许跃民 杨炜坤

基金项目：福建省中青年教师科研项目“新时代领导干部职业使命感的测量、影响因素及培育机制研究”（JAT190548）。

作者简介：许跃民（1986-），男，福建泉州人，硕士，助理研究员，主要从事教育管理与党建研究;杨炜坤，泉州师范学院教育科学学院（通讯作者）。

摘 要：采用问卷法对高校领导干部进行职业倦怠、工作压力、自我效能感、职业使命感量表的测量，使用SPSS19.0、Excel等软件进行数据分析，探讨高校领导干部职业倦怠、工作压力、自我效能感、职业使命感之间的关系。

关键词：高校领导干部;职业倦怠;工作压力;自我效能感;职业使命感

中图分类号：F24 文献标识码：A doi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2022.11.026

0 引言

随着社会不断发展，人们的工作压力不断加大，职业倦怠成为一种社会现象。经查，未发现有对高校领导干部开展过倦怠感研究，所以有必要对高校领导干部编制职业倦怠、工作压力、自我效能感、使命感测量工具，分析以上四个因素之间的关系，为领导干部的教育提供心理学依据。

1 对象与方法

1.1 研究对象

选取福建某些高校的领导干部，一共收回223份问卷，选出有效问卷180份。

1.2 研究工具

1.2.1 职业倦怠量表

运用职业倦怠量表MBI-GS，分3个维度共15道题目，采用Likert评分法，得分越高倦怠感越强。进行信效度分析，Cronbach α系数为0.889，KMO值为0.903。

1.2.2 工作压力量表

选取Cooper开发的职业压力量表（occupation stress scal），分5个维度共21道题目，采用了Likert五点计分法，得到分数越高表示工作压力越大。进行信效度分析，Cronbach α系数为0.958，KMO值为0.926。

1.2.3 自我效能感量表

运用自我效能感量表（GSES），进行信效度分析，Cronbach α系数为0.954，KMO值为0.935。

1.2.4 职业使命感量表

运用Calling and Vocation Questionnaire （CVQ）中的“拥有使命感”部分，分三个维度共12道题目，采用Likert五点计分法，得分越高说明职业使命感越强。进行信效度分析，Cronbach α系数为0.945，KMO值为0.916。

1.3 数据处理

数据分析采用的是SPSS19.0、Excel等软件。

2 结果

2.1 职业倦怠等四个因素的相关分析

由表1可知，工作压力各维度和总分，与职业倦怠总分呈显著正相关关系;自我效能感与职业倦怠总分呈显著负相关关系;职业使命感各维度和总分，与职业倦怠总分呈负相关关系。

2.2 职业倦怠等四个因素的回归分析

由表2可知，模型公式为：职业倦怠=34.557 + 0.488*工作压力-0.431*自我效能感-0.409*職业使命感，R方为0.457，说明职业倦怠的45.7%可由自变量来解释。模型通过F检验（F=49.460，p=0.000<0.05）可以知道，职业倦怠会受到工作压力等三个变量的影响。工作压力的回归系数值为0.488（t=10.269，p=0.000<0.01），说明工作压力与职业倦怠呈显著正相关关系;自我效能感的回归系数值为-0.431（t=-2.172，p=0.031<0.05），说明自我效能感会显著负向影响职业倦怠;职业使命感的回归系数值为-0.409（t=-3.035，p=0.003<0.01），说明职业使命感会显著负向影响职业倦怠。工作压力等三个变量对职业倦怠的影响程度大小依次为：工作压力、自我效能感、职业使命感。

为进一步分析工作压力等三个变量对职业倦怠的影响，将情绪衰竭等三个维度分别作为因变量进行线性回归分析，情况如表3。

由表3可知，模型公式为：情绪衰竭=0.737 + 0.270*工作压力-0.015*自我效能感-0.100*职业使命感，R方为0.414，说明情绪衰竭的41.4%可由工作压力、自我效能感、职业使命感来解释。模型通过F检验（F=41.432，p=0.000<0.05）可以知道，情绪衰竭会受到三个变量的影响。其中，工作压力的回归系数值为0.270（t=11.064，p=0.000<0.01），说明工作压力与情绪衰竭呈显著正相关关系;而另两个变量不会对情绪衰竭产生影响。

由表4可知，模型公式为：玩世不恭=1.092 + 0.214*工作压力-0.077*自我效能感-0.072*职业使命感，R方为0.431，说明玩世不恭的43.1%可由工作压力、自我效能感、职业使命感来解释。模型通过F检验（F=44.397，p=0.000<0.05）可以知道，玩世不恭会受到三个变量的影响。工作压力的回归系数值0.214（t=11.320，p=0.000<0.01），说明工作压力会显著正向影响玩世不恭;而自我效能感和职业使命感不会对玩世不恭产生影响关系。

由表5可知，模型公式为：成就感低落=32.728 + 0.003*工作压力-0.339*自我效能感-0.238*职业使命感，R方为0.232，说明成就感低落的23.2%可由工作压力、自我效能感、职业使命感来解释。模型通过F检验（F=17.707，p=0.000<0.05）可以知道，成就感低落会受到三个变量的影响。自我效能感的回归系数值为-0.339（t=-2.483，p=0.014<0.05），说明自我效能感会显著负向影响成就感低落;职业使命感的回归系数值为-0.238（t=-2.564，p=0.011<0.05），说明职业使命感会显著负向影响成就感低落。

3 探讨

3.1 职业倦怠与其他三个因素的关联性分析

由表1和表2可知，工作压力会显著正向影响职业倦怠，自我效能感会显著负向影响职业倦怠，职业使命感会显著负向影响职业倦怠。且工作压力、自我效能感、职业使命感对职业倦怠的影响程度大小依次为：工作压力、自我效能感、职业使命感。所以，为预防职业倦怠，需注重培养高校领导干部的职业使命感。

3.2 工作压力等三个因素对职业倦怠的影响

由表2和表3可知，工作压力会显著正向影响情绪衰竭。工作压力越大时，越容易丧失对工作的积极性，久而久之就容易产生疲倦感，工作时情绪也会处于低落的状态，因此工作压力越大，就越容易产生情绪衰竭;工作压力会显著正向影响玩世不恭，工作压力过大时，个人会比较没有精力去维持人际关系，从而会对同事间的人际交往产生疲倦感，出现玩世不恭的现象。所以，工作压力越大，越容易产生职业倦怠。

由表4可知，自我效能感会显著负向影响成就感低落，自我效能感弱的人比较容易在工作中容易形成低成就感，有学者认为，职业倦怠是自我效能感不足的危機之一，而自我效能感水平不足是导致职业倦怠的原因之一。所以，提高高校领导干部自我效能感，可起到预防职业倦怠的作用。

由表5可知，职业使命感与职业倦怠的成就感低落维度呈显著负相关关系。职业使命感比较低的人，工作上的积极性也会比较低，对待工作就会比较随意，所以就不会产生较高的成就感。Treadgold研究发现，职业使命感较高的人工作中有较清晰的自我概念，对压力的感受也相对较小，较少处于沮丧情绪之中，对职业挑战有较好的应对策略。因而，拥有较高的职业使命感可在一定程度上对职业倦怠产生缓解效应。

在工作压力、自我效能感、职业使命感中，职业倦怠受工作压力的影响最大。所以缓解高校领导干部的职业倦怠，要把减轻工作压力作为首要策略，把提升自我效能感和职业使命感作为辅助策略。

参考文献

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