新兵訓(xùn)練倦怠與使命取向的關(guān)系：自我效能感的中介和調(diào)節(jié)作用

張巖軍，丁 魁

使命取向是個(gè)體內(nèi)在和主觀的一種心理結(jié)構(gòu)，是個(gè)體對(duì)于自身的工作所持有的一種積極觀點(diǎn)[1]。高水平使命感可以有效提升職業(yè)認(rèn)同感[2]，能夠?qū)β殬I(yè)預(yù)期起到積極的作用[3]。訓(xùn)練倦怠是由于缺乏訓(xùn)練動(dòng)力或因訓(xùn)練壓力等原因，而對(duì)訓(xùn)練產(chǎn)生持續(xù)的、負(fù)性的身心疲勞與耗竭的心理與行為狀態(tài)，對(duì)個(gè)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(gè)體對(duì)自己能否成功完成特定任務(wù)的知覺，影響個(gè)體的思維模式和情感反應(yīng)方式[5]，對(duì)社會(huì)支持的利用度[6]和工作積極性、工作認(rèn)同感[7]也將產(chǎn)生影響。自我效能感對(duì)工作結(jié)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(fā)現(xiàn)，使命取向與工作意義感、職業(yè)承諾、職業(yè)同一性、道德責(zé)任具有密切的關(guān)系，但這只是在使命取向和積極工作結(jié)果間的中介機(jī)制研究，尚缺乏其他變量與使命取向間形成機(jī)制的研究。綜上，本研究以新兵為研究對(duì)象考察訓(xùn)練倦怠、自我效能感與使命取向間的路徑關(guān)系，提出以下假設(shè)：（1）使命取向與訓(xùn)練倦怠具有負(fù)向關(guān)系；（2）自我效能感與使命取向具有正向關(guān)系；（3）自我效能感在訓(xùn)練倦怠與使命取向間具有中介作用；（4）自我效能感在訓(xùn)練倦怠與使命取向間具有調(diào)節(jié)作用，并使用結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)所作的假設(shè)逐一進(jìn)行驗(yàn)證。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象 采用隨機(jī)整群抽樣方法，選取新疆某部2個(gè)新兵建制單位700名新訓(xùn)新兵作為調(diào)查對(duì)象。所有調(diào)查對(duì)象均由心理醫(yī)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(diào)查方法，發(fā)放調(diào)查問卷700份，剔除基本信息漏項(xiàng)、作答有規(guī)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(diào)查對(duì)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(xué)?？?9人（15.79%），大學(xué)本科及以上87人（13.87%）；獨(dú)生子女207人（33.01%），非獨(dú)生子女420人（66.99%）。

1.2 研究工具 （1）新兵訓(xùn)練倦怠自評(píng)問卷：由丁魁等[4]編制，共有13個(gè)條目，包括3個(gè)維度：身心耗竭、訓(xùn)練疏離、低成就感。問卷采用5級(jí)評(píng)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(xiàng)目分之和，因子分值相加即得總分，得分越高訓(xùn)練倦怠水平越高。本問卷的Cronbach's α系數(shù)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(gè)條目，涉及個(gè)體遇到挫折或困難時(shí)的自信心。采用4級(jí)評(píng)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(gè)項(xiàng)目得分相加即為總分?？偡衷礁咦晕倚芨性礁摺１玖勘淼腃ronbach's α系數(shù)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(cè)評(píng)問卷，得到有效驗(yàn)證[12]。由4個(gè)條目構(gòu)成，采用4級(jí)評(píng)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(nèi)在意義。本問卷的Cronbach's α系數(shù)為0.705。

1.3 調(diào)查方法 以問卷調(diào)查形式進(jìn)行團(tuán)體施測(cè)，測(cè)評(píng)前由主試詳細(xì)講解說明，要求被試者在理解量表?xiàng)l目的情況下如實(shí)回答，被試者獨(dú)立答卷并當(dāng)場(chǎng)收回。為消除被試者內(nèi)心顧慮，采用數(shù)字編號(hào)方式進(jìn)行。完成數(shù)據(jù)錄入后，隨機(jī)抽取樣本的20.00%進(jìn)行復(fù)錄，檢查錄入數(shù)據(jù)的一致性，確保此次研究數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性、可靠性。所有被試者在測(cè)試前均知情同意。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)處理 采用SPSS 21.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析。計(jì)量資料訓(xùn)練倦怠、使命取向、自我效能感符合正態(tài)分布，以±s表示。采用Pearson積差相關(guān)考察訓(xùn)練倦怠、自我效能感與使命取向間的相關(guān)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(xùn)練倦怠與使命取向間的調(diào)節(jié)效應(yīng)。采用AMOS 21.0軟件包進(jìn)行模型建立，分析自我效能感在訓(xùn)練倦怠與使命取向間的中介作用，結(jié)構(gòu)方程模型主要統(tǒng)計(jì)指標(biāo)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(yōu)度指數(shù)（goodness of fit index，GFI）、調(diào)整后擬合優(yōu)度指數(shù)（adjusted goodness of fit index，AGFI）、賦范擬合指數(shù)（normed fit index，NFI）、增值擬合指數(shù)（incremental fit index，IFI）、塔克 -劉易斯指數(shù)（Tucker-Lewis index，TLI）、比較擬合指數(shù)（comparative fit index，CFI），以上各絕對(duì)擬合指數(shù)＞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(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié) 果

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

2.2 訓(xùn)練倦怠、自我效能感與使命取向的層次回歸分析 為進(jìn)一步分析變量之間的關(guān)系，在2.1相關(guān)性分析的基礎(chǔ)之上，對(duì)有關(guān)變量再進(jìn)行層次回歸分析。以使命取向得分為因變量，以人口學(xué)變量（軍齡、獨(dú)生子女、文化程度、職務(wù)）為自變量第1層，以身心耗竭、訓(xùn)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(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示，身心耗竭、訓(xùn)練疏離負(fù)向預(yù)測(cè)新兵使命取向（P＜0.05），自我效能感正向預(yù)測(cè)新兵使命取向（P＜0.01）。當(dāng)自變量自我效能感加入身心耗竭、訓(xùn)練疏離、低成就感對(duì)使命取向的回歸方程，身心耗竭、訓(xùn)練疏離的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)有所下降，但仍然有意義（P＜0.01），并且調(diào)整后R2由0.185提高到0.312，提示應(yīng)對(duì)訓(xùn)練倦怠、自我效能感與使命取向間的關(guān)系作進(jìn)一步分析，見表2。

表1 使命取向與訓(xùn)練倦怠、自我效能感的相關(guān)性

表2 使命取向?qū)τ?xùn)練倦怠、自我效能感的層次回歸結(jié)果

2.3 自我效能感在訓(xùn)練倦怠與使命取向間的中介作用檢驗(yàn) 根據(jù)表1、2所分析結(jié)果，構(gòu)建訓(xùn)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?yàn)橐蜃兞?，以?xùn)練倦怠各維度為自變量，以自我效能感為中間變量。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，修正后的結(jié)構(gòu)方程模型比較理想，各路徑系數(shù)均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.01，圖1）。模型具體各擬合指數(shù)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(shù)百分位Bootstrap程序進(jìn)一步進(jìn)行中介作用檢驗(yàn)。從原始數(shù)據(jù)重復(fù)取樣2 000次，計(jì)算95%的置信區(qū)間 （confidence interval，CI）。檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，各標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)的95%CI并不包含零，說明中介作用顯著。進(jìn)一步分解各變量對(duì)使命取向的效應(yīng)量，自我效能感在身心耗竭與使命取向間的中介效應(yīng)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(yīng)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(xùn)練疏離與使命取向間的中介效應(yīng)值為-0.13×0.43=-0.0559，占總效應(yīng)（0.2200+0.0559=0.2759）的20.20%，即自我效能感在訓(xùn)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(shè)3得到了基本驗(yàn)證。

圖1 訓(xùn)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(xùn)練倦怠與使命取向間的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn) 根據(jù)溫忠麟等[13]提出的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)方法，將身心耗竭、訓(xùn)練疏離、低成就感、自我效能感、使命取向進(jìn)行中心化處理。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在控制年齡、文化程度、是否獨(dú)生子女等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量后，身心耗竭、訓(xùn)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(diào)節(jié)作用顯著（P＜0.01），假設(shè)4得到了部分驗(yàn)證，見表3。

表3 自我效能感在低成就感與使命取向間的調(diào)節(jié)作用

3 討 論

國(guó)內(nèi)已有對(duì)職業(yè)使命、專業(yè)使命的探討，但較集中于社會(huì)工作、醫(yī)療等帶有公益性的學(xué)科領(lǐng)域[15-17]，而對(duì)軍人職業(yè)使命或使命取向研究未見相關(guān)報(bào)道。本文對(duì)新兵群體使命影響路徑或相關(guān)影響因素進(jìn)行研究，以期為新時(shí)期提高新兵職業(yè)認(rèn)同感和軍人榮譽(yù)感提供理論依據(jù)。

本研究回歸分析結(jié)果顯示，回歸模型解釋應(yīng)變量的比例為31.20%，解釋量并不高，但訓(xùn)練倦怠對(duì)使命取向的探討尚無相關(guān)文獻(xiàn)報(bào)道，應(yīng)給予積極關(guān)注。筆者前期研究發(fā)現(xiàn)，訓(xùn)練倦怠不僅可增加個(gè)體患訓(xùn)練傷的概率[18]，甚者影響機(jī)體的新陳代謝[19]。本研究發(fā)現(xiàn)，身心耗竭、訓(xùn)練疏離能夠負(fù)向預(yù)測(cè)新兵使命取向，提示新兵訓(xùn)練身心負(fù)荷消耗大、訓(xùn)練動(dòng)力不足對(duì)新兵使命感具有不利影響。倦怠者的心理壓力大，易出現(xiàn)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(dǎo)致心理健康水平降低，產(chǎn)生抑郁、焦慮、易怒等心理問題，這些均可對(duì)新兵訓(xùn)練動(dòng)力、訓(xùn)練情緒產(chǎn)生負(fù)面影響，最終影響新兵的職業(yè)認(rèn)同感。自我效能感與使命取向具有密切的正向關(guān)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(yīng)對(duì)方式主動(dòng)尋求解決，訓(xùn)練的主動(dòng)性和自發(fā)性高，自我評(píng)價(jià)、定位準(zhǔn)確[7]，這些均可對(duì)增強(qiáng)訓(xùn)練的認(rèn)同感和價(jià)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(xùn)練倦怠各維度和使命取向間均具有中介作用。新兵訓(xùn)練倦怠3個(gè)維度中，只有訓(xùn)練疏離對(duì)使命取向有直接的影響作用，而訓(xùn)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(jié)果說明訓(xùn)練倦怠與使命取向的關(guān)聯(lián)性并不高，但自我效能感對(duì)使命取向的影響更為明顯，在干預(yù)中應(yīng)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(duì)訓(xùn)練倦怠能夠客觀應(yīng)對(duì)，使知、情、意統(tǒng)一，把“軍事訓(xùn)練視為使命”，從內(nèi)心深處去驅(qū)動(dòng)訓(xùn)練，增強(qiáng)核心自我評(píng)價(jià)，使訓(xùn)練取向與客觀訓(xùn)練要求相融合，激發(fā)訓(xùn)練正能量，進(jìn)而投入更多精力，提升訓(xùn)練價(jià)值感和訓(xùn)練成就感，體驗(yàn)積極情緒，達(dá)到更高的訓(xùn)練匹配度[22,23]。

調(diào)節(jié)效應(yīng)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(diào)節(jié)作用。新兵自我效能感水平越高，新兵的低成就感對(duì)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(duì)使命取向的影響可能越強(qiáng)，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(yù)中，提高新兵自我效能感水平，強(qiáng)化完成訓(xùn)練任務(wù)的知覺，能夠調(diào)節(jié)新兵使命取向的強(qiáng)度，為正向強(qiáng)化新兵使命取向、訓(xùn)練動(dòng)力提供了理論依據(jù)。

總之，本調(diào)查結(jié)果提示，采取針對(duì)性措施，引導(dǎo)新兵采取正確的情緒調(diào)節(jié)方式[24]，以消除或緩解新兵訓(xùn)練倦怠程度，提高自我效應(yīng)感水平，對(duì)于提高新兵的職業(yè)認(rèn)同感和提升軍人使命意識(shí)具有積極意義。但是，本次調(diào)查僅從橫斷面的角度探討了訓(xùn)練倦怠、自我效能感與使命取向間的關(guān)系，尚未得出確定的因果關(guān)系；本次調(diào)查所得樣本僅為部分新疆地區(qū)新兵，所得結(jié)論若推論到其他群體中應(yīng)用需謹(jǐn)慎。