1. 引言
近几年来，我国教师群体的心理健康状况备受关注，时不时便有教师心理危机事件发生(黄潇潇等，2024)。其中，影响教师心理健康的一个重要压力源是“非教学”工作的负担。减少非教育教学类工作任务，是中小学教师群体一直以来的心声与诉求。对此，党和国家高度关注并持续发力。2019年，中共中央办公厅、国务院办公厅印发《关于减轻中小学教师负担进一步营造教育教学良好环境的若干意见》。2021年，教育部印发《关于做好2021年减轻中小学教师负担有关工作的通知》。2022年，国务院教育督导委员会办公室发布《关于禁止向学校摊派与教育教学无关的“涨粉”“评比”“推销”等指令性任务的通知》。2024年，“减轻中小学教师非教学负担”写入政府工作报告。这一系列政策举措旨在让教师卸下包袱轻装上阵。尽管“非教学”工作负担对教师心理健康的影响一直备受关注，但鲜有研究指明“非教学”工作如何影响教师心理健康的作用机制，本研究致力于从“心理脱轨”的视角实证性地探讨这一问题。
Burrow et al. (2020)提出的“心理脱轨”这一新概念在心理健康领域引发了极大的兴趣。心理脱轨往往发生在个人最初的自我期望与后来的实际发展严重不符的情况下，并已被证明是适应不良的一个独特指标。由于个体在自我成长和生涯发展过程中不可避免地要面对预期自我与实际自我之间的差异，因此他们极有可能出现心理脱轨。作为Higgins (1987)“理想自我”概念的衍生，个体的预期自我是指他们基于自我认同对自己的思想和行为所抱有的期望。同时，个人的实际自我是他们基于自我认同而认为自己的思想和行为的实际表现。如果预期自我和实际自我之间的差异在可接受的范围内，个体就会经历健康的心理发展。但是，如果两者严重不一致，个体的心理就会脱轨。这种心理脱轨会让他们陷入困境，无法感知自我的一致性和连续性，从而导致各种形式的适应不良，如抑郁、焦虑和压力等。
Chu et al. (2022)的研究进一步指出，心理脱轨有效价的负向和正向之分，负向的脱轨是指个体的现实自我无法达到理想自我的预期，这会对心理健康产生负向的影响；而正向的脱轨则不同，尽管依旧是个体的现实自我与理想自我相背离，但是这种背离可能是超预期的或是将个体引向新的积极方向的，这会对个体的心理健康产生正向的影响。据此，Chu et al. (2022)提出心理脱轨效价对心理脱轨的影响作用起调节机制。
本研究致力于探索心理脱轨在教师的“非教学”工作与心理健康关系中的作用机制。“非教学”工作是背离教师工作预期的事件——因为教师自然地认为自己进入学校是从事教育教学工作的——它应当会引发负向的心理脱轨，从而影响教师的心理健康。因此，本研究构建一个有调节的中介模型，用于检验心理脱轨及其效价在教师非教学工作与心理健康关系之间的作用机制，模型如图1所示，其中，心理健康的指标由经典的抑郁和焦虑为代表。
Figure 1. The research model
图1. 研究模型图
2. 方法
2.1. 被试
在广东地区(主要为深圳市)通过问卷星在各类微信群派发电子问卷，由中小学教师在线作答，共采集到有效问卷595份，女性占87.23%，平均年龄为37.80岁(范围在22岁至58岁之间，标准差为8.28，3个缺失值)，平均教龄为15.46年(范围在1年至38年之间，标准差为9.58，9个缺失值)。
2.2. 测量
2.2.1. “非教学”工作量主观评定
使用1道自编的单选题由被试主观评定其“非教学”工作的量大小，1分代表“非常轻松”，2分代表“比较轻松”，3分代表“比较繁重”，4分代表“非常繁重”。
2.2.2. 心理脱轨
使用Chu et al. (2022)修订的心理脱轨量表，共10道题，其中含有4道反向计分题，但是在信度检验过程中发现去掉反向计分题后总量表的信度提升，故最终保留6道题目，其内部一致性信度哥隆巴赫的α系数为0.862。典型题目包括：“我过去对自己的看法与我现在对自己的看法是不同”“随着时间的推移，我感觉自己变成了另一个不同类型的人”等。
2.2.3. 心理脱轨效价
参照Chu et al. (2022)的研究，编制心理脱轨效价的问卷题目，要求被试“在与过去的自己进行比较的基础上，想一想现在的自己”，包括以下三个方面：自我概念、生活方向感和职业生涯发展，每个方面各1个项目。被试对自己的变化程度进行评分，评分范围从−3 (“极其负向的变化”)到3 (“极其正向的变化”)，其中0代表没有发现变化。3道题目的内部一致性信度哥隆巴赫的α系数为0.938。
2.2.4. 抑郁
采用成熟的9项患者健康问卷(PHQ-9)测查抑郁情绪(Kroenke et al., 2001)，使用李克特4级量表进行计分，0分代表“完全不会”，3分代表“几乎每天”，内部一致性信度哥隆巴赫的α系数为0.929，抑郁得分为9道题的均值。
2.2.5. 焦虑
使用成熟的7项广泛性焦虑障碍量表(GAD-7)测查焦虑情绪(Spitzer et al., 2006)，采用李克特4级量表计分，0分代表“完全不会”，3分代表“几乎每天”，内部一致性信度哥隆巴赫的α系数为0.968，焦虑得分为7道题的均值。
2.3. 统计
采用SPSSAU平台对数据进行统计分析，在进行描述统计和测量工具信效度检验后，使用调节中介效应模型(Model 58)进行分析，分别构建以抑郁和焦虑为因变量的两个模型。
3. 结果
3.1. 描述统计
四个变量的描述统计结果如表1所示。可以看到，受试教师的“非教学”工作量较大，但是抑郁和焦虑水平较低，此外，心理脱轨程度在中等水平且主要为正向的脱轨。
Table 1. Descriptive statistics results
表1. 描述统计结果
|
全距 |
平均值 |
标准差 |
“非教学”工作量 |
心理脱轨 |
心理脱轨效价 |
抑郁 |
焦虑 |
| “非教学”工作量 |
1~4 |
3.07 |
0.66 |
1 |
|
|
|
|
| 心理脱轨 |
1~6 |
3.68 |
1.08 |
0.04 |
1 |
|
|
|
| 心理脱轨效价 |
−3~3 |
1.04 |
1.27 |
−0.18*** |
0.01 |
1 |
|
|
| 抑郁 |
0~3 |
0.75 |
0.64 |
0.23*** |
0.29*** |
−0.39*** |
1 |
|
| 焦虑 |
0~3 |
0.80 |
0.78 |
0.25*** |
0.28*** |
−0.41*** |
0.85*** |
1 |
备注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
3.2. 有调节的中介模型检验
抑郁模型的结果如表2所示，表明有调节的中介模型成立。表4进一步揭示出在心理脱轨效价为负向的时候，心理脱轨在“非教学”工作量与抑郁的正向中关系起到正向的中介作用。表3与表5的结果表明，焦虑模型与抑郁模型表现出同样的情况，这验证了本研究的假设。
Table 2. Results for the depression model
表2. 抑郁的模型结果
|
抑郁 |
心理脱轨 |
| 常数 |
−0.312*(−2.026) |
3.043***(10.560) |
| “非教学”工作量 |
0.137***(3.915) |
0.193*(2.211) |
| 心理脱轨效价 |
−0.041(−0.693) |
0.375*(2.232) |
| “非教学”工作量 × 心理脱轨效价 |
|
−0.113*(−2.181) |
| 心理脱轨 |
0.224***(7.593) |
|
| 心理脱轨*心理脱轨效价 |
−0.037*(−2.547) |
|
| 样本量 |
595 |
595 |
| R2 |
0.269 |
0.010 |
| 调整R2 |
0.262 |
0.003 |
| F值 |
F(4,590) = 54.179*** |
F(3,591) = 2.001 |
备注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001；括号里面为t 值。
Table 3. Results for the anxiety model
表3. 焦虑的模型结果
|
焦虑 |
心理脱轨 |
| 常数 |
−0.598**(−3.240) |
3.043***(10.560) |
| “非教学”工作量 |
0.187***(4.456) |
0.193*(2.211) |
| 心理脱轨效价 |
−0.010(−0.134) |
0.375*(2.232) |
| “非教学”工作量 × 心理脱轨效价 |
|
−0.113*(−2.181) |
| 心理脱轨 |
0.287***(8.144) |
|
| 心理脱轨*心理脱轨效价 |
−0.058***(−3.349) |
|
| 样本量 |
595 |
595 |
| R2 |
0.294 |
0.010 |
| 调整R2 |
0.288 |
0.003 |
| F值 |
F(4,590) = 61.306*** |
F(3,591) = 2.001 |
备注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001；括号里面为t 值。
Table 4. Conditional indirect effect results for the depression model
表4. 抑郁模型的条件间接效应结果
| 中介变量 |
调节变量水平 |
水平值 |
Effect |
BootSE |
BootLLCI |
BootULCI |
| 心理脱轨 |
低水平(−1SD) |
−0.234 |
0.051 |
0.026 |
0.002 |
0.105 |
| 平均值 |
1.039 |
0.014 |
0.013 |
−0.011 |
0.040 |
| 高水平(+1SD) |
2.313 |
−0.009 |
0.016 |
−0.041 |
0.022 |
备注：BootLLCI指Bootstrap抽样95%区间下限，BootULCI指Bootstrap抽样95%区间上限。
Table 5. Conditional indirect effect results for the anxiety model
表5. 焦虑模型的条件间接效应结果
| 中介变量 |
调节变量水平 |
水平值 |
Effect |
BootSE |
BootLLCI |
BootULCI |
| 心理脱轨 |
低水平(−1SD) |
−0.234 |
0.066 |
0.032 |
0.002 |
0.130 |
| 平均值 |
1.039 |
0.017 |
0.016 |
−0.014 |
0.049 |
| 高水平(+1SD) |
2.313 |
−0.010 |
0.018 |
−0.046 |
0.025 |
备注：BootLLCI指Bootstrap抽样95%区间下限，BootULCI指Bootstrap抽样95%区间上限。
4. 讨论
本研究首次从心理脱轨的视角实证性地探讨了教师“非教学”工作量如何影响他们的心理健康这一作用机制问题，具有重要的理论价值。结果表明，“非教学”工作由于背离教师对自己职业发展的预期，会产生负向的心理脱轨，进而引发抑郁和焦虑等心理问题。这一过程揭示了“非教学”工作负担危害教师心理健康的一条重要影响路径。
同时，这一研究结果也具有一定的现实应用价值。那便是，保护教师的心理健康一方面需减轻“非教学”工作负担，另一方面也可以对教师的职业发展预期心理进行管理，让教师理解一部分“非教学”工作是教师岗位所需要承担的。这有助于减轻教师的心理脱轨，从而降低抑郁和焦虑。有关举措可以在师范生实习和教师岗前培训中进行。
不可避免地，本研究也存在一定的局限。例如，“非教学”工作量由教师主观评定，可能造成共同方法偏差；心理健康的指标过于单一，未来可考虑采用一些与教师职业紧密相关的指标，如教师幸福感、工作满意度、教师身份认同等等。
5. 结论
本研究实证性地探讨了心理脱轨及其效价在教师“非教学”工作量与他们的心理健康之间的作用机制，构建了有调节的中介模型，结果表明负向的心理脱轨在教师“非教学”工作量与他们的抑郁、焦虑情绪之间起正向的中介作用，而正向心理脱轨的作用则不显著。
NOTES
*第一作者。