本文于2023年3月~5月选取广东省广州市、肇庆市15所小学802名教师完成问卷调查。采用线上(问卷星)问卷与现场纸质问卷相结合的方式开展问卷调查，线上发放667份调查问卷，现场纸质发放135份调查问卷，总共发放802，剔除无效问卷，得到总有效问卷748份，有效回收率为93.26%，线上有效问卷646份(86.63%)，纸质有效问卷103份(13.37%)。性别情况：男性244人(32.62%)，女性504人(67.38%)；教学年龄情况：1~5年85人(11.36%)，6~10年236人(31.55%)，11~15年235人(31.42%)，16~20年156人(20.86%)，21年及以上36人(4.81%)；职称状况：无职称125人(29.94%)，初级职称254人(20.72%)，中级职称324人(43.32%)，高级职称45人(6.02%)；婚姻状况：未婚358人(47.86%)，已婚390人(52.14%)；编制情况：无编制443人(59.22%)，编制：305人(40.78%)。

职业倦怠量表采用伍新春修订的中小学教师职业倦怠问卷 [26] 。该量表由3个维度，22个题目组成。量表采用5级评分(1完全不符合，5完全符合)，量表总得分越高表明小学教师的职业倦怠程度越高。本研究中，量表的Cronbachs’α系数为0.882。

工作满意度量表采用Brayfield编制的《工作描述指数法》来衡量个体一般的工作满意度 [27] ，也称综合满意度，该量表信效度良好 [28] 。选取了其中5个与小学教师工作满意度相关的维度，包括工作本身、领导、同事、收入、晋升机会共23道题目 [29] 。采用5级评分(1非常不同意，5非常同意)得分越高表明小学教师对其工作越满意。由于研究对象不同，本研究对量表题目进行了修改，以适用于小学教育教师群体。如：将“你对你所从事的工作性质感到满意吗”修改为“你对目前所从事的小学教育相关工作感到满意吗”等。修改后量表总Cronbach’α系数为0.75。

自我效能量表采用Schwarzer [30] 等人编制，王才康 [31] 翻译的中文量表，共10个题项。采用4级计分，(1完全不同意，4完全同意)。该量表的Cronbachs’a系数为0.97。

领悟社会支持量表由Zimet等 [32] 共同研制，姜乾金翻译成中文(PSSS) [33] ，共12题，3个维度，７级计分(1非常不符合，7非常符合)，总分越高代表个体所能体会到的支持水平越高。该量表的Cronbach’α系数介于0.84到0.90之间。

采用Harman单因素法对共同方法偏差进行检验 [34] 。结果表明，因素分析后有5个因子特征根大于１，得到未旋转的第一个公因子解释的变异量为22.17%，小于统计学上40%的临界值，表明该研究不存在严重的共同方法偏差问题。

注：**P < 0.01。

由 表1 所得，领悟社会支持与自我效能(R = 0.232, P < 0.01)、工作满意度(R = 0.241, P < 0.01)呈不同程度的显著正相关关系，而与职业倦怠(R = −0.209, P < 0.01)呈负相关关系。自我效能感与工作满意度(R = 0.167, P < 0.01)呈正相关关系，与职业倦怠(R = −0.210, P < 0.01)呈负相关关系。工作满意度与职业倦怠(R = −0.177, P < 0.01)呈负相关关系。

由相关分析可知，采用结构方程模型对领悟社会支持、自我效能、工作满意度和职业倦怠中介关系探讨，通过Mplus8.3软件假设构建中介模型。

链式中介效应模型(见 图1 )，领悟社会支持显著负向预测职业倦怠(β = −0.161, p < 0.01)。领悟社会支持显著正向预测自我效能感(β = 0.133, p < 0.01)和显著正向预测工作满意度(β = 0.264, p < 0.01)；自我效能感显著正向预测工作满意度(β = 0.252, p < 0.05)和显著负向预测职业倦怠(β = −0.306, p < 0.001)；工作满意度负向预测职业倦怠(β = −0.105, p < 0.001)。可得出路径一：自我效能在领悟社会支持与职业倦怠关系中起到中介作用；路径二：工作满意度在领悟社会支持与职业倦怠关系中起到中介作用；路径三：自我效能–工作满意度在领悟社会支持和职业倦怠之间起的链式中介作用 [35] 。

进一步采用Bootstrap法进行中介效应检验(重复取样5000次)，结果如 表2 所示，三条中介效应路径的95%置信区间均不包括0，说明三条路径的中介效应达到显著水平 [36] 。领悟社会支持–职业倦怠直接效应率69.1%；路径一：领悟社会支持–自我效能–职业倦怠的中介效应率为17.6%；路径二：领悟社会支持–工作满意度–职业倦怠的中介效应率为11.6%；路径三：工作满意度–自我效能–领悟社会支持–职业倦怠的中介效应(效应率1.7%)。

*P < 0.05, **P < 0.01。

本研究结果表明，小学教师领悟社会支持、自我效能感和工作满意度与职业倦怠呈显著负相关，与前人的研究结果一致 [15] [18] [24] 。领悟社会支持与自我效能和工作满意度呈正相关关系，与蒋良富、Lent等人的研究一致 [21] [22] 。研究表明，高领悟社会支持的个体更容易察觉和接纳来自外界的支持，积极推动个体建立与他人的联系，为个体在社会中更易被尊重、理解和支持 [37] ，从而提升个体在工作环境的自我效能感 [38] ，并对工作满意程度有积极影响 [39] 。积极的社会支持使得教师觉得在工作环境被他人重视、被认可，从而增强自身的自尊心和提高工作动力，自我效能能够将负面情绪做到有效地转移，从而有效降低职业倦怠 [18] 。

结果显示，自我效能和工作满意度在领悟社会支持与职业倦怠之间存在中介作用。路径一：领悟社会支持→自我效能→职业倦怠路径的中介效应量占总效应比例较大，说明自我效能是领悟社会支持影响小学教师职业倦怠的重要中介变量。路径一：领悟社会支持负向预测职业倦怠，自我效能负向预测职业倦怠，与以往结果一致 [40] [41] ，领悟社会支持强的教师，面对人际交往、工作压力时能够轻松应对，高自我效能感在面对障碍和体验厌恶时能够表现出足够的自信应对，从而降低情绪带来的职业倦怠 [42] 。路径二：领悟社会支持→工作满意度→职业倦怠，工作满意度负向预测职业倦怠，与以往研究结果一致 [24] 。领悟社会支持越高，能够更好地利用社会资源，更深地感受到来自周围的支持和理解，增强自身的认同感，更好地投入到工作当中，使得自身对工作的满意值更高 [43] ，工作满意度高的教师会在工作中寻找到乐趣和动力，得到充足的幸福感和认同感，从而降低职业倦怠的产生 [29] 。

本研究发现，自我效能正向预测工作满意度，并且小学教师的领悟社会支持可以通过自我效能与工作满意度的链式中介作用对职业倦怠产生直接效应，这与以往的研究一致 [21] 。小学教师的领悟社会支持可以直接预测职业倦怠，也可以通过自我效能和工作满意度单独中介作用对职业倦怠产生影响，还可以通过自我效能–工作满意度的链式中介作用预测职业倦怠。个体依据自己的实际情况，对情绪状况和自我能力进行评估，高领悟社会支持的教师能够轻松地处理工作问题和身心问题，在心理行为上体验更多的社会支持，进而在生活中和工作上产生更高的自我效能感 [20] 。高的自我效能感的教师更好地调整自己的心境与行为，避免长时间处于职业紧张和压力下，从而延缓职业倦怠产生。