郭月平 楊程甲 許明智△
①中國.廣東省廣州市民政局精神病院 510430 E-mail:yueping_569@yeah.net ②廣東省人民醫院、廣東省醫學科學院、廣東省精神衛生中心(廣州)510120 △通訊作者 E-mail:Mingzhixu@126.com
隨著社會、經濟和文化的發展,生活方式的改變和生活節奏的加快,工作任務不斷加重,工作要求不斷提高,給工作人群帶來了更多心理壓力和痛苦,工作倦怠已成為工作人群日益突出的問題,且這種現象呈現不斷擴大的趨勢。國內外學者已對導致個體產生工作倦怠感的影響因素做了大量研究,結果表明,影響工作倦怠的外部因素主要有:①工作特征因素,包括工作負荷、角色沖突、角色模糊、工作要求等;②組織特征因素,包括獎懲體系、組織支持、組織公平、組織變革等[1-3]。而影響工作倦怠的個體內在因素主要有應對方式、工作滿意度和人格特質等[4-5]。近年來,人格特質在工作倦怠形成過程中的作用越來越受到關注,并成為工作倦怠研究的熱點之一,但研究結果不盡相同[6-7]。因此,我們對企業白領員工人格特質與工作倦怠的關系進行了調查。
選用招募方式,收集來自廣州市及珠三角其它城市企業員工作為研究對象,主要為外資企業員工。入組標準:①年齡18~60歲;②受教育水平為中學及以上;③無嚴重心血管系統、消化系統、呼吸系統、泌尿系統、內分泌及代謝、免疫系統、神經系統、血液系統、骨骼關節系統、生殖系統疾病;④無明確細菌、病毒感染和急、慢性炎癥;⑤無精神障礙;⑥非妊娠、哺乳期婦女;⑦能獨立完成調查問卷。共有217 名員工完成了調查問卷,其中,男性114 名,女性103名,年齡20~55歲,平均(28±6)歲。未婚129 名,已婚87 名,離異1 名。行政管理者13 名,技術人員15 名,銷售服務者189 名。職業層次,高層管理者7名,中層管理者31 名,基層員工179 名。工作年限,5年及以下119 名,6~10年63 名,11~15年21 名,16年及以上14 名。
1.2.1 工作倦怠測量 選用李超平、時勘等翻譯修訂Maslach 工作倦怠量表通用版(Maslach Burnout Inventory-General Survey,MBI-GS)的中文版。該量表為自評量表,包括3 個維度:情感耗竭、玩世不恭以及成就感低落。其中,情感耗竭維度包含5 個條目,玩世不恭維度包含5 個條目,成就感降低維度包含6 個條目,共16 個條目。量表采用Likert 7 級評分,由0(從不)~6(每天都有)[8]。該量表施測方便,有較好的信度和效度,在國內工作倦怠的研究中得到廣泛應用[9-10]。
1.2.2 人格測量 選用由龔耀先等修訂的艾森克人格問卷(Eysenck Personality Questionnaire,EPQ)測量人格特征。該量表共88 個條目,分別用于測量內外向(E)、神經質(N)、精神質(P)3 個人格維度以及掩飾性,具有較好的信度和效度[11]。
1.2.3 施測方法 采用研究對象自評方法,由受試者獨立完成測驗,完成后進行檢查,以免漏填或誤填。除上述測查內容外,還對受試者的性別、年齡、婚姻狀況、受教育狀況、職業類型等進行了調查。共發放問卷235 份,回收有效問卷217 份。
根據Kalimo 等[12]提出的分組標準,將研究對象分為倦怠組(MBI-GS 倦怠感≥1.5 分)和非倦怠組(MBI- GS 倦怠感<1.5 分)。倦怠組共121名,其中,男性61 名,女性60 名,年齡20~55歲,平均(27.8±5.6)歲;非倦怠組共96 名,其中,男性53名,女性43 名,年齡22~45歲,平均(28.8±5.3)歲。
使用SPSS 13.0 統計軟件建立數據庫并進行統計分析。倦怠組與非倦怠組間均數比較采用兩獨立樣本t 檢驗;人格特質和工作倦怠的相關關系采用皮爾遜積差相關分析;人格特質對工作倦怠的預測作用采用分層多元回歸分析,其中,控制變量為人口學變量,變量引入方法為強迫引入(Enter)。檢驗水準α=0.05(雙側)。
倦怠組的EPQ 精神質分和神經質分均顯著高于非倦怠組(P 均<0.01);而倦怠組的EPQ 內外向分則顯著低于非倦怠組的得分(P <0.01),見表1。
表1 倦怠組與非倦怠組人格特質的比較(±s)

表1 倦怠組與非倦怠組人格特質的比較(±s)
注:* P <0.05,**P <0.01,下同
因 子 倦怠組(n=121)非倦怠組(n=96)t精神質 49.64±8.97 45.39±8.02 3.64***內外向 54.89±9.94 59.20±8.30 -3.48**神經質 52.31±10.86 41.01±11.33 7.47**
表2 倦怠組與非倦怠組工作倦怠各因子分及總分的比較(±s)

表2 倦怠組與非倦怠組工作倦怠各因子分及總分的比較(±s)
因 子 倦怠組(n=121)非倦怠組(n=96)t情感耗竭 3.32±1.21 1.13±0.72 15.66**玩世不恭 2.31±1.40 0.56±0.48 11.67**成就感降低 2.18±1.36 0.78±0.75 9.10**工作倦怠總分 2.68±0.84 0.86±0.39 19.64**
倦怠組的工作倦怠總分顯著高于非倦怠組(P<0.01),其情感耗竭、玩世不恭、成就感降低的各因子分也都顯著高于非倦怠組(P 均<0.01),見表2。
皮爾遜積差相關分析顯示,EPQ 的精神質分與情感耗竭(r=0.16,P <0.05)及玩世不恭(r=0.26,P <0.01)的因子分呈顯著的正相關關系;EPQ 的內外向分與情感耗竭(r =-0.22,P <0.01)、玩世不恭(r=-0.30,P <0.01)及成就感降低(r =-0.37,P <0.01)的因子分呈顯著的負相關關系;EPQ 的神經質分與情感耗竭(r =0.50,P <0.01)、玩世不恭(r=0.34,P <0.01)及成就感降低(r = 0.16,P <0.05)的因子分呈顯著的正相關關系,見表3。

表3 企業員工人格特質與工作倦怠的相關(r)
選用分層多元回歸分析評價人格特質對工作倦怠的預測作用。即在控制了人口統計學變量對人格特質和工作倦怠可能的影響后,考察工作倦怠是否受人格特質影響。結果顯示,控制了人口統計學變量后,工作倦怠受EPQ 各人格特質的影響仍十分顯著(P <0.01)。其中,在情感耗竭因子中,內外向和神經質顯著預測情感耗竭,所解釋的方差變異量為26%(P <0.01);在玩世不恭因子中,精神質、內外向與神經質三者都對于玩世不恭有顯著的預測作用,共同解釋的方差變異量為19%(P <0.01);在成就感降低因子中,內外向對成就感降低有顯著的預測作用,所解釋的方差變異量為16%(P <0.01),見表4。
工作倦怠的研究始于20世紀70年代,最早由Freudenberger 使用“倦怠”一詞描述服務行業中個體所體驗到的一組負性癥狀[13]。經過近40年的發展,工作倦怠的研究已從對服務業從業人員的研究擴展到一般的企業員工。同時,在對工作倦怠形成因素的研究中,也由外部因素擴展到了個體內部因素,其中,人格特質成為工作倦怠研究的一個熱點[14-16]。
以往研究顯示,人格特質是影響個體工作倦怠的重要內部因素之一,是相同工作環境下的個體并不全都產生工作倦怠感的原因之一[1,17]。本研究結果顯示,倦怠組的EPQ 精神質分和神經質分顯著高于非倦怠組,而內外向分則顯著低于非倦怠組,與國內研究結果一致[18],提示工作倦怠人群的人格特征為高精神質、高神經質和低內外向。此外,本結果還顯示,倦怠組中情感耗竭、玩世不恭及成就感降低3個因子分均顯著高于非倦怠組,提示工作倦怠人群中情感耗竭、玩世不恭及成就感降低3 個癥狀都很突出。這與國內研究不盡相同,國內研究結果顯示[19],工作倦怠者的情感耗竭、玩世不恭因子分高于常模,而成就感降低因子分低于常模,這可能是進行比較的人群不同而產生的差異。
人格特質在工作倦怠的產生中扮演著非常重要的角色,是工作倦怠不可忽略的影響因素。本研究結果顯示,神經質對情感耗竭、玩世不恭有顯著的正向預測作用,個體的神經質分越高,其工作倦怠程度越高;精神質對玩世不恭有顯著的正向預測作用,個體的精神質分越高,其工作倦怠程度越高;內外向對情感耗竭、玩世不恭及成就感降低均有顯著的負向預測作用,個體內外向分越高,其工作倦怠程度越低,提示神經質、精神質會激化或加劇個體的工作倦怠感,而內外向則能減緩個體的工作倦怠感。與李永鑫等的研究相比較[20],兩個研究中精神質和內外向對工作倦怠的預測作用一致,但神經質對工作倦怠的預測不完全一致,這可能是由于兩個研究所采納的職業人群不同引起的,提示人格特質對工作倦怠的預測作用因職業差異而有所不同。
本研究結果初步提示,高精神質、高神經質、低內外向是工作倦怠的易感人格特質,對工作倦怠具有預測作用。但仍存在一些不足,本研究以企業員工為研究對象,所得結果仍需在其他職業人群中進行驗證。
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