工作壓力、寬恕與職業倦怠的關系：基于干部群體的研究

柳恒超 許 燕 文柏松

（1 上海行政學院校刊編輯部，上海 200233；2 北京師范大學心理學部，北京 100975；3 焦裕祿干部學院，開封 475300）

1 引言

壓力是健康心理學研究的重要主題。 早期關于壓力的研究基本上局限于生活層面， 自20 世紀70年代以來， 工作壓力這個概念開始出現在學術文獻之中， 并逐漸成為壓力心理學研究領域中的一個重要方面。 目前學術界還沒有形成一個關于工作壓力的統一的、清晰的概念和理論。 簡單來說，所謂工作壓力就是指工作場所所發生的壓力。 學術界對工作壓力含義的探討基本上是從刺激說、 反應說、 交互說、差異說等不同視角展開的。其中，反應說、交互說和差異說與壓力的相關理論并沒有本質區別， 刺激說側重于工作壓力來源問題， 成為工作壓力研究領域的重要特點。 工作場所的壓力源主要分為工作環境、工作內容、組織因素及組織外因素等。因此，學者們開發出來眾多的工作壓力源測評工具，例如，工作環境量表（work environment scale）（Moons， 1981）、壓力診斷問卷 （stress diagnostic survey， SDS）（I-vancevich ＆ Matteson， 1984）、 工作內容問卷（job content questionnaire， JCQ）（Karasek， 1985）、工作壓力問卷（the job stress Survey， JSS）（Spielberger，1994）、 工作壓力來源問卷 （sources of work stress inventory， SWSI）（Bruin ＆ Taylor， 2005）等。

最近二十年來，挑戰性-阻礙性壓力模型（challenge－hindrance stress model， CHM）（Cavanaugh et al.， 2000） 在學術界和實踐領域得到廣泛關注和認可。中國學者也把該模型稱為二元工作壓力模型（王佳燕 等，2022）。該模型把工作場所中的壓力源分為挑戰性壓力源和阻礙性壓力源。 其中挑戰性壓力源是工作要求，盡管具有壓力性，但與收獲相關。 阻礙性壓力源是增加個體負擔的工作要求， 對個人目標的達成產生制約性。 挑戰性-阻礙性壓力模型的意義在于， 雖然挑戰性壓力源和阻礙性壓力源都會導致個體的心理緊張， 但它們對工作結果或個人目標的達成具有不同的作用。

職業倦怠 （job burnout） 是一種與工作有關的心理、情緒及認知上的疲憊狀態，由于其對個體身心健康及工作行為表現的消極影響而深受工作與心理健康領域研究者的關注。 美國作家Graham Greene（1961）在小說《一個枯竭的案例》中最早提出這個概念。 Freudenberger（1974）首次將這個概念應用于心理健康領域，并將職業倦怠描述為對精力、力量或資源的過度需求使人筋疲力盡。1981 年，Maslach 等人提出了職業倦怠的三個核心維度： 情緒衰竭（emotional exhaustion）、去人性化或玩世不恭（depersonalization）、個人成就感降低（reduced personal accomplishment）， 并得到學界的普遍認可。 與此同時，Maslach 等人也開發出了第一個職業倦怠的測評工具 MBI （Maslach burnout inventory）。 1996 年 ，Maslach 等人對MBI 進行了修訂， 并開發出幾乎適用于所有職業的 MBI－GS（Maslach burnout inventory－general survey）量表。MBI－GS 共計 16 個項目，分為三個維度， 即情緒耗竭、 玩世不恭和成就感低落等。李超平和時勘（2003）對 MBI－GS 進行了修訂，獲得包含三個維度共計15 個項目的MBI－GS 中文版。

最近幾十年來， 心理學領域對寬恕進行了大量研究。North（1987）將寬恕定義為受害者消除對冒犯者的憤怒和憎恨， 并以同情、 仁慈和愛的方式對待冒犯者的過程。 Enright 等人（1992）在 North 的定義基礎上，認為寬恕應包含受害者對冒犯者的認知、情緒和行為反應等三個方面的內容， 受害者在受到不公正的傷害后對冒犯者的負性認知、 情緒和行為反應消失， 并出現正性的認知、 情緒和行為反應的過程。McCullough（1997）認為，寬恕是指個體之間發生冒犯行為后，受害者對冒犯者的親社會動機的轉變，伴隨著報復、 回避等負面動機的減少以及仁慈、同情、愛的增加。 通過以上定義可以看出，寬恕的概念涉及受害者的情緒、認知、行為等三個方面的變化過程，并且均強調對冒犯者的共情，從而有利于受害者做出親社會動機的轉變，重獲心靈及人際的和諧。從寬恕對象上來看， 寬恕包含寬恕他人以及尋求寬恕（李新民， 陳密桃， 2009）。

寬恕的測量以自我報告形式為主， 其主要測量工具有 Enright 寬恕量表 （Enright forgiveness inventory， EFI）（Subkoviak et al.， 1995）、 侵犯相關人際動機量表 （transgression related interpersonal motivations scale， TRIM） （McCullough et al.，1998）、心田寬恕量表（Heartland forgiveness scale，HFS）（Thompson et al.， 2005）等。 另外還有一些基于情境性測驗的關于寬恕的測評工具。

相關實證研究表明，寬恕與個體積極身心后果之間存在顯著正相關，與個體消極身心后果之間存在顯著負相關。 例如，Bono 等人（2008）的研究表明，寬恕與個體的生活滿意度和幸福感、積極情緒體驗和認知靈活性等都存在顯著正相關。 Riek 和Mania（2012）的研究表明，寬恕與個體的關系滿意度、關系承諾、攻擊抑制和關系信任之間存在顯著正相關。

總之，工作壓力與職業倦怠是健康心理學的重要研究主題，同時也是現代社會各類組織十分關注的重要實踐性問題。 本研究擬以干部群體為被試，旨在探討寬恕在工作壓力與職業倦怠之間的調節效應。 一方面，從理論上能夠深化對工作壓力與職業倦怠之間復雜心理機制的理解和認識； 另一方面，從實踐上對各級各類黨政機關或事業單位干預干部群體職業倦怠的發生提供一個有啟發意義的思路。

2 問題提出與研究假設

工作壓力與職業倦怠兩者之間既存在密切關系，又存在顯著區別。 第一，職業倦怠通常在工作壓力的研究框架下進行概念化并展開研究。 第二，學術界基本上認為，職業倦怠是工作壓力的一個后果，也就是說工作壓力是職業倦怠的一個前因變量。 第三，工作壓力與職業倦怠之間存在著可用性的應對資源（availability of coping resources） （Cordes ＆Dougherty， 1993）。 這些應對性資源因素在三個不同點上調節著倦怠過程的產生：首先，可用性應對資源調節著要求壓力源與情緒耗竭之間的關系； 其次，可用性應對資源調節著情緒耗竭與玩世不恭 （去人性化）之間的關系；最后，可用性應對資源調節著玩世不恭（去人性化）與個人成就感之間的關系。

工作壓力與職業倦怠之間的可用性應對資源可以分為兩大類。 第一類是與工作資源相關的調節性因素。 例如，社會支持（Dignam et al.， 1986）、領導風格（向冰芳， 屈衛國， 2022）等。 第二大類是與個體資源相關的調節性因素。 學術界對工作壓力與職業倦怠之間的和個體資源相關的調節性因素進行了大量研究。 實證研究表明，應對風格（Sears et al.，2000）、控制點（Glass ＆ McKnight， 1996）、自我效能（Kahn ＆ Byosiere， 1992）等個體性特征能夠顯著調節工作壓力與職業倦怠之間的關系， 是個體健康和幸福感的核心資源。

總之， 具有調節作用的個體應對性資源能夠衰減壓力源對個體身心健康和幸福感的消極效應，從而在一定程度上緩解倦怠過程的產生。 以往研究表明， 寬恕作為個體的調節性資源與個體積極身心后果之間存在顯著正相關。 因此，本研究假定：寬恕在工作壓力與職業倦怠之間起著顯著的調節效應，能夠衰減工作壓力對職業倦怠的消極影響。 本研究的假設模型見圖1。

圖1 寬恕調節工作壓力與職業倦怠之間關系的假設模型

3 研究方法

3.1 研究對象

本研究以上海市黨政機關或事業單位的干部為被試，在相關干部教育培訓班上采用方便取樣方法，共發放問卷800 份，回收有效問卷688 份，回收率為86%。 其中男性 392 人，女性 296 人。 被試樣本的其它人口統計學變量詳見表1。

表1 被試基本情況描述統計（n＝688）

3.2 研究工具

3.2.1 職業倦怠問卷

采用李超平和時勘 （2003） 修訂的職業倦怠量表。該量表包括情緒耗竭、玩世不恭和低成就感3 個維度， 共計15 個項目，3 個分量表的內部一致性信度系數分別為 0.88，0.85，0.87。 該量表采用 Likert7點量尺，分數越高表明倦怠程度越嚴重。在本研究中3 個分量表的克倫巴赫 α 信度系數分別為0.93，0.90 和 0.93。

3.2.2 工作壓力問卷

工作壓力的測量工具采用Cavanaugh 等人（2000）開發的挑戰性－阻礙性工作壓力源問卷。 該問卷包含兩個維度： 挑戰性工作壓力源和阻礙性工作壓力源，共計11 道題目，采用Likert5 點量尺。 本研究預先對該問卷進行了簡單修訂。首先，請兩位專家將問卷翻譯成為中文初稿；然后，再請另外兩位專家對兩個翻譯版本進行討論， 確定該問卷初步的中文版。 該問卷初步的中文版本采用Likert7 點量尺，分數越高表明工作壓力越大。最后，以某央企的科研人員和科研管理人員為被試樣本（發放問卷350 份，回收有效問卷333 份， 回收率為95.1%； 其中男性223 人，女性 107 人，性別缺失數據 3 人；25 歲以下28 人、25～35 歲 265 人、36～45 歲 36 人、46 歲以上 4人）檢驗該問卷中文版本的信效度指標。采用驗證性分析技術， 根據模型簡潔性原則， 獲得包含兩個維度， 共計 8 個項目的中文版問卷 （χ2／df＝2.09，NFI＝0.97，NNFI ＝0.98，GFI ＝0.97，CFI ＝0.99，RMSEA ＝0.058）。 問卷兩個維度的克倫巴赫 α 信度系數分別為 0.83 和 0.76。

3.2.3 寬恕量表

寬恕的測量采用蕭舒謙（2019）根據Thompson，Snyder 和 Hoffman（2005）的心田寬恕量表（heartland forgiveness scale；HFS）所修訂的心田寬恕量表中文版。該量表包括寬恕自己、寬恕他人及寬恕情勢3 個維度， 共計18 個項目，3 個分量表的克倫巴赫α 信度系數為 0.78～0.87。該量表采用 Likert7 點量尺。在本研究中，3 個分量表的克倫巴赫α 信度系數分別為 0.51，0.64 和 0.67。

3.3 統計分析

首先， 采用Lisrel 8.53 對預先修訂的挑戰性－阻礙性工作壓力源問卷中文版在本次被試樣本上檢驗其信效度指標。 然后， 采用 SPSS 22.0 對職業倦怠、 工作壓力和寬恕等變量進行描述統計以及計算3 個問卷分數之間的皮爾遜相關系數。 最后， 采用SPSS 的PROCESS 插件（Hayes， 2013）對寬恕在工作壓力與職業倦怠之間的調節效應進行分析。

4 研究結果

4.1 挑戰性－阻礙性工作壓力源問卷中文版信效度指標的再驗證

雖然預先對挑戰性－阻礙性工作壓力源問卷中文版的信效度指標進行了初步檢驗， 根據模型交叉驗證的原則， 采用本次研究的被試樣本對挑戰性－阻礙性工作壓力源問卷中文版的信效度指標進行再次驗證。 采用 LISREL 8.53 對該問卷的一階 2 因素模型進行驗證性因素分析， 得到整個測量模型的擬合指數（見表2）。

表2 工作壓力問卷一階2 因素模型擬合指數

根據Chou 等人（1998）所提出的優良模型擬合的判定標準，NFI，NNFI，IFI 和 CFI 的值一般應大于0.90，RMSEA 的值小于 0.08。 從該模型的擬合指數可以看出，NFI，NNFI，IFI 和 CFI 的值都大于 0.90，均在一個優良的擬合模型可以接受的范圍內。 只是RMSEA 的值稍大一點。 Steiger（1990）認為，RMSEA低于0.1 就表示好的擬合， 該模型的RMSEA 值為0.12，與 0.1 非常接近。 因此，從整體上看，樣本數據與定義模型擬合較好， 基本接受該問卷的一階2 因素模型的假設（因為χ2／df 值受樣本容量影響，在大樣本時僅供參考）。

以下給出了該問卷一階2 因素模型的參數估計，結果見表3。 從因素載荷的估計結果可以看出，所有非標準化因素載荷都達到顯著的水平， 完全標準化載荷都在0.40 以上，特殊因子的方差除個別項目之外也都很小， 說明問卷中的項目都有較好的信度。 另外，兩個潛變量之間的相關系數為0.45，也在可接受的范圍之內。

表3 問卷一階2 因素模型的參數估計結果

基于本次研究被試樣本，采用SPSS 22.0 對挑戰性－阻礙性工作壓力源問卷中文版的信度指標進行檢驗分析。 結果顯示，該問卷兩個維度的克倫巴赫α 信度系數分別為0.84 和0.73，均在可接受范圍之內。

4.2 職業倦怠、工作壓力和寬恕之間的相關系數

采用SPSS 22.0 統計分析職業倦怠、 工作壓力和寬恕三個問卷分數的平均數、標準差，以及三個問卷分數的皮爾遜相關系數，結果見表4。 統計分析結果顯示：職業倦怠與工作壓力顯著正相關；職業倦怠與寬恕顯著負相關，工作壓力與寬恕顯著負相關，可以進行寬恕的調節效應檢驗。

表4 變量的平均數、標準差及三個變量之間的相關系數

4.3 寬恕在工作壓力與職業倦怠之間的調節效應檢驗

基于工作壓力與職業倦怠之間存在顯著正相關， 寬恕與工作壓力和職業倦怠之間存在顯著負相關的結果，我們假定，寬恕在工作壓力與職業倦怠之間起著負向調節效應。 采用SPSS 的PROCESS 3.2插件（Hayes， 2013），以職業倦怠為因變量，工作壓力為自變量，寬恕為調節變量，并把性別、年齡和職級作為控制變量，進行模型檢驗，結果見表5。 寬恕預測職業倦怠的相對貢獻檢驗結果見表6。 根據以上兩個結果，即交互項（工作壓力×寬?。┑模ㄏ禂担┲岛?－change 值的檢驗結果，可以判斷寬恕對工作壓力與職業倦怠之間關系的調節效應顯著。

表5 寬恕對工作壓力與職業倦怠之間關系調節效應

表6 寬恕對預測職業倦怠的相對貢獻

在高中低三個不同寬恕水平上， 工作壓力對職業倦怠的預測效應結果見表7。 從表7 可以看出，在寬恕的高中低三個水平上， 工作壓力對職業倦怠的影響作用存在明顯不同。 采用Hayes 和Matthes（2009）所介紹的 Johnson－Neyman 檢驗結果表明，臨界值為－22.95。 臨界值－22.95 是中心化后的值，還原為原始分數為 65.06。 采用 R 程序做的 Johnson－Neyman 檢驗圖見圖2。 從圖2 可以看出在寬恕分數等于大于臨界值－22.95（對應原始分數 65.06）時的簡單斜率。 也就是說， 在寬恕分數等于大于臨界值時， 寬恕對工作壓力與職業倦怠之間關系的調節效應開始顯著。

圖2 Johnson-Neyman 檢驗圖

表7 寬恕在高中低三個不同水平上工作壓力對職業倦怠的預測效應

接下來，采用Bootstrap 程序檢驗寬恕在工作壓力與職業倦怠之間調節效應的顯著性 （設定Bootstrap 樣本為 5000）。Preacher 和 Hayes（2008）的研究表明，如果95%的置信區間（CIs）不與0 重疊，則調節效應的顯著性就可接受。 Bootstrap 檢驗結果見表8。如表8 所顯示，Bootstrap 檢驗結果表明，工作壓力與寬恕交互項系數的95%置信區間（CIs）不包含0，因此，寬恕的調節效應的顯著性是可以接受的。

表8 寬恕調節效應Bootstrap 檢驗及95%CIs

為了更清晰形象地顯示寬恕對工作壓力與職業倦怠之間關系的調節效應，采用M±1SD 簡單斜率繪制自變量、調節變量與因變量的交互效應示意圖，即圖3。

圖3 寬恕對工作壓力與職業倦怠之間關系的調節效應

5 討論

本研究以干部群體為被試樣本， 檢驗了寬恕在工作壓力與職業倦怠之間的調節效應。首先，本研究對Cavanaugh 等人（2000）所開發的挑戰性－阻礙性工作壓力源問卷進行了初步修訂， 獲得了包含兩個維度， 共計8 個項目的挑戰性－阻礙性工作壓力源問卷中文版。 該問卷中文版的信效度指標基本上在可接受范圍之內。 第二，與我們的假設相一致，實證數據檢驗表明， 寬恕對工作壓力與職業倦怠之間關系的調節效應顯著。也就是說，寬恕作為個體性可用資源因素， 能夠顯著地衰減工作壓力對職業倦怠的影響。

寬恕何以能夠成為工作壓力與職業倦怠之間的個體性調節性資源因素？ 職業倦怠的發生是一個過程。最初，因為過量的長期的工作要求榨干了人們的情緒資源，情緒耗竭出現；然后，作為一種防御性的應對策略， 玩世不恭或去人性化提供了一個個體與工作要求之間的情緒緩沖器；最后，由于個人認識到當前狀態與最初預期之間的差距， 從而導致個人成就感低落，產生消極評價。 其中，情緒耗竭是職業倦怠的基本反應和核心特征。 而寬恕作為一種情緒應對策略，能夠幫助個體釋放消極情緒，恢復內心的平靜（Worthington ＆ Scherer， 2004）。 因此，寬恕對工作壓力與職業倦怠之間關系的調節作用， 首先是直接作用于倦怠產生的第一個階段即情緒耗竭階段，通過幫助個體釋放因工作壓力而產生的消極情緒，恢復內心平和， 進而衰減了整個職業倦怠過程的發生。

1990 年，世界衛生組織（WHO）審議通過的《國際疾病分類第十次修訂本》（ICD－10）收錄了作為職業現象的職業倦怠。 2018 年6 月， 世界衛生組織（WHO） 頒布的 《國際疾病分類第 11 次修訂本》（ICD－11）明確了職業倦怠的定義，并提出了相應的診斷標準和要求。 世界衛生組織已經正式把職業倦怠看作一種職業健康問題， 值得現代社會各類組織高度重視。 本研究表明，在干部群體中，寬恕在工作壓力與職業倦怠之間起著顯著的調節作用， 是個體面對工作壓力時重要的可用的個體調節性資源。 因此，在干部群體中，要預防和干預職業倦怠的產生：一方面，要從改善工作環境，從緩解工作壓力的角度入手；另一方面，個體寬恕能力培養可能是預防和干預職業倦怠的重要策略之一。 干部是黨和國家的寶貴財富，是黨治國理政的骨干力量。在干部教育培訓中，加強干部個體寬恕能力的培養，對于提升領導干部職業心理積極性，保持積極心態，預防職業倦怠具有一定意義。

本研究也存在一些問題和不足。第一，由于本研究的問卷調查是一次性完成的， 且三個問卷都是采用自我報告形式，因此，本研究可能存在共同方法偏差，從而對研究結論產生影響。第二，在本研究中，寬恕問卷的信度系數不高。一般來講，問卷的克倫巴赫α 信度系數應該在0.60 以上方可接受，而在本研究中寬恕問卷其中一個維度的克倫巴赫α 信度系數低于0.60。問卷信度指標不高，對研究結論的穩定性也會產生影響。 第三，在本研究中，工作壓力問卷測量模型的個別擬合指數不高， 對研究結論可能也會產生負面影響。將來的相關研究，應該解決此類問題和不足，從而進一步保證研究結論的可靠性。