的中介作用
运用SPSS 27.0对职业压力和职业倦怠的关系进行检验，并对心理授权进行简单中介效应检验，结果如表2所示：模型1的结果表明，职业压力能够正向预测职业倦怠(β = 0.514, t = 13.138, p < 0.001)，95% CI (0.437, 0.591)，该数据结果能够为假设1提供实证支持。模型2的结果表明，职业压力对心理授权的影响呈现显著负向影响(β = −0.301, t = −6.924, p < 0.001)，95% CI (−0.387, −0.216)。模型3的结果表明，职业压力对职业倦怠呈现显著正向影响(β = −0.395, t = 10.704, p < 0.001)，95% CI (0.323, 0.468)，心理授权对职业倦怠呈现显著负向影响(β = −0.395, t = −10.712, p < 0.001)，95% CI (−0.468, −0.323)。偏差矫正百
Table 2. Simple mediation test (N = 482)
表2. 简单中介检验(N = 482)
预测变量 |
模型1 |
模型2 |
模型3 |
β |
t |
β |
t |
β |
t |
职业压力 |
0.514 |
13.138*** |
−0.301 |
−6.924*** |
0.395 |
10.704*** |
心理授权 |
|
|
|
|
−0.395 |
−10.712*** |
R2 |
0.265 |
0.091 |
0.407 |
F |
172.594*** |
47.946*** |
146.126*** |
注：模型1，职业压力预测职业倦怠；模型2，职业压力预测心理授权；模型3，职业压力和心理授权共同预测职业倦怠。
Table 3. Analysis of relative mediating effect
表3. 相对中介效应分析
|
效应值 |
SE |
95% CI |
相对效应值 |
LLCI |
ULCI |
|
总效应 |
0.514 |
0.039 |
0.437 |
0.591 |
|
直接效应 |
0.395 |
0.037 |
0.323 |
0.468 |
76.823% |
间接效应 |
0.119 |
0.023 |
0.076 |
0.168 |
23.177% |
Figure 1. Mediating effect model of psychological empowerment on occupational stress and occupational burnout
图1. 心理授权对职业压力和职业倦怠的中介作用模型
分位Bootstrap方法检验表明，心理授权在职业压力和职业倦怠之间的中介效应显著(a × b = 0.119, 95% CI [0.079, 0.167)。相对中介效应分析(表3)显示，中介效应占总效应的23.177%。因此，心理授权在职业压力与职业倦怠之间存在部分中介作用，该数据结果能够为假设2提供实证支持，心理授权的中介模型图见图1。
4. 讨论
以往研究已表明，教师的职业压力对职业倦怠的影响较大，即较大的职业压力会导致较高的职业倦怠感(张定强，王语峤，2024)。教师的职业压力常源于过多工作要求、功绩确定缺失、职业满意度、学生行为表现等因素，导致教师产生情绪较紧张、疲劳及沮丧等不愉快的身心体验，从而导致职业倦怠的可能性(陈志聪，2024；Sak, 2018)。再进一步说，教师面临的各类职业压力都是可能造成教师职业倦怠的来源，但同时，较低的心理授权感可能进一步加重教师职业倦怠感，而高心理授权可以在工作中获得较强的工作意义感和自主性，提升其工作满意度(Thomas & Velthouse, 1990)，同时通过提高工作意义感、自我决定感及胜任力等可以有效影响职业倦怠(姚计海，刘丽华，2011；Livne & Rashkovits, 2018; Avolio et al., 2011; Zhou & Chen 2021)，因此教师的心理健康水平得不到良好保障，那么教师的这些职业压力、职业倦怠状态，以及低心理授权感都很有可能间接地影响学生，进而对学生的身心健康造成影响。
本研究在相关理论和研究成果的基础上，针对心理健康教师群体提出并验证了职业压力能够显著正向影响职业倦怠感，这与以往研究结果相符(Redín & Erro-Garcés, 2020)，同时进一步提出并验证了心理授权在职业压力和职业倦怠间存在部分中介作用，即高心理授权能够降低职业倦怠感，这也与以往的研究结果相符(周春燕等，2022；Salmela-Aro & Upadyaya, 2014)。本研究验证的“部分中介”作用，并非心理授权对职业压力与倦怠的调节效应不足，核心原因主要有两方面：其一，本研究未纳入社会支持、职业认同等潜在调节变量，这类变量可能与心理授权协同作用于职业压力与倦怠的关系——例如，部分心理健康教师即便心理授权水平较高，但缺乏学校、家庭的外部支持，仍难以通过自身授权感知缓解职业压力带来的倦怠；其二，心理授权各维度的中介效应存在差异，工作自主性、自我效能感维度的中介效应更显著，而工作意义感维度的中介效应较弱，这与心理健康教师的职业场景相关——部分心理健康教师虽明确自身工作的价值(工作意义感)，但受学校管理模式、工作分工限制，缺乏自主安排工作的空间，导致心理授权无法完全介导职业压力对倦怠的影响。
而就目前已有的研究而言，仅仅只是针对教师这一大群体进行了较多研究，但较少有针对心理健康教师这一群体进行调查与研究。而在日常的学校环境中，学生的心理健康是需要心理健康教师和班主任进行观察和维护的，绝大部分是由心理健康教师占据主导地位。相对而言，专职的心理健康教师对学生的心理健康工作更加专业和可靠，是学生心理健康的重要守护力量。因此，心理健康教师对工作的工作意义感、工作态度、胜任力及工作满意度等就显得格外重要。通过对心理健康教师职业压力、职业倦怠和心理授权的状况进行调查与研究，能够为提升心理健康教师的心理授权感提供良好的参考价值，从而缓解心理健康教师所面临的各项职业压力，减少因职业倦怠所导致的工作无意义感、工作情绪差及工作热情低等消极的职业倦怠状态，进而促进学生的心理健康工作质量。基于此，本研究进一步细化了职业压力各维度通过心理授权影响倦怠的具体路径：从学生因素来看，学生心理问题的复杂性、危机事件的突发性的压力，会直接降低心理健康教师的自我效能感(心理授权核心维度)——当心理健康教师长期面对难以解决的学生心理问题，或频繁处理心理危机事件，会逐渐怀疑自身专业能力，进而丧失工作动力，加剧情绪耗竭、去人格化等倦怠表现；从人际关系来看，与同事、家长的沟通不畅(如同事不配合心理健康工作、家长对心理辅导的认可度低)，会削弱心理健康教师的工作意义感和自主性，使其在工作中产生挫败感，进而通过心理授权的中介作用，加重职业倦怠。此外，工作负荷过大这一压力维度，会直接挤压心理健康教师的专业成长和自我调节空间，降低其工作自主性，导致心理授权水平下降，最终加剧倦怠。
结合以往的研究不难发现，教师的职业压力不仅仅来自于社会和学校(陈明丽，许明，2000)，还有研究表明，教师的职业压力也来源于个人生活(Trendall, 1989)。因此，在实际的心理健康教师的工作和生活中，应以科学的理论知识为指导来探索缓解心理健康教师职业压力的举措，心理健康教师是维护学生心理健康的主力军，他们的专业知识和心理辅导技能是学生心身健康的宝贵财富，在更好地提升心理健康教师的工作热情和价值方面，学校可以更多地倾听心理健康教师的需求和声音，激发教师工作激情。一方面，结合心理健康教师的专业特性，开展针对性专项培训，而非通用型培训——重点涵盖个案督导技巧、心理危机干预进阶、自我关怀方法等内容，同时建立常态化专业督导机制，每月安排1~2次专项督导(可邀请校外心理专家或资深心理健康教师担任督导者)，针对心理健康教师在个案辅导、工作中的情绪困扰进行专业指导，帮助其提升专业胜任力、缓解情绪耗竭；另一方面，聚焦心理健康教师的情绪调节需求，开展针对性的情绪释放与压力疏导实践活动，如同辈支持小组、正念冥想训练、情绪宣泄工作坊等，引导心理健康教师主动关注自身心理状态，掌握科学的自我关怀技巧，避免因长期承担他人心理支持任务而产生的情绪内耗，从而减少职业倦怠感。
在通过缓解或释放心理健康教师职业压力的同时，提升心理健康教师的心理授权感也是一个重要举措。相关研究表明，心理授权对于情绪工作者来说，具有赋能的作用(王桢等，2012)。教师的高心理授权，一方面不仅能够提升教师教学能力，带来更高的工作绩效，另一方面还能够使教师积极塑造自身工作角色和适应工作环境，从而带来教师工作的自主性，增强教师的自我效能感，最终达到减轻职业倦怠的目的。因此，在实际的工作环境中，结合心理健康教师的专业需求，优化心理授权提升举措：各学校可以联合他校组织开展相应的心理健康教师专业交流会，聚焦个案辅导、心理课程设计等专业话题，让心理健康教师能够在交流会中相互支持、倾听与沟通，提升专业归属感和自我效能感；同时还可以适当优化教师工作环境与氛围，给予心理健康教师更多的工作自主性(如允许其自主制定心理辅导计划、安排心理课程内容)，有利于提升教师的工作满意度和舒适度；此外，建立贴合心理健康教师专业特性的公平、公正的绩效激励机制，将个案辅导成效、心理危机干预表现、专业成长成果等纳入绩效考核，而非单纯以工作量、升学率为考核标准，鼓励教师参与民主管理与决策过程(如学校心理健康工作方案的制定、心理课程设置等)，增强其教师的归属感和责任感。通过这些方式，使得心理健康教师能够建立更好的自身心理资源，增强心理授权感，从而达到减缓职业倦怠的目的，更好地投身于心理健康教育事业，最终培养出心身健康的学生群体。
5. 结论
本研究对职业压力和心理授权如何影响职业倦怠的作用机制进行了实证讨论和分析，通过对全国各市县482名心理健康教师的心理调查发现，对心理健康教师实际的心理状态有了一定的初步了解，为如何缓解心理健康教师的职业倦怠感提供了不同维度的参考价值，但在实际生活中，采用何种有效的方法来减少心理健康教师的职业压力，又以何种有效干预方式来提升心理健康教师的心理授权感，这是最需要关注的问题。随着时代的巨大变迁，各校学生的心理健康问题越来越受到关注，心理健康教师的工作质量也愈发关键，因此，心理健康教师的心理健康、工作状态显得尤为重要。通过本研究的结果表明，心理授权在职业压力与职业倦怠之间所发挥的中介作用是学校管理者或相关领导亟待关注的问题。