柳恒超 许 燕 文柏松

（1 上海行政学院校刊编辑部，上海 200233；2 北京师范大学心理学部，北京 100975；3 焦裕禄干部学院，开封 475300）

1 引言

压力是健康心理学研究的重要主题。 早期关于压力的研究基本上局限于生活层面， 自20 世纪70年代以来， 工作压力这个概念开始出现在学术文献之中， 并逐渐成为压力心理学研究领域中的一个重要方面。 目前学术界还没有形成一个关于工作压力的统一的、清晰的概念和理论。 简单来说，所谓工作压力就是指工作场所所发生的压力。 学术界对工作压力含义的探讨基本上是从刺激说、 反应说、 交互说、差异说等不同视角展开的。其中，反应说、交互说和差异说与压力的相关理论并没有本质区别， 刺激说侧重于工作压力来源问题， 成为工作压力研究领域的重要特点。 工作场所的压力源主要分为工作环境、工作内容、组织因素及组织外因素等。因此，学者们开发出来众多的工作压力源测评工具，例如，工作环境量表（work environment scale）（Moons， 1981）、压力诊断问卷 （stress diagnostic survey， SDS）（I-vancevich ＆ Matteson， 1984）、 工作内容问卷（job content questionnaire， JCQ）（Karasek， 1985）、工作压力问卷（the job stress Survey， JSS）（Spielberger，1994）、 工作压力来源问卷 （sources of work stress inventory， SWSI）（Bruin ＆ Taylor， 2005）等。

最近二十年来，挑战性-阻碍性压力模型（challenge－hindrance stress model， CHM）（Cavanaugh et al.， 2000） 在学术界和实践领域得到广泛关注和认可。中国学者也把该模型称为二元工作压力模型（王佳燕 等，2022）。该模型把工作场所中的压力源分为挑战性压力源和阻碍性压力源。 其中挑战性压力源是工作要求，尽管具有压力性，但与收获相关。 阻碍性压力源是增加个体负担的工作要求， 对个人目标的达成产生制约性。 挑战性-阻碍性压力模型的意义在于， 虽然挑战性压力源和阻碍性压力源都会导致个体的心理紧张， 但它们对工作结果或个人目标的达成具有不同的作用。

职业倦怠 （job burnout） 是一种与工作有关的心理、情绪及认知上的疲惫状态，由于其对个体身心健康及工作行为表现的消极影响而深受工作与心理健康领域研究者的关注。 美国作家Graham Greene（1961）在小说《一个枯竭的案例》中最早提出这个概念。 Freudenberger（1974）首次将这个概念应用于心理健康领域，并将职业倦怠描述为对精力、力量或资源的过度需求使人筋疲力尽。1981 年，Maslach 等人提出了职业倦怠的三个核心维度： 情绪衰竭（emotional exhaustion）、去人性化或玩世不恭（depersonalization）、个人成就感降低（reduced personal accomplishment）， 并得到学界的普遍认可。 与此同时，Maslach 等人也开发出了第一个职业倦怠的测评工具 MBI （Maslach burnout inventory）。 1996 年 ，Maslach 等人对MBI 进行了修订， 并开发出几乎适用于所有职业的 MBI－GS（Maslach burnout inventory－general survey）量表。MBI－GS 共计 16 个项目，分为三个维度， 即情绪耗竭、 玩世不恭和成就感低落等。李超平和时勘（2003）对 MBI－GS 进行了修订，获得包含三个维度共计15 个项目的MBI－GS 中文版。

最近几十年来， 心理学领域对宽恕进行了大量研究。North（1987）将宽恕定义为受害者消除对冒犯者的愤怒和憎恨， 并以同情、 仁慈和爱的方式对待冒犯者的过程。 Enright 等人（1992）在 North 的定义基础上，认为宽恕应包含受害者对冒犯者的认知、情绪和行为反应等三个方面的内容， 受害者在受到不公正的伤害后对冒犯者的负性认知、 情绪和行为反应消失， 并出现正性的认知、 情绪和行为反应的过程。McCullough（1997）认为，宽恕是指个体之间发生冒犯行为后，受害者对冒犯者的亲社会动机的转变，伴随着报复、 回避等负面动机的减少以及仁慈、同情、爱的增加。 通过以上定义可以看出，宽恕的概念涉及受害者的情绪、认知、行为等三个方面的变化过程，并且均强调对冒犯者的共情，从而有利于受害者做出亲社会动机的转变，重获心灵及人际的和谐。从宽恕对象上来看， 宽恕包含宽恕他人以及寻求宽恕（李新民， 陈密桃， 2009）。

宽恕的测量以自我报告形式为主， 其主要测量工具有 Enright 宽恕量表 （Enright forgiveness inventory， EFI）（Subkoviak et al.， 1995）、 侵犯相关人际动机量表 （transgression related interpersonal motivations scale， TRIM） （McCullough et al.，1998）、心田宽恕量表（Heartland forgiveness scale，HFS）（Thompson et al.， 2005）等。 另外还有一些基于情境性测验的关于宽恕的测评工具。

相关实证研究表明，宽恕与个体积极身心后果之间存在显著正相关，与个体消极身心后果之间存在显著负相关。 例如，Bono 等人（2008）的研究表明，宽恕与个体的生活满意度和幸福感、积极情绪体验和认知灵活性等都存在显著正相关。 Riek 和Mania（2012）的研究表明，宽恕与个体的关系满意度、关系承诺、攻击抑制和关系信任之间存在显著正相关。

总之，工作压力与职业倦怠是健康心理学的重要研究主题，同时也是现代社会各类组织十分关注的重要实践性问题。 本研究拟以干部群体为被试，旨在探讨宽恕在工作压力与职业倦怠之间的调节效应。 一方面，从理论上能够深化对工作压力与职业倦怠之间复杂心理机制的理解和认识； 另一方面，从实践上对各级各类党政机关或事业单位干预干部群体职业倦怠的发生提供一个有启发意义的思路。

2 问题提出与研究假设

工作压力与职业倦怠两者之间既存在密切关系，又存在显著区别。 第一，职业倦怠通常在工作压力的研究框架下进行概念化并展开研究。 第二，学术界基本上认为，职业倦怠是工作压力的一个后果，也就是说工作压力是职业倦怠的一个前因变量。 第三，工作压力与职业倦怠之间存在着可用性的应对资源（availability of coping resources） （Cordes ＆Dougherty， 1993）。 这些应对性资源因素在三个不同点上调节着倦怠过程的产生：首先，可用性应对资源调节着要求压力源与情绪耗竭之间的关系； 其次，可用性应对资源调节着情绪耗竭与玩世不恭 （去人性化）之间的关系；最后，可用性应对资源调节着玩世不恭（去人性化）与个人成就感之间的关系。

工作压力与职业倦怠之间的可用性应对资源可以分为两大类。 第一类是与工作资源相关的调节性因素。 例如，社会支持（Dignam et al.， 1986）、领导风格（向冰芳， 屈卫国， 2022）等。 第二大类是与个体资源相关的调节性因素。 学术界对工作压力与职业倦怠之间的和个体资源相关的调节性因素进行了大量研究。 实证研究表明，应对风格（Sears et al.，2000）、控制点（Glass ＆ McKnight， 1996）、自我效能（Kahn ＆ Byosiere， 1992）等个体性特征能够显著调节工作压力与职业倦怠之间的关系， 是个体健康和幸福感的核心资源。

总之， 具有调节作用的个体应对性资源能够衰减压力源对个体身心健康和幸福感的消极效应，从而在一定程度上缓解倦怠过程的产生。 以往研究表明， 宽恕作为个体的调节性资源与个体积极身心后果之间存在显著正相关。 因此，本研究假定：宽恕在工作压力与职业倦怠之间起着显著的调节效应，能够衰减工作压力对职业倦怠的消极影响。 本研究的假设模型见图1。

图1 宽恕调节工作压力与职业倦怠之间关系的假设模型

3 研究方法

3.1 研究对象

本研究以上海市党政机关或事业单位的干部为被试，在相关干部教育培训班上采用方便取样方法，共发放问卷800 份，回收有效问卷688 份，回收率为86%。 其中男性 392 人，女性 296 人。 被试样本的其它人口统计学变量详见表1。

表1 被试基本情况描述统计（n＝688）

3.2 研究工具

3.2.1 职业倦怠问卷

采用李超平和时勘 （2003） 修订的职业倦怠量表。该量表包括情绪耗竭、玩世不恭和低成就感3 个维度， 共计15 个项目，3 个分量表的内部一致性信度系数分别为 0.88，0.85，0.87。 该量表采用 Likert7点量尺，分数越高表明倦怠程度越严重。在本研究中3 个分量表的克伦巴赫 α 信度系数分别为0.93，0.90 和 0.93。

3.2.2 工作压力问卷

工作压力的测量工具采用Cavanaugh 等人（2000）开发的挑战性－阻碍性工作压力源问卷。 该问卷包含两个维度： 挑战性工作压力源和阻碍性工作压力源，共计11 道题目，采用Likert5 点量尺。 本研究预先对该问卷进行了简单修订。首先，请两位专家将问卷翻译成为中文初稿；然后，再请另外两位专家对两个翻译版本进行讨论， 确定该问卷初步的中文版。 该问卷初步的中文版本采用Likert7 点量尺，分数越高表明工作压力越大。最后，以某央企的科研人员和科研管理人员为被试样本（发放问卷350 份，回收有效问卷333 份， 回收率为95.1%； 其中男性223 人，女性 107 人，性别缺失数据 3 人；25 岁以下28 人、25～35 岁 265 人、36～45 岁 36 人、46 岁以上 4人）检验该问卷中文版本的信效度指标。采用验证性分析技术， 根据模型简洁性原则， 获得包含两个维度， 共计 8 个项目的中文版问卷 （χ2／df＝2.09，NFI＝0.97，NNFI ＝0.98，GFI ＝0.97，CFI ＝0.99，RMSEA ＝0.058）。 问卷两个维度的克伦巴赫 α 信度系数分别为 0.83 和 0.76。

3.2.3 宽恕量表

宽恕的测量采用萧舒谦（2019）根据Thompson，Snyder 和 Hoffman（2005）的心田宽恕量表（heartland forgiveness scale；HFS）所修订的心田宽恕量表中文版。该量表包括宽恕自己、宽恕他人及宽恕情势3 个维度， 共计18 个项目，3 个分量表的克伦巴赫α 信度系数为 0.78～0.87。该量表采用 Likert7 点量尺。在本研究中，3 个分量表的克伦巴赫α 信度系数分别为 0.51，0.64 和 0.67。

3.3 统计分析

首先， 采用Lisrel 8.53 对预先修订的挑战性－阻碍性工作压力源问卷中文版在本次被试样本上检验其信效度指标。 然后， 采用 SPSS 22.0 对职业倦怠、 工作压力和宽恕等变量进行描述统计以及计算3 个问卷分数之间的皮尔逊相关系数。 最后， 采用SPSS 的PROCESS 插件（Hayes， 2013）对宽恕在工作压力与职业倦怠之间的调节效应进行分析。

4 研究结果

4.1 挑战性－阻碍性工作压力源问卷中文版信效度指标的再验证

虽然预先对挑战性－阻碍性工作压力源问卷中文版的信效度指标进行了初步检验， 根据模型交叉验证的原则， 采用本次研究的被试样本对挑战性－阻碍性工作压力源问卷中文版的信效度指标进行再次验证。 采用 LISREL 8.53 对该问卷的一阶 2 因素模型进行验证性因素分析， 得到整个测量模型的拟合指数（见表2）。

表2 工作压力问卷一阶2 因素模型拟合指数

根据Chou 等人（1998）所提出的优良模型拟合的判定标准，NFI，NNFI，IFI 和 CFI 的值一般应大于0.90，RMSEA 的值小于 0.08。 从该模型的拟合指数可以看出，NFI，NNFI，IFI 和 CFI 的值都大于 0.90，均在一个优良的拟合模型可以接受的范围内。 只是RMSEA 的值稍大一点。 Steiger（1990）认为，RMSEA低于0.1 就表示好的拟合， 该模型的RMSEA 值为0.12，与 0.1 非常接近。 因此，从整体上看，样本数据与定义模型拟合较好， 基本接受该问卷的一阶2 因素模型的假设（因为χ2／df 值受样本容量影响，在大样本时仅供参考）。

以下给出了该问卷一阶2 因素模型的参数估计，结果见表3。 从因素载荷的估计结果可以看出，所有非标准化因素载荷都达到显著的水平， 完全标准化载荷都在0.40 以上，特殊因子的方差除个别项目之外也都很小， 说明问卷中的项目都有较好的信度。 另外，两个潜变量之间的相关系数为0.45，也在可接受的范围之内。

表3 问卷一阶2 因素模型的参数估计结果

基于本次研究被试样本，采用SPSS 22.0 对挑战性－阻碍性工作压力源问卷中文版的信度指标进行检验分析。 结果显示，该问卷两个维度的克伦巴赫α 信度系数分别为0.84 和0.73，均在可接受范围之内。

4.2 职业倦怠、工作压力和宽恕之间的相关系数

采用SPSS 22.0 统计分析职业倦怠、 工作压力和宽恕三个问卷分数的平均数、标准差，以及三个问卷分数的皮尔逊相关系数，结果见表4。 统计分析结果显示：职业倦怠与工作压力显著正相关；职业倦怠与宽恕显著负相关，工作压力与宽恕显著负相关，可以进行宽恕的调节效应检验。

表4 变量的平均数、标准差及三个变量之间的相关系数

4.3 宽恕在工作压力与职业倦怠之间的调节效应检验

基于工作压力与职业倦怠之间存在显著正相关， 宽恕与工作压力和职业倦怠之间存在显著负相关的结果，我们假定，宽恕在工作压力与职业倦怠之间起着负向调节效应。 采用SPSS 的PROCESS 3.2插件（Hayes， 2013），以职业倦怠为因变量，工作压力为自变量，宽恕为调节变量，并把性别、年龄和职级作为控制变量，进行模型检验，结果见表5。 宽恕预测职业倦怠的相对贡献检验结果见表6。 根据以上两个结果，即交互项（工作压力×宽恕）的（系数）值和2－change 值的检验结果，可以判断宽恕对工作压力与职业倦怠之间关系的调节效应显著。

表5 宽恕对工作压力与职业倦怠之间关系调节效应

表6 宽恕对预测职业倦怠的相对贡献

在高中低三个不同宽恕水平上， 工作压力对职业倦怠的预测效应结果见表7。 从表7 可以看出，在宽恕的高中低三个水平上， 工作压力对职业倦怠的影响作用存在明显不同。 采用Hayes 和Matthes（2009）所介绍的 Johnson－Neyman 检验结果表明，临界值为－22.95。 临界值－22.95 是中心化后的值，还原为原始分数为 65.06。 采用 R 程序做的 Johnson－Neyman 检验图见图2。 从图2 可以看出在宽恕分数等于大于临界值－22.95（对应原始分数 65.06）时的简单斜率。 也就是说， 在宽恕分数等于大于临界值时， 宽恕对工作压力与职业倦怠之间关系的调节效应开始显著。

图2 Johnson-Neyman 检验图

表7 宽恕在高中低三个不同水平上工作压力对职业倦怠的预测效应

接下来，采用Bootstrap 程序检验宽恕在工作压力与职业倦怠之间调节效应的显著性 （设定Bootstrap 样本为 5000）。Preacher 和 Hayes（2008）的研究表明，如果95%的置信区间（CIs）不与0 重叠，则调节效应的显著性就可接受。 Bootstrap 检验结果见表8。如表8 所显示，Bootstrap 检验结果表明，工作压力与宽恕交互项系数的95%置信区间（CIs）不包含0，因此，宽恕的调节效应的显著性是可以接受的。

表8 宽恕调节效应Bootstrap 检验及95%CIs

为了更清晰形象地显示宽恕对工作压力与职业倦怠之间关系的调节效应，采用M±1SD 简单斜率绘制自变量、调节变量与因变量的交互效应示意图，即图3。

图3 宽恕对工作压力与职业倦怠之间关系的调节效应

5 讨论

本研究以干部群体为被试样本， 检验了宽恕在工作压力与职业倦怠之间的调节效应。首先，本研究对Cavanaugh 等人（2000）所开发的挑战性－阻碍性工作压力源问卷进行了初步修订， 获得了包含两个维度， 共计8 个项目的挑战性－阻碍性工作压力源问卷中文版。 该问卷中文版的信效度指标基本上在可接受范围之内。 第二，与我们的假设相一致，实证数据检验表明， 宽恕对工作压力与职业倦怠之间关系的调节效应显著。也就是说，宽恕作为个体性可用资源因素， 能够显著地衰减工作压力对职业倦怠的影响。

宽恕何以能够成为工作压力与职业倦怠之间的个体性调节性资源因素？ 职业倦怠的发生是一个过程。最初，因为过量的长期的工作要求榨干了人们的情绪资源，情绪耗竭出现；然后，作为一种防御性的应对策略， 玩世不恭或去人性化提供了一个个体与工作要求之间的情绪缓冲器；最后，由于个人认识到当前状态与最初预期之间的差距， 从而导致个人成就感低落，产生消极评价。 其中，情绪耗竭是职业倦怠的基本反应和核心特征。 而宽恕作为一种情绪应对策略，能够帮助个体释放消极情绪，恢复内心的平静（Worthington ＆ Scherer， 2004）。 因此，宽恕对工作压力与职业倦怠之间关系的调节作用， 首先是直接作用于倦怠产生的第一个阶段即情绪耗竭阶段，通过帮助个体释放因工作压力而产生的消极情绪，恢复内心平和， 进而衰减了整个职业倦怠过程的发生。

1990 年，世界卫生组织（WHO）审议通过的《国际疾病分类第十次修订本》（ICD－10）收录了作为职业现象的职业倦怠。 2018 年6 月， 世界卫生组织（WHO） 颁布的 《国际疾病分类第 11 次修订本》（ICD－11）明确了职业倦怠的定义，并提出了相应的诊断标准和要求。 世界卫生组织已经正式把职业倦怠看作一种职业健康问题， 值得现代社会各类组织高度重视。 本研究表明，在干部群体中，宽恕在工作压力与职业倦怠之间起着显著的调节作用， 是个体面对工作压力时重要的可用的个体调节性资源。 因此，在干部群体中，要预防和干预职业倦怠的产生：一方面，要从改善工作环境，从缓解工作压力的角度入手；另一方面，个体宽恕能力培养可能是预防和干预职业倦怠的重要策略之一。 干部是党和国家的宝贵财富，是党治国理政的骨干力量。在干部教育培训中，加强干部个体宽恕能力的培养，对于提升领导干部职业心理积极性，保持积极心态，预防职业倦怠具有一定意义。

本研究也存在一些问题和不足。第一，由于本研究的问卷调查是一次性完成的， 且三个问卷都是采用自我报告形式，因此，本研究可能存在共同方法偏差，从而对研究结论产生影响。第二，在本研究中，宽恕问卷的信度系数不高。一般来讲，问卷的克伦巴赫α 信度系数应该在0.60 以上方可接受，而在本研究中宽恕问卷其中一个维度的克伦巴赫α 信度系数低于0.60。问卷信度指标不高，对研究结论的稳定性也会产生影响。 第三，在本研究中，工作压力问卷测量模型的个别拟合指数不高， 对研究结论可能也会产生负面影响。将来的相关研究，应该解决此类问题和不足，从而进一步保证研究结论的可靠性。