新兵訓練倦怠與使命取向的關系：自我效能感的中介和調節作用

張巖軍，丁 魁

使命取向是個體內在和主觀的一種心理結構，是個體對于自身的工作所持有的一種積極觀點[1]。高水平使命感可以有效提升職業認同感[2]，能夠對職業預期起到積極的作用[3]。訓練倦怠是由于缺乏訓練動力或因訓練壓力等原因，而對訓練產生持續的、負性的身心疲勞與耗竭的心理與行為狀態，對個體的身心健康和工作效率具有不利影響[4]。自我效能感是個體對自己能否成功完成特定任務的知覺，影響個體的思維模式和情感反應方式[5]，對社會支持的利用度[6]和工作積極性、工作認同感[7]也將產生影響。自我效能感對工作結果不僅具有直接影響作用，而且還具有中介作用[8]。Hirschi[9]研究發現，使命取向與工作意義感、職業承諾、職業同一性、道德責任具有密切的關系，但這只是在使命取向和積極工作結果間的中介機制研究，尚缺乏其他變量與使命取向間形成機制的研究。綜上，本研究以新兵為研究對象考察訓練倦怠、自我效能感與使命取向間的路徑關系，提出以下假設：（1）使命取向與訓練倦怠具有負向關系；（2）自我效能感與使命取向具有正向關系；（3）自我效能感在訓練倦怠與使命取向間具有中介作用；（4）自我效能感在訓練倦怠與使命取向間具有調節作用，并使用結構方程模型對所作的假設逐一進行驗證。

1 對象與方法

1.1 對象 采用隨機整群抽樣方法，選取新疆某部2個新兵建制單位700名新訓新兵作為調查對象。所有調查對象均由心理醫師訪談排除心理和心身疾患、藥物及酒精依賴史。采用問卷調查方法，發放調查問卷700份，剔除基本信息漏項、作答有規律、研究變量存在缺失值問卷，回收有效問卷627份，問卷有效回收率為89.57%。627名調查對象均為男性、漢族，年齡17～25歲，平均（19.11±2.64）歲，其中17～18歲215人（34.29%），19～20歲 296人（47.21%）， 21～25歲116人（18.50%）；文化程度初中99人（15.79%），高中及中專342人（54.55%），大學專科99人（15.79%），大學本科及以上87人（13.87%）；獨生子女207人（33.01%），非獨生子女420人（66.99%）。

1.2 研究工具 （1）新兵訓練倦怠自評問卷：由丁魁等[4]編制，共有13個條目，包括3個維度：身心耗竭、訓練疏離、低成就感。問卷采用5級評分（1表示很不符合，5表示非常符合），各維度的得分為其所包含的項目分之和，因子分值相加即得總分，得分越高訓練倦怠水平越高。本問卷的Cronbach's α系數為0.844。（2）一般自我效能感量表：由張建新等翻譯修訂[10]，共10個條目，涉及個體遇到挫折或困難時的自信心。采用4級評分（1表示完全不正確，4表示完全正確）。量表為單維量表，10個項目得分相加即為總分。總分越高自我效能感越高。本量表的Cronbach's α系數為0.796。（3）使命取向問卷：采用Wrzesniewski等[11]編制的問卷，選取其中使命取向維度作為使命取向測評問卷，得到有效驗證[12]。由4個條目構成，采用4級評分（1表示完全不符合，4表示完全符合）。分值越高，表示自己所從事的工作越具有內在意義。本問卷的Cronbach's α系數為0.705。

1.3 調查方法 以問卷調查形式進行團體施測，測評前由主試詳細講解說明，要求被試者在理解量表條目的情況下如實回答，被試者獨立答卷并當場收回。為消除被試者內心顧慮，采用數字編號方式進行。完成數據錄入后，隨機抽取樣本的20.00%進行復錄，檢查錄入數據的一致性，確保此次研究數據的準確性、可靠性。所有被試者在測試前均知情同意。

1.4 統計學處理 采用SPSS 21.0軟件進行數據統計分析。計量資料訓練倦怠、使命取向、自我效能感符合正態分布，以±s表示。采用Pearson積差相關考察訓練倦怠、自我效能感與使命取向間的相關性；采用溫忠麟等[13]提出的分層回歸方法分析自我效能感在訓練倦怠與使命取向間的調節效應。采用AMOS 21.0軟件包進行模型建立，分析自我效能感在訓練倦怠與使命取向間的中介作用，結構方程模型主要統計指標有：卡方自由度比值（χ2/df），χ2/df＜2.000較理想，χ2/df＜5.000較寬松；擬合優度指數（goodness of fit index，GFI）、調整后擬合優度指數（adjusted goodness of fit index，AGFI）、賦范擬合指數（normed fit index，NFI）、增值擬合指數（incremental fit index，IFI）、塔克 -劉易斯指數（Tucker-Lewis index，TLI）、比較擬合指數（comparative fit index，CFI），以上各絕對擬合指數＞0.900，越接近1.000，表示模型擬合度越好；近似均方根誤差值（root mean square error of approximation，RMSEA）＜0.050，說明模型擬合度佳，若值在0.050～0.080，則表示模型擬合度尚可[14]。以P＜0.05為差異有統計學意義。

2 結 果

2.1 訓練倦怠、自我效能感與使命取向的相關性分析 結果顯示，使命取向與自我效能感呈顯著正相關（P＜0.01），與訓練倦怠總分及身心耗竭、訓練疏離、低成就感呈顯著負相關（P＜0.01），訓練倦怠與自我效能感呈顯著負相關（P＜0.01，表1）。假設1、假設2得到了驗證。

2.2 訓練倦怠、自我效能感與使命取向的層次回歸分析 為進一步分析變量之間的關系，在2.1相關性分析的基礎之上，對有關變量再進行層次回歸分析。以使命取向得分為因變量，以人口學變量（軍齡、獨生子女、文化程度、職務）為自變量第1層，以身心耗竭、訓練疏離、低成就感為自變量第2層，以自我效能感為自變量第3層，采用Enter法進行回歸分析。結果顯示，身心耗竭、訓練疏離負向預測新兵使命取向（P＜0.05），自我效能感正向預測新兵使命取向（P＜0.01）。當自變量自我效能感加入身心耗竭、訓練疏離、低成就感對使命取向的回歸方程，身心耗竭、訓練疏離的標準化回歸系數有所下降，但仍然有意義（P＜0.01），并且調整后R2由0.185提高到0.312，提示應對訓練倦怠、自我效能感與使命取向間的關系作進一步分析，見表2。

表1 使命取向與訓練倦怠、自我效能感的相關性

表2 使命取向對訓練倦怠、自我效能感的層次回歸結果

2.3 自我效能感在訓練倦怠與使命取向間的中介作用檢驗 根據表1、2所分析結果，構建訓練倦怠、自我效能感與使命取向之間的中介作用模型：以使命取向為因變量，以訓練倦怠各維度為自變量，以自我效能感為中間變量。結果發現，修正后的結構方程模型比較理想，各路徑系數均有統計學意義（P＜0.01，圖1）。模型具體各擬合指數為：χ2/df=1.660，P=0.190，GFI=0.998，AGFI=0.984，NFI=0.996，IFI=0.999，TLI=0.993，CFI=0.999，RMSEA=0.032。采用非參數百分位Bootstrap程序進一步進行中介作用檢驗。從原始數據重復取樣2 000次，計算95%的置信區間 （confidence interval，CI）。檢驗發現，各標準化路徑系數的95%CI并不包含零，說明中介作用顯著。進一步分解各變量對使命取向的效應量，自我效能感在身心耗竭與使命取向間的中介效應值為-0.25×0.43=-0.1075，具有完全中介作用，其95% CI為（-0.052，-0.025）；自我效能感在低成就感與使命取向間的中介效應值為-0.13×0.43=-0.1333，具有完全中介作用，其95%CI為（-0.108，-0.061）；自我效能感在訓練疏離與使命取向間的中介效應值為-0.13×0.43=-0.0559，占總效應（0.2200+0.0559=0.2759）的20.20%，即自我效能感在訓練疏離與使命取向之間具有部分中介作用，其95% CI為（-0.081，-0.023）。假設3得到了基本驗證。

圖1 訓練倦怠、自我效能感與使命取向間的中介模型

2.4 自我效能感在訓練倦怠與使命取向間的調節效應檢驗 根據溫忠麟等[13]提出的調節作用檢驗方法，將身心耗竭、訓練疏離、低成就感、自我效能感、使命取向進行中心化處理。結果發現，在控制年齡、文化程度、是否獨生子女等人口統計學變量后，身心耗竭、訓練疏離、低成就感與自我效能感交互的β值分別為0.003（P=0.941）、0.082（P=0.079）、0.126（P＜0.01），自我效能感在低成就感與使命取向間的調節作用顯著（P＜0.01），假設4得到了部分驗證，見表3。

表3 自我效能感在低成就感與使命取向間的調節作用

3 討 論

國內已有對職業使命、專業使命的探討，但較集中于社會工作、醫療等帶有公益性的學科領域[15-17]，而對軍人職業使命或使命取向研究未見相關報道。本文對新兵群體使命影響路徑或相關影響因素進行研究，以期為新時期提高新兵職業認同感和軍人榮譽感提供理論依據。

本研究回歸分析結果顯示，回歸模型解釋應變量的比例為31.20%，解釋量并不高，但訓練倦怠對使命取向的探討尚無相關文獻報道，應給予積極關注。筆者前期研究發現，訓練倦怠不僅可增加個體患訓練傷的概率[18]，甚者影響機體的新陳代謝[19]。本研究發現，身心耗竭、訓練疏離能夠負向預測新兵使命取向，提示新兵訓練身心負荷消耗大、訓練動力不足對新兵使命感具有不利影響。倦怠者的心理壓力大，易出現四肢乏力、胸悶、頭痛、血壓升高、心率加快[20]等軀體化不適，可導致心理健康水平降低，產生抑郁、焦慮、易怒等心理問題，這些均可對新兵訓練動力、訓練情緒產生負面影響，最終影響新兵的職業認同感。自我效能感與使命取向具有密切的正向關系，提示自我效能感是提升使命水平的積極變量。自我效能感水平高的新兵往往具有較高的自尊和自信，遇到困難能夠采取積極應對方式主動尋求解決，訓練的主動性和自發性高，自我評價、定位準確[7]，這些均可對增強訓練的認同感和價值取向起到積極作用[21]。

中介作用分析顯示，新兵自我效能感在訓練倦怠各維度和使命取向間均具有中介作用。新兵訓練倦怠3個維度中，只有訓練疏離對使命取向有直接的影響作用，而訓練疏離又可通過自我效能感起間接的影響作用，其間接影響僅占20.20%，這一結果說明訓練倦怠與使命取向的關聯性并不高，但自我效能感對使命取向的影響更為明顯，在干預中應引起高度重視。究其原因可能是自我效能感水平高的新兵，面對訓練倦怠能夠客觀應對，使知、情、意統一，把“軍事訓練視為使命”，從內心深處去驅動訓練，增強核心自我評價，使訓練取向與客觀訓練要求相融合，激發訓練正能量，進而投入更多精力，提升訓練價值感和訓練成就感，體驗積極情緒，達到更高的訓練匹配度[22,23]。

調節效應分析顯示，新兵自我效能感在低成就感和使命取向間具有調節作用。新兵自我效能感水平越高，新兵的低成就感對使命取向的影響可能越弱，或者說使命取向不容易受到低成就感的影響；相反，新兵自我效能感水平越低，新兵低成就感對使命取向的影響可能越強，或者說使命取向就更容易受到低成就感的影響。這提示，在新兵使命取向干預中，提高新兵自我效能感水平，強化完成訓練任務的知覺，能夠調節新兵使命取向的強度，為正向強化新兵使命取向、訓練動力提供了理論依據。

總之，本調查結果提示，采取針對性措施，引導新兵采取正確的情緒調節方式[24]，以消除或緩解新兵訓練倦怠程度，提高自我效應感水平，對于提高新兵的職業認同感和提升軍人使命意識具有積極意義。但是，本次調查僅從橫斷面的角度探討了訓練倦怠、自我效能感與使命取向間的關系，尚未得出確定的因果關系；本次調查所得樣本僅為部分新疆地區新兵，所得結論若推論到其他群體中應用需謹慎。