工作壓力、寬恕與職業(yè)倦怠的關(guān)系：基于干部群體的研究

柳恒超 許 燕 文柏松

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

1 引言

壓力是健康心理學(xué)研究的重要主題。 早期關(guān)于壓力的研究基本上局限于生活層面， 自20 世紀(jì)70年代以來(lái)， 工作壓力這個(gè)概念開始出現(xiàn)在學(xué)術(shù)文獻(xiàn)之中， 并逐漸成為壓力心理學(xué)研究領(lǐng)域中的一個(gè)重要方面。 目前學(xué)術(shù)界還沒(méi)有形成一個(gè)關(guān)于工作壓力的統(tǒng)一的、清晰的概念和理論。 簡(jiǎn)單來(lái)說(shuō)，所謂工作壓力就是指工作場(chǎng)所所發(fā)生的壓力。 學(xué)術(shù)界對(duì)工作壓力含義的探討基本上是從刺激說(shuō)、 反應(yīng)說(shuō)、 交互說(shuō)、差異說(shuō)等不同視角展開的。其中，反應(yīng)說(shuō)、交互說(shuō)和差異說(shuō)與壓力的相關(guān)理論并沒(méi)有本質(zhì)區(qū)別， 刺激說(shuō)側(cè)重于工作壓力來(lái)源問(wèn)題， 成為工作壓力研究領(lǐng)域的重要特點(diǎn)。 工作場(chǎng)所的壓力源主要分為工作環(huán)境、工作內(nèi)容、組織因素及組織外因素等。因此，學(xué)者們開發(fā)出來(lái)眾多的工作壓力源測(cè)評(píng)工具，例如，工作環(huán)境量表（work environment scale）（Moons， 1981）、壓力診斷問(wèn)卷 （stress diagnostic survey， SDS）（I-vancevich ＆ Matteson， 1984）、 工作內(nèi)容問(wèn)卷（job content questionnaire， JCQ）（Karasek， 1985）、工作壓力問(wèn)卷（the job stress Survey， JSS）（Spielberger，1994）、 工作壓力來(lái)源問(wèn)卷 （sources of work stress inventory， SWSI）（Bruin ＆ Taylor， 2005）等。

最近二十年來(lái)，挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力模型（challenge－h(huán)indrance stress model， CHM）（Cavanaugh et al.， 2000） 在學(xué)術(shù)界和實(shí)踐領(lǐng)域得到廣泛關(guān)注和認(rèn)可。中國(guó)學(xué)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(chǎng)所中的壓力源分為挑戰(zhàn)性壓力源和阻礙性壓力源。 其中挑戰(zhàn)性壓力源是工作要求，盡管具有壓力性，但與收獲相關(guān)。 阻礙性壓力源是增加個(gè)體負(fù)擔(dān)的工作要求， 對(duì)個(gè)人目標(biāo)的達(dá)成產(chǎn)生制約性。 挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力模型的意義在于， 雖然挑戰(zhàn)性壓力源和阻礙性壓力源都會(huì)導(dǎo)致個(gè)體的心理緊張， 但它們對(duì)工作結(jié)果或個(gè)人目標(biāo)的達(dá)成具有不同的作用。

職業(yè)倦怠 （job burnout） 是一種與工作有關(guān)的心理、情緒及認(rèn)知上的疲憊狀態(tài)，由于其對(duì)個(gè)體身心健康及工作行為表現(xiàn)的消極影響而深受工作與心理健康領(lǐng)域研究者的關(guān)注。 美國(guó)作家Graham Greene（1961）在小說(shuō)《一個(gè)枯竭的案例》中最早提出這個(gè)概念。 Freudenberger（1974）首次將這個(gè)概念應(yīng)用于心理健康領(lǐng)域，并將職業(yè)倦怠描述為對(duì)精力、力量或資源的過(guò)度需求使人筋疲力盡。1981 年，Maslach 等人提出了職業(yè)倦怠的三個(gè)核心維度： 情緒衰竭（emotional exhaustion）、去人性化或玩世不恭（depersonalization）、個(gè)人成就感降低（reduced personal accomplishment）， 并得到學(xué)界的普遍認(rèn)可。 與此同時(shí)，Maslach 等人也開發(fā)出了第一個(gè)職業(yè)倦怠的測(cè)評(píng)工具 MBI （Maslach burnout inventory）。 1996 年 ，Maslach 等人對(duì)MBI 進(jìn)行了修訂， 并開發(fā)出幾乎適用于所有職業(yè)的 MBI－GS（Maslach burnout inventory－general survey）量表。MBI－GS 共計(jì) 16 個(gè)項(xiàng)目，分為三個(gè)維度， 即情緒耗竭、 玩世不恭和成就感低落等。李超平和時(shí)勘（2003）對(duì) MBI－GS 進(jìn)行了修訂，獲得包含三個(gè)維度共計(jì)15 個(gè)項(xiàng)目的MBI－GS 中文版。

最近幾十年來(lái)， 心理學(xué)領(lǐng)域?qū)捤∵M(jìn)行了大量研究。North（1987）將寬恕定義為受害者消除對(duì)冒犯者的憤怒和憎恨， 并以同情、 仁慈和愛的方式對(duì)待冒犯者的過(guò)程。 Enright 等人（1992）在 North 的定義基礎(chǔ)上，認(rèn)為寬恕應(yīng)包含受害者對(duì)冒犯者的認(rèn)知、情緒和行為反應(yīng)等三個(gè)方面的內(nèi)容， 受害者在受到不公正的傷害后對(duì)冒犯者的負(fù)性認(rèn)知、 情緒和行為反應(yīng)消失， 并出現(xiàn)正性的認(rèn)知、 情緒和行為反應(yīng)的過(guò)程。McCullough（1997）認(rèn)為，寬恕是指?jìng)€(gè)體之間發(fā)生冒犯行為后，受害者對(duì)冒犯者的親社會(huì)動(dòng)機(jī)的轉(zhuǎn)變，伴隨著報(bào)復(fù)、 回避等負(fù)面動(dòng)機(jī)的減少以及仁慈、同情、愛的增加。 通過(guò)以上定義可以看出，寬恕的概念涉及受害者的情緒、認(rèn)知、行為等三個(gè)方面的變化過(guò)程，并且均強(qiáng)調(diào)對(duì)冒犯者的共情，從而有利于受害者做出親社會(huì)動(dòng)機(jī)的轉(zhuǎn)變，重獲心靈及人際的和諧。從寬恕對(duì)象上來(lái)看， 寬恕包含寬恕他人以及尋求寬?。ɡ钚旅?， 陳密桃， 2009）。

寬恕的測(cè)量以自我報(bào)告形式為主， 其主要測(cè)量工具有 Enright 寬恕量表 （Enright forgiveness inventory， EFI）（Subkoviak et al.， 1995）、 侵犯相關(guān)人際動(dòng)機(jī)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(cè)驗(yàn)的關(guān)于寬恕的測(cè)評(píng)工具。

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

總之，工作壓力與職業(yè)倦怠是健康心理學(xué)的重要研究主題，同時(shí)也是現(xiàn)代社會(huì)各類組織十分關(guān)注的重要實(shí)踐性問(wèn)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(yè)倦怠之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)。 一方面，從理論上能夠深化對(duì)工作壓力與職業(yè)倦怠之間復(fù)雜心理機(jī)制的理解和認(rèn)識(shí)； 另一方面，從實(shí)踐上對(duì)各級(jí)各類黨政機(jī)關(guān)或事業(yè)單位干預(yù)干部群體職業(yè)倦怠的發(fā)生提供一個(gè)有啟發(fā)意義的思路。

2 問(wèn)題提出與研究假設(shè)

工作壓力與職業(yè)倦怠兩者之間既存在密切關(guān)系，又存在顯著區(qū)別。 第一，職業(yè)倦怠通常在工作壓力的研究框架下進(jìn)行概念化并展開研究。 第二，學(xué)術(shù)界基本上認(rèn)為，職業(yè)倦怠是工作壓力的一個(gè)后果，也就是說(shuō)工作壓力是職業(yè)倦怠的一個(gè)前因變量。 第三，工作壓力與職業(yè)倦怠之間存在著可用性的應(yīng)對(duì)資源（availability of coping resources） （Cordes ＆Dougherty， 1993）。 這些應(yīng)對(duì)性資源因素在三個(gè)不同點(diǎn)上調(diào)節(jié)著倦怠過(guò)程的產(chǎn)生：首先，可用性應(yīng)對(duì)資源調(diào)節(jié)著要求壓力源與情緒耗竭之間的關(guān)系； 其次，可用性應(yīng)對(duì)資源調(diào)節(jié)著情緒耗竭與玩世不恭 （去人性化）之間的關(guān)系；最后，可用性應(yīng)對(duì)資源調(diào)節(jié)著玩世不恭（去人性化）與個(gè)人成就感之間的關(guān)系。

工作壓力與職業(yè)倦怠之間的可用性應(yīng)對(duì)資源可以分為兩大類。 第一類是與工作資源相關(guān)的調(diào)節(jié)性因素。 例如，社會(huì)支持（Dignam et al.， 1986）、領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格（向冰芳， 屈衛(wèi)國(guó)， 2022）等。 第二大類是與個(gè)體資源相關(guān)的調(diào)節(jié)性因素。 學(xué)術(shù)界對(duì)工作壓力與職業(yè)倦怠之間的和個(gè)體資源相關(guān)的調(diào)節(jié)性因素進(jìn)行了大量研究。 實(shí)證研究表明，應(yīng)對(duì)風(fēng)格（Sears et al.，2000）、控制點(diǎn)（Glass ＆ McKnight， 1996）、自我效能（Kahn ＆ Byosiere， 1992）等個(gè)體性特征能夠顯著調(diào)節(jié)工作壓力與職業(yè)倦怠之間的關(guān)系， 是個(gè)體健康和幸福感的核心資源。

總之， 具有調(diào)節(jié)作用的個(gè)體應(yīng)對(duì)性資源能夠衰減壓力源對(duì)個(gè)體身心健康和幸福感的消極效應(yīng)，從而在一定程度上緩解倦怠過(guò)程的產(chǎn)生。 以往研究表明， 寬恕作為個(gè)體的調(diào)節(jié)性資源與個(gè)體積極身心后果之間存在顯著正相關(guān)。 因此，本研究假定：寬恕在工作壓力與職業(yè)倦怠之間起著顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)，能夠衰減工作壓力對(duì)職業(yè)倦怠的消極影響。 本研究的假設(shè)模型見圖1。

圖1 寬恕調(diào)節(jié)工作壓力與職業(yè)倦怠之間關(guān)系的假設(shè)模型

3 研究方法

3.1 研究對(duì)象

本研究以上海市黨政機(jī)關(guān)或事業(yè)單位的干部為被試，在相關(guān)干部教育培訓(xùn)班上采用方便取樣方法，共發(fā)放問(wèn)卷800 份，回收有效問(wèn)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(tǒng)計(jì)學(xué)變量詳見表1。

表1 被試基本情況描述統(tǒng)計(jì)（n＝688）

3.2 研究工具

3.2.1 職業(yè)倦怠問(wèn)卷

采用李超平和時(shí)勘 （2003） 修訂的職業(yè)倦怠量表。該量表包括情緒耗竭、玩世不恭和低成就感3 個(gè)維度， 共計(jì)15 個(gè)項(xiàng)目，3 個(gè)分量表的內(nèi)部一致性信度系數(shù)分別為 0.88，0.85，0.87。 該量表采用 Likert7點(diǎn)量尺，分?jǐn)?shù)越高表明倦怠程度越嚴(yán)重。在本研究中3 個(gè)分量表的克倫巴赫 α 信度系數(shù)分別為0.93，0.90 和 0.93。

3.2.2 工作壓力問(wèn)卷

工作壓力的測(cè)量工具采用Cavanaugh 等人（2000）開發(fā)的挑戰(zhàn)性－阻礙性工作壓力源問(wèn)卷。 該問(wèn)卷包含兩個(gè)維度： 挑戰(zhàn)性工作壓力源和阻礙性工作壓力源，共計(jì)11 道題目，采用Likert5 點(diǎn)量尺。 本研究預(yù)先對(duì)該問(wèn)卷進(jìn)行了簡(jiǎn)單修訂。首先，請(qǐng)兩位專家將問(wèn)卷翻譯成為中文初稿；然后，再請(qǐng)另外兩位專家對(duì)兩個(gè)翻譯版本進(jìn)行討論， 確定該問(wèn)卷初步的中文版。 該問(wèn)卷初步的中文版本采用Likert7 點(diǎn)量尺，分?jǐn)?shù)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(fā)放問(wèn)卷350 份，回收有效問(wèn)卷333 份， 回收率為95.1%； 其中男性223 人，女性 107 人，性別缺失數(shù)據(jù) 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(yàn)該問(wèn)卷中文版本的信效度指標(biāo)。采用驗(yàn)證性分析技術(shù)， 根據(jù)模型簡(jiǎn)潔性原則， 獲得包含兩個(gè)維度， 共計(jì) 8 個(gè)項(xiàng)目的中文版問(wèn)卷 （χ2／df＝2.09，NFI＝0.97，NNFI ＝0.98，GFI ＝0.97，CFI ＝0.99，RMSEA ＝0.058）。 問(wèn)卷兩個(gè)維度的克倫巴赫 α 信度系數(shù)分別為 0.83 和 0.76。

3.2.3 寬恕量表

寬恕的測(cè)量采用蕭舒謙（2019）根據(jù)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(shì)3 個(gè)維度， 共計(jì)18 個(gè)項(xiàng)目，3 個(gè)分量表的克倫巴赫α 信度系數(shù)為 0.78～0.87。該量表采用 Likert7 點(diǎn)量尺。在本研究中，3 個(gè)分量表的克倫巴赫α 信度系數(shù)分別為 0.51，0.64 和 0.67。

3.3 統(tǒng)計(jì)分析

首先， 采用Lisrel 8.53 對(duì)預(yù)先修訂的挑戰(zhàn)性－阻礙性工作壓力源問(wèn)卷中文版在本次被試樣本上檢驗(yàn)其信效度指標(biāo)。 然后， 采用 SPSS 22.0 對(duì)職業(yè)倦怠、 工作壓力和寬恕等變量進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)以及計(jì)算3 個(gè)問(wèn)卷分?jǐn)?shù)之間的皮爾遜相關(guān)系數(shù)。 最后， 采用SPSS 的PROCESS 插件（Hayes， 2013）對(duì)寬恕在工作壓力與職業(yè)倦怠之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行分析。

4 研究結(jié)果

4.1 挑戰(zhàn)性－阻礙性工作壓力源問(wèn)卷中文版信效度指標(biāo)的再驗(yàn)證

雖然預(yù)先對(duì)挑戰(zhàn)性－阻礙性工作壓力源問(wèn)卷中文版的信效度指標(biāo)進(jìn)行了初步檢驗(yàn)， 根據(jù)模型交叉驗(yàn)證的原則， 采用本次研究的被試樣本對(duì)挑戰(zhàn)性－阻礙性工作壓力源問(wèn)卷中文版的信效度指標(biāo)進(jìn)行再次驗(yàn)證。 采用 LISREL 8.53 對(duì)該問(wèn)卷的一階 2 因素模型進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析， 得到整個(gè)測(cè)量模型的擬合指數(shù)（見表2）。

表2 工作壓力問(wèn)卷一階2 因素模型擬合指數(shù)

根據(jù)Chou 等人（1998）所提出的優(yōu)良模型擬合的判定標(biāo)準(zhǔn)，NFI，NNFI，IFI 和 CFI 的值一般應(yīng)大于0.90，RMSEA 的值小于 0.08。 從該模型的擬合指數(shù)可以看出，NFI，NNFI，IFI 和 CFI 的值都大于 0.90，均在一個(gè)優(yōu)良的擬合模型可以接受的范圍內(nèi)。 只是RMSEA 的值稍大一點(diǎn)。 Steiger（1990）認(rèn)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(shù)據(jù)與定義模型擬合較好， 基本接受該問(wèn)卷的一階2 因素模型的假設(shè)（因?yàn)棣?／df 值受樣本容量影響，在大樣本時(shí)僅供參考）。

以下給出了該問(wèn)卷一階2 因素模型的參數(shù)估計(jì)，結(jié)果見表3。 從因素載荷的估計(jì)結(jié)果可以看出，所有非標(biāo)準(zhǔn)化因素載荷都達(dá)到顯著的水平， 完全標(biāo)準(zhǔn)化載荷都在0.40 以上，特殊因子的方差除個(gè)別項(xiàng)目之外也都很小， 說(shuō)明問(wèn)卷中的項(xiàng)目都有較好的信度。 另外，兩個(gè)潛變量之間的相關(guān)系數(shù)為0.45，也在可接受的范圍之內(nèi)。

表3 問(wèn)卷一階2 因素模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

基于本次研究被試樣本，采用SPSS 22.0 對(duì)挑戰(zhàn)性－阻礙性工作壓力源問(wèn)卷中文版的信度指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)分析。 結(jié)果顯示，該問(wèn)卷兩個(gè)維度的克倫巴赫α 信度系數(shù)分別為0.84 和0.73，均在可接受范圍之內(nèi)。

4.2 職業(yè)倦怠、工作壓力和寬恕之間的相關(guān)系數(shù)

采用SPSS 22.0 統(tǒng)計(jì)分析職業(yè)倦怠、 工作壓力和寬恕三個(gè)問(wèn)卷分?jǐn)?shù)的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差，以及三個(gè)問(wèn)卷分?jǐn)?shù)的皮爾遜相關(guān)系數(shù)，結(jié)果見表4。 統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果顯示：職業(yè)倦怠與工作壓力顯著正相關(guān)；職業(yè)倦怠與寬恕顯著負(fù)相關(guān)，工作壓力與寬恕顯著負(fù)相關(guān)，可以進(jìn)行寬恕的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。

表4 變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差及三個(gè)變量之間的相關(guān)系數(shù)

4.3 寬恕在工作壓力與職業(yè)倦怠之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

基于工作壓力與職業(yè)倦怠之間存在顯著正相關(guān)， 寬恕與工作壓力和職業(yè)倦怠之間存在顯著負(fù)相關(guān)的結(jié)果，我們假定，寬恕在工作壓力與職業(yè)倦怠之間起著負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)。 采用SPSS 的PROCESS 3.2插件（Hayes， 2013），以職業(yè)倦怠為因變量，工作壓力為自變量，寬恕為調(diào)節(jié)變量，并把性別、年齡和職級(jí)作為控制變量，進(jìn)行模型檢驗(yàn)，結(jié)果見表5。 寬恕預(yù)測(cè)職業(yè)倦怠的相對(duì)貢獻(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果見表6。 根據(jù)以上兩個(gè)結(jié)果，即交互項(xiàng)（工作壓力×寬恕）的（系數(shù)）值和2－change 值的檢驗(yàn)結(jié)果，可以判斷寬恕對(duì)工作壓力與職業(yè)倦怠之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。

表5 寬恕對(duì)工作壓力與職業(yè)倦怠之間關(guān)系調(diào)節(jié)效應(yīng)

表6 寬恕對(duì)預(yù)測(cè)職業(yè)倦怠的相對(duì)貢獻(xiàn)

在高中低三個(gè)不同寬恕水平上， 工作壓力對(duì)職業(yè)倦怠的預(yù)測(cè)效應(yīng)結(jié)果見表7。 從表7 可以看出，在寬恕的高中低三個(gè)水平上， 工作壓力對(duì)職業(yè)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(yàn)結(jié)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?jǐn)?shù)為 65.06。 采用 R 程序做的 Johnson－Neyman 檢驗(yàn)圖見圖2。 從圖2 可以看出在寬恕分?jǐn)?shù)等于大于臨界值－22.95（對(duì)應(yīng)原始分?jǐn)?shù) 65.06）時(shí)的簡(jiǎn)單斜率。 也就是說(shuō)， 在寬恕分?jǐn)?shù)等于大于臨界值時(shí)， 寬恕對(duì)工作壓力與職業(yè)倦怠之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)開始顯著。

圖2 Johnson-Neyman 檢驗(yàn)圖

表7 寬恕在高中低三個(gè)不同水平上工作壓力對(duì)職業(yè)倦怠的預(yù)測(cè)效應(yīng)

接下來(lái)，采用Bootstrap 程序檢驗(yàn)寬恕在工作壓力與職業(yè)倦怠之間調(diào)節(jié)效應(yīng)的顯著性 （設(shè)定Bootstrap 樣本為 5000）。Preacher 和 Hayes（2008）的研究表明，如果95%的置信區(qū)間（CIs）不與0 重疊，則調(diào)節(jié)效應(yīng)的顯著性就可接受。 Bootstrap 檢驗(yàn)結(jié)果見表8。如表8 所顯示，Bootstrap 檢驗(yàn)結(jié)果表明，工作壓力與寬恕交互項(xiàng)系數(shù)的95%置信區(qū)間（CIs）不包含0，因此，寬恕的調(diào)節(jié)效應(yīng)的顯著性是可以接受的。

表8 寬恕調(diào)節(jié)效應(yīng)Bootstrap 檢驗(yàn)及95%CIs

為了更清晰形象地顯示寬恕對(duì)工作壓力與職業(yè)倦怠之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，采用M±1SD 簡(jiǎn)單斜率繪制自變量、調(diào)節(jié)變量與因變量的交互效應(yīng)示意圖，即圖3。

圖3 寬恕對(duì)工作壓力與職業(yè)倦怠之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

5 討論

本研究以干部群體為被試樣本， 檢驗(yàn)了寬恕在工作壓力與職業(yè)倦怠之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)。首先，本研究對(duì)Cavanaugh 等人（2000）所開發(fā)的挑戰(zhàn)性－阻礙性工作壓力源問(wèn)卷進(jìn)行了初步修訂， 獲得了包含兩個(gè)維度， 共計(jì)8 個(gè)項(xiàng)目的挑戰(zhàn)性－阻礙性工作壓力源問(wèn)卷中文版。 該問(wèn)卷中文版的信效度指標(biāo)基本上在可接受范圍之內(nèi)。 第二，與我們的假設(shè)相一致，實(shí)證數(shù)據(jù)檢驗(yàn)表明， 寬恕對(duì)工作壓力與職業(yè)倦怠之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。也就是說(shuō)，寬恕作為個(gè)體性可用資源因素， 能夠顯著地衰減工作壓力對(duì)職業(yè)倦怠的影響。

寬恕何以能夠成為工作壓力與職業(yè)倦怠之間的個(gè)體性調(diào)節(jié)性資源因素？ 職業(yè)倦怠的發(fā)生是一個(gè)過(guò)程。最初，因?yàn)檫^(guò)量的長(zhǎng)期的工作要求榨干了人們的情緒資源，情緒耗竭出現(xiàn)；然后，作為一種防御性的應(yīng)對(duì)策略， 玩世不恭或去人性化提供了一個(gè)個(gè)體與工作要求之間的情緒緩沖器；最后，由于個(gè)人認(rèn)識(shí)到當(dāng)前狀態(tài)與最初預(yù)期之間的差距， 從而導(dǎo)致個(gè)人成就感低落，產(chǎn)生消極評(píng)價(jià)。 其中，情緒耗竭是職業(yè)倦怠的基本反應(yīng)和核心特征。 而寬恕作為一種情緒應(yīng)對(duì)策略，能夠幫助個(gè)體釋放消極情緒，恢復(fù)內(nèi)心的平靜（Worthington ＆ Scherer， 2004）。 因此，寬恕對(duì)工作壓力與職業(yè)倦怠之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用， 首先是直接作用于倦怠產(chǎn)生的第一個(gè)階段即情緒耗竭階段，通過(guò)幫助個(gè)體釋放因工作壓力而產(chǎn)生的消極情緒，恢復(fù)內(nèi)心平和， 進(jìn)而衰減了整個(gè)職業(yè)倦怠過(guò)程的發(fā)生。

1990 年，世界衛(wèi)生組織（WHO）審議通過(guò)的《國(guó)際疾病分類第十次修訂本》（ICD－10）收錄了作為職業(yè)現(xiàn)象的職業(yè)倦怠。 2018 年6 月， 世界衛(wèi)生組織（WHO） 頒布的 《國(guó)際疾病分類第 11 次修訂本》（ICD－11）明確了職業(yè)倦怠的定義，并提出了相應(yīng)的診斷標(biāo)準(zhǔn)和要求。 世界衛(wèi)生組織已經(jīng)正式把職業(yè)倦怠看作一種職業(yè)健康問(wèn)題， 值得現(xiàn)代社會(huì)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(yè)倦怠之間起著顯著的調(diào)節(jié)作用， 是個(gè)體面對(duì)工作壓力時(shí)重要的可用的個(gè)體調(diào)節(jié)性資源。 因此，在干部群體中，要預(yù)防和干預(yù)職業(yè)倦怠的產(chǎn)生：一方面，要從改善工作環(huán)境，從緩解工作壓力的角度入手；另一方面，個(gè)體寬恕能力培養(yǎng)可能是預(yù)防和干預(yù)職業(yè)倦怠的重要策略之一。 干部是黨和國(guó)家的寶貴財(cái)富，是黨治國(guó)理政的骨干力量。在干部教育培訓(xùn)中，加強(qiáng)干部個(gè)體寬恕能力的培養(yǎng)，對(duì)于提升領(lǐng)導(dǎo)干部職業(yè)心理積極性，保持積極心態(tài)，預(yù)防職業(yè)倦怠具有一定意義。

本研究也存在一些問(wèn)題和不足。第一，由于本研究的問(wèn)卷調(diào)查是一次性完成的， 且三個(gè)問(wèn)卷都是采用自我報(bào)告形式，因此，本研究可能存在共同方法偏差，從而對(duì)研究結(jié)論產(chǎn)生影響。第二，在本研究中，寬恕問(wèn)卷的信度系數(shù)不高。一般來(lái)講，問(wèn)卷的克倫巴赫α 信度系數(shù)應(yīng)該在0.60 以上方可接受，而在本研究中寬恕問(wèn)卷其中一個(gè)維度的克倫巴赫α 信度系數(shù)低于0.60。問(wèn)卷信度指標(biāo)不高，對(duì)研究結(jié)論的穩(wěn)定性也會(huì)產(chǎn)生影響。 第三，在本研究中，工作壓力問(wèn)卷測(cè)量模型的個(gè)別擬合指數(shù)不高， 對(duì)研究結(jié)論可能也會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響。將來(lái)的相關(guān)研究，應(yīng)該解決此類問(wèn)題和不足，從而進(jìn)一步保證研究結(jié)論的可靠性。