楊 瑄
(黃河水利職業(yè)技術(shù)學(xué)院,河南 開封 475004)
職業(yè)倦怠是指長期、持續(xù)地暴露于壓力,尤其是與工作有關(guān)的壓力情境中所產(chǎn)生的獨(dú)特的情緒反應(yīng)。 自這一命題被提出以來,關(guān)于指職業(yè)倦怠的研究不斷地深入和擴(kuò)展[1]。 職業(yè)倦怠的影響因素被歸納為兩類:工作要求(角色模糊、工作負(fù)擔(dān)等)與工作資源(社會(huì)支持、工作自主性等)[2,3]。 Demerouti等人更是據(jù)此提出了工作要求-資源模型, 并將此模型應(yīng)用于職業(yè)倦怠研究[3]。 職業(yè)倦怠還可以引發(fā)多種后果變量,如對(duì)個(gè)體的心理和工作方面有消極影響[2,4]。 近年來有研究(主要集中于醫(yī)學(xué)領(lǐng)域)還表明,職業(yè)倦怠對(duì)個(gè)體的身體健康狀況(包括健康自評(píng)和軀體疾?。┮灿胸?fù)預(yù)測作用[5]。 然而直到最近,國內(nèi)外有關(guān)研究還主要集中于職業(yè)倦怠對(duì)人際關(guān)系、態(tài)度和組織方面的影響,國內(nèi)對(duì)于職業(yè)倦怠和身體健康的研究尤為少見。 在研究健康自評(píng)時(shí),國外學(xué)者還發(fā)現(xiàn)工作要求、工作資源也與員工的健康自評(píng)顯著相關(guān)[6-8]。 那么職業(yè)倦怠是否在工作要求-資源模型與健康自評(píng)之間起作用呢? 筆者試在參考前人文獻(xiàn)及調(diào)查的基礎(chǔ)上,通過問卷調(diào)查,對(duì)這一問題進(jìn)行探討。
本研究選用的被試者限定在IT 企業(yè)。 自從職業(yè)倦怠的概念提出以來,研究者所關(guān)注的多為教育行業(yè)的職工,本研究試圖進(jìn)一步拓展職業(yè)倦怠研究的領(lǐng)域,即在盈利性組織中研究員工的職業(yè)倦怠現(xiàn)象。 IT 業(yè)是我國的新興行業(yè),是職業(yè)倦怠和與工作有關(guān)的健康研究沒有深入進(jìn)行的領(lǐng)域,因此研究該行業(yè)有一定的現(xiàn)實(shí)意義。
筆者在北京、廣州、西安、上海等地調(diào)查了多家IT 企業(yè),共發(fā)放問卷380 份,回收問卷353 份,其中有效問卷292 份,有效率82.7%。 在調(diào)查對(duì)象中,男性108 人,女性86 人;已婚34 人,未婚159 人,信息缺失1 人; 受教育程度大專以下7 人, 大專26人,本科121 人,研究生及以上40 人。
1.2.1 工作負(fù)擔(dān)量表
采用Spector 和Jex 的工作負(fù)擔(dān)量表[9],該量表由5 個(gè)項(xiàng)目組成,采用Likert7 點(diǎn)計(jì)分,從“1”到“7”表示感受到工作負(fù)擔(dān)的頻率由低到高(“從不”-“每天”)。 在本研究的預(yù)研究中,該量表的單因素結(jié)構(gòu)得到了證實(shí),量表的內(nèi)部一致性信度為0.791。
1.2.2 工作自主性量表
采用Marchese 和Ryan 的工作自主性量表[10],該量表由4 個(gè)項(xiàng)目組成,采用Likert7 點(diǎn)計(jì)分,“1”表示極不同意,“7”表示極為同意,得分越高,表示感知到的工作自主性越高。 在本研究的預(yù)研究中,該量表的單因素結(jié)構(gòu)得到了證實(shí),量表的內(nèi)部一致性信度為0.788。
1.2.3 社會(huì)支持量表
采用Grandey 的社會(huì)支持量表[11]。 該量表包括主管支持和同事支持兩個(gè)維度,共有10 個(gè)項(xiàng)目,采用Likert 7 點(diǎn)計(jì)分,“1”表示極不同意,“7”表示極為同意,得分越高,表示感知到的社會(huì)支持越高。 在本研究的預(yù)研究中, 該量表的兩因素結(jié)構(gòu)得到了證實(shí),量表的內(nèi)部一致性信度為0.857。
1.2.4 角色模糊量表
采用趙燕修訂的角色模糊量表[12],該量表由5個(gè)項(xiàng)目組成。 經(jīng)過項(xiàng)目分析、探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析,證明為單因素結(jié)構(gòu)。 量表的內(nèi)部一致性信度為0.727,分半信度為0.695。 說明量表有良好的信效度。
1.2.5 工作倦怠問卷
采用李超平等人修訂的工作倦怠問卷[13]。 該問卷采用Likert 7 點(diǎn)計(jì)分, 描述職業(yè)倦怠現(xiàn)象出現(xiàn)的頻率,1 代表“從不”,7 代表“非常頻繁”。問卷包括3部分:情緒衰竭(Emotional Exhaustion),玩世不恭(Cynicism)和成就感低落(Reduced Personal Accom plishment)。 各分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.88,0.83 和0.82。探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果表明,工作倦怠量表的各項(xiàng)擬合指標(biāo)均達(dá)到了要求[14]。
1.2.6 健康自評(píng)量表
在對(duì)健康進(jìn)行測量時(shí),研究者們一般使用客觀測量法和自我報(bào)告法來衡量身體健康狀況,但有研究表明,這兩種方法的作用是相當(dāng)?shù)腫5,15]。
健康自評(píng)量表(Self-rated Health,SRH)是要求被試對(duì)自己的健康狀態(tài)進(jìn)行評(píng)定的單項(xiàng)目量表。 在健康調(diào)查領(lǐng)域,特別是醫(yī)學(xué)領(lǐng)域,該量表是使用最廣泛的對(duì)健康狀況進(jìn)行主觀評(píng)定的量表。 研究表明,該量表能有效地預(yù)測實(shí)際的健康狀況,與身體健康的客觀測量指標(biāo)顯著相關(guān)[5]。 即便是在控制了大量的健康狀態(tài)指標(biāo)之后,SRH 仍然是臨床診斷和死亡率的獨(dú)立預(yù)測變量[16]。
采用Spss11.5 和Amos5.0 對(duì)問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。 具體的分析包括相關(guān)分析和路徑分析。
為了更好地觀察變量之間的關(guān)系,我們將分量表的得分作為研究關(guān)注的變量。 社會(huì)支持包含領(lǐng)導(dǎo)支持和同事支持2 個(gè)分量表,職業(yè)倦怠包含情緒衰竭、玩世不恭和成就感低落3 個(gè)分量表,加上角色模糊、工作負(fù)擔(dān)、工作自主性和健康自評(píng),一共9 個(gè)變量。 本研究采用皮爾遜積差相關(guān)分析法, 對(duì)這9個(gè)變量進(jìn)行了分析。 各變量間的相關(guān)情況如表1 所示。
表1 各變量間的相關(guān)矩陣Table 1 Related matrix of each variable
由表1 可以看出,各變量間存在明顯的相關(guān)關(guān)系。 工作要求中的角色模糊與工作負(fù)擔(dān)相關(guān)不顯著。 工作資源中的3 個(gè)成分(工作自主性、領(lǐng)導(dǎo)支持、同事支持)相關(guān)均顯著。 工作要求中的角色模糊與工作資源的4 個(gè)成分均顯著負(fù)相關(guān),工作負(fù)擔(dān)與這3 個(gè)成分相關(guān)不顯著。 職業(yè)倦怠的三個(gè)維度與角色模糊、工作負(fù)擔(dān)均顯著正相關(guān);與工作自主性、領(lǐng)導(dǎo)支持、同事支持均顯著負(fù)相關(guān)(除了玩世不恭與工作自主性,r=-0.091,p=0.141,以及同事支持與成就感低落,r=-0.101,p=0.103)。 除了玩世不恭與成就感低落外,健康自評(píng)與所有變量的均顯著相關(guān)。
相關(guān)分析的結(jié)果顯示,情緒衰竭與工作要求顯著相關(guān),與工作資源顯著負(fù)相關(guān),與健康自評(píng)顯著負(fù)相關(guān)。 因此,本研究用Amos 建立了中介模型,以分析情緒衰竭是否為工作要求和健康自評(píng)的中介變量(結(jié)果如圖1 所示)。
圖1 情緒衰竭中介效應(yīng)路徑圖Fig.1 Mood collapse intermediary effect route
圖中的5 條路徑有4 條是顯著的,只有工作負(fù)擔(dān)→健康自評(píng)這條路徑不顯著。 具體來說,角色模糊和工作負(fù)擔(dān)對(duì)情緒衰竭的路徑系數(shù)分別為0.24(p<0.001)和0.38(p<0.001),情緒衰竭對(duì)健康自評(píng)的路徑系數(shù)為-0.36(p<0.001),表明情緒衰竭是工作要求和健康自評(píng)的中介因素。 同時(shí),角色模糊對(duì)健康自評(píng)的路徑系數(shù)為-0.23(p<0.001),工作負(fù)擔(dān)對(duì)健康自評(píng)的路徑系數(shù)為-0.05。說明角色模糊對(duì)健康自評(píng)的間接效應(yīng)依然顯著,而工作負(fù)擔(dān)對(duì)健康自評(píng)的間接效應(yīng)不顯著。 因此,角色模糊對(duì)健康自評(píng)既有直接效應(yīng)(角色模糊→健康自評(píng)),又有間接效應(yīng)(角色模糊→情緒衰竭→健康自評(píng)),而工作負(fù)擔(dān)對(duì)健康自評(píng)只有間接效應(yīng)(工作負(fù)擔(dān)→情緒衰竭→健康自評(píng)),直接效應(yīng)(工作負(fù)擔(dān)→健康自評(píng))在情緒衰竭的完全中介作用下消解了。 可以說,情緒衰竭是角色模糊的不完全中介變量,是工作負(fù)擔(dān)的完全中介變量。
相關(guān)分析的結(jié)果表明,健康自評(píng)與職業(yè)倦怠的情緒衰竭維度顯著相關(guān)(r=-0.432,p<0.001)。 本研究的結(jié)果與這一領(lǐng)域的大多數(shù)研究結(jié)果一致[17,5]。Maslach[18]曾認(rèn)為健康問題可能是職業(yè)倦怠導(dǎo)致的后果之一,本研究的發(fā)現(xiàn)支持這一假設(shè)。
職業(yè)倦怠對(duì)健康自評(píng)的顯著負(fù)預(yù)測作用表明,職業(yè)倦怠除了為人所熟知的會(huì)給組織帶來消極作用外, 還可能會(huì)對(duì)個(gè)體的身體健康造成不良影響。Kahill 在她的文獻(xiàn)綜述中說道, 在有實(shí)證數(shù)據(jù)的研究中, 職業(yè)倦怠被發(fā)現(xiàn)與一系列軀體不適顯著相關(guān)。 其中,職業(yè)倦怠與總體健康狀況的相關(guān)在-0.16到-0.44 之間, 職業(yè)倦怠與各種疾病的相關(guān)在0.20到0.88 之間, 然而大多數(shù)相關(guān)集中在0.30 左右[19]。本研究認(rèn)為, 職業(yè)倦怠之所以會(huì)引起軀體不適,可能在于其發(fā)展的長期性。 職業(yè)倦怠是由于個(gè)體長期工作壓力大、導(dǎo)致體力和精力損耗而引起的。 這種長期、慢性的自身資源的剝奪會(huì)對(duì)身體造成“腐蝕性”的影響。 事實(shí)上,生理耗竭就是職業(yè)倦怠癥表現(xiàn)的一個(gè)方面。 近年來,出現(xiàn)了一些探尋職業(yè)倦怠和生理疾病之間可能存在的路徑的研究[1],這些研究得出了不少有價(jià)值的結(jié)論。 如,職業(yè)倦怠或情緒衰竭可以通過一些疾病介體來影響生理健康(導(dǎo)致心血管疾病、Ⅱ型糖尿病等)。 這些疾病介體包括:新陳代謝紊亂癥、低皮質(zhì)醇水平癥、免疫力降低、失眠及炎癥[5]。 由此可見,職業(yè)倦怠對(duì)生理健康的負(fù)面作用,得到了驗(yàn)證。
本研究考察了職業(yè)倦怠在工作要求和健康自評(píng)之間所起的作用。 我們發(fā)現(xiàn),職業(yè)倦怠的情緒衰竭維度在工作要求與健康自評(píng)之間起中介作用。Hakanen 等[20]也發(fā)現(xiàn)職業(yè)倦怠(情緒衰竭和玩世不恭)是工作要求和健康自評(píng)的中介變量。Schaufeli 和Bakker 在研究4 個(gè)不同的樣本時(shí)發(fā)現(xiàn)了職業(yè)倦怠中介工作要求和健康問題[20]。這說明,工作要求可以通過職業(yè)倦怠 (情緒衰竭) 來間接影響健康自評(píng)。Bakker 等人[21]提出的“健康受損過程”——即高工作要求導(dǎo)致生理、心理資源消耗,能量被剝奪又導(dǎo)致健康問題——得到了驗(yàn)證。
綜上所述,本研究證實(shí),在工作要求較多的情況下,工作中不利的一面會(huì)通過職業(yè)倦怠對(duì)健康造成不利的影響。 這告誡我們,要保障員工的健康、改善員工的福利,減輕他們的職業(yè)職業(yè)倦怠癥狀是一個(gè)有效的途徑。 因此,對(duì)管理人員來說,很有必要加深對(duì)職業(yè)倦怠的認(rèn)識(shí), 在組織中實(shí)施干預(yù)措施,以盡量減輕職業(yè)倦怠的影響。 對(duì)學(xué)者們來說,還需要進(jìn)一步研究工作中的各種因素與職業(yè)倦怠和健康的關(guān)系。
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