职业倦怠(Job Burnout)指个体由于长期处于工作压力状态下而出现的一种身心消耗过度、精力衰竭的综合症状^[1]。科技工作者作为高脑力强度职业，他们的职业倦怠情况一直是国内外职业卫生研究领域的热点问题。有研究发现，科技工作者工作压力较大^[2]，是职业倦怠的易发群体^[3]，不正确的压力应对方式会严重影响其身心健康。然而，目前国内对应对方式与职业倦怠的关系研究多以医护人员、教师为对象^{[4, 5, 6]}，对科技工作者整体职业倦怠发生情况及其相关中介因素的研究相对缺乏。为了解压力应对方式在科技工作者职业倦怠中的中介作用，为以后制定科技工作者职业卫生政策提供参考。本研究利用2012年3—4月“浙江省科技工作者幸福指数调查”的数据库，对浙江省2 730名科技工作者的应对方式、压力知觉与职业倦怠进行的调查。结果报告如下。

本研究使用的数据来自2012年浙江省科学技术协会委托、浙江省心理卫生协会实施的“浙江省科技工作者幸福指数调查”数据库。该调查采用典型抽样和随机抽样的方法，从浙江省科技工作者42个调查站点中随机抽取2 730名科技工作者进行问卷调查，调查问卷回收率100%。剔除有缺失项目的问卷，最后实际有效问卷数为1 532份，调查问卷有效率为88.55%。本次调查中科技工作者特指在自然科学领域掌握相关专业的系统知识，从事科学技术的研究、传播、推广、应用，以及专门从事科研工作管理等方面的人员，主要包括工程技术人员、农业技术人员、科学研究人员、卫生技术人员和自然科学教学人员。

本次调查所有问卷均采用匿名方式，获得知情同意后，由科技工作者独立完成调查表。调查工具包括：(1)一般情况调查：包括年龄、性别、职业类别、职称级别和最高学历等。(2)职业倦怠问卷：采用李超平和时勘翻译和编制的Maslach职业倦怠问卷^[7](Maslach Burout Inventory-General Survey,MBI-GS)，MBI-GS共有16个条目，有情绪衰竭、玩世不恭和成就感低落3个因子。采用0~6的7级评分制，0代表“从不”，6代表“非常频繁”，总分越高说明职业倦怠情况越严重。3个因子的Cronbach′s α系数分别为0.91，0.86，0.91。(3)压力知觉问卷^{[8, 9]}：要求研究对象对包括“住房压力”、“社会理解”、“工作负荷”、“职业发展”、“赡养与子女问题”、“社会环境”、“家庭收入”、“人际关系”和“个人其他问题”的9种常见压力进行Likert 10级主观评分，统计分析时计算9种压力的总分，总分越高，说明个体知觉到的压力越大，总分范围0~81分；压力知觉问卷总体内部一致性Cronbach′s α系数为0.85。(4)特质应对方式问卷(Trait Coping Style Questionnaire，TCSQ)^[10]：共有20个条目，包含积极应对和消极应对2个因子，1~5的5级评分，每个因子得分范围为10~50分。积极应对因子内部一致性Cronbach′s α系数为0.76，消极应对因子内部一致性Cronbach′s α系数为0.85。

应用SPSS 16.0软件进行一般描述性分析、方差分析、Bonferroni两两比较矫正法、决策树卡方自动交互检测法(Chi-squared automatic interaction detector,CHAID)和多元回归分析^{[9, 11]}。

调查对象年龄最小20岁，最大63岁，平均年龄(36.97±9.14)岁；男性927人(60.51%)，女性605人(39.49%)；汉族1 519人(99.15%)，少数民族13人(0.85%)；工程技术人员575人(37.53%),农业技术人员77人(5.09%),科研人员232人(15.14%),卫生技术人员229人(14.95%),教学人员275人(17.95%),其他人员143人(9.33%)；初级及以下职称539人(35.18%),中级职称595人(38.84%),副高级316人(20.63%),正高级82人(5.35%)；大专及以下383人(25.00%),大学本科800人(52.22%),硕士研究生275人(17.95%),博士研究生74人(4.83%)。

表 1

表 1 不同社会人口特征科技工作者职业倦怠、压力知觉及应对方式得分比较(x ±s) 特征 人数 职业倦怠 压力知 觉总分 压力应对方式 情绪衰竭 玩世不恭 成就感低落 积极应对 消极应对 性别 男性 927 1.84±0.91 1.30±0.90 2.37±1.18 42.80±16.56 34.49±6.75 24.62±6.29 女性 605 1.99±0.98 1.52±0.99 2.48±1.16 38.40±16.94 33.18±6.67 24.64±6.34 F值 8.838b 20.739c 0.679 15.267c 13.997c 0.008 职业 工程技术人员 575 1.79±0.81 1.33±0.88 2.31±1.17 42.23±16.02 33.88±6.86 24.82±6.10 类别 农业技术人员 78 1.51±0.60 1.31±0.89 2.68±1.05 38.96±17.61 35.14±5.72 24.50±6.37 科研人员 232 1.86±0.90 1.34±0.92 2.68±1.09 44.89±14.11 33.38±6.63 24.93±6.18 卫生技术人员 229 72.23±1.09 1.55±1.08 2.28±1.25 37.55±16.87 33.94±6.33 24.80±6.05 教学人员 275 2.084±1.04 1.47±0.95 2.44±1.14 41.56±18.24 34.35±7.11 24.69±6.95 其他 143 1.74±1.00 1.28±0.98 2.43±1.21 35.99±18.81 34.01±6.91 23.04±6.30 F值 13.153c 2.730a 2.063 7.997c 1.025 2.070 职称 初级及以下 539 1.83±0.94 1.36±0.95 2.41±1.22 42.09±16.56 33.48±6.74 24.73±6.14 中级 595 1.92±0.94 1.43±0.97 2.40±1.13 42.14±16.42 33.87±6.62 24.67±6.19 副高级 316 1.96±0.89 1.40±0.93 2.47±1.14 38.81±17.77 34.67±7.01 24.67±6.79 正高级 82 1.93±1.15 1.16±0.79 2.34±1.26 35.11±16.30 35.29±6.43 23.46±6.28 F值 1.523 2.193 2.534 6.856c 3.170a 0.995 学历 大专及以下 383 1.81±0.93 1.28±0.94 2.43±1.22 40.65±17.20 33.53±7.16 24.24±6.20 大学本科 800 1.90±0.96 1.39±0.92 2.36±1.17 39.68±16.60 34.40±6.42 24.58±6.17 硕士 275 1.95±0.88 1.46±0.97 2.49±1.13 44.13±16.49 33.28±7.11 25.22±7.01 博士 74 2.21±1.04 1.59±1.10 2.70±1.10 46.72±16.68 34.23±6.39 24.93±5.45 F值 4.257b 3.350a 1.345 7.778c 2.629a 1.352 年龄(岁) <30 365 1.82±0.96 1.37±0.94 2.37±1.20 43.07±16.37 33.03±6.95 25.07±6.50 30~39 598 1.99±0.94 1.45±0.94 2.42±1.18 43.45±16.14 33.98±6.44 24.83±6.05 40~49 379 1.88±0.87 1.38±0.93 2.43±1.19 38.71±16.91 34.17±6.83 24.31±6.68 ≥50 190 1.81±1.04 1.20±0.98 2.46±1.06 34.38±17.51 35.36±6.94 23.76±5.90 F值 3.374a 3.355a 0.704 18.777c 5.211c 2.317 注：a P<0.05；b P<0.01；c P<0.001。

表 1 不同社会人口特征科技工作者职业倦怠、压力知觉及应对方式得分比较(x ±s)

浙江省科技工作者职业倦怠因子分从高到低依次为：成就感低落(2.42±1.17)分、情绪衰竭(1.90±0.94)分、玩世不恭(1.38±0.94)分；不同性别、职业类别、学历、年龄的科技工作者情绪衰竭及玩世不恭得分比较差异均有统计学意义(均P<0.05)，在成就感低落得分比较上差异均无统计学意义(均P>0.05)；不同职称级别在3个因子比较差异中均无统计学意义(均P>0.05)。进一步分析发现，在情绪衰竭因子上，女性高于男性，卫生技术人员高于工程技术人员、农业技术人员、科研人员和其他职业类别(均P<0.01)，教学人员高于工程技术人员、农业技术人员和其他职业类别(均P<0.01)，博士学历高于大专及以下(P<0.01)和大学本科(P<0.05)，30~39岁年龄段高于<30岁(P<0.05)；在玩世不恭因子上，女性高于男性，30~39岁年龄段高于≥50岁年龄段(P<0.05)；在成就感低落上，初级及以下职称高于正高职称(P<0.05)。

浙江省科技工作者压力知觉总分为(41.06±16.85)分；不同性别、职业类别、职称级别、学历及年龄的科技工作者压力知觉总分比较差异均有统计学意义(均P<0.001)。进一步分析发现，男性压力知觉总分高于女性；科研人员、工程技术人员高于卫生技术人员和其他(均P<0.01)；教学人员高于其他(P<0.05)；初级及以下和中级职称高于副高和正高职称(均P<0.05)；博士学历和硕士学历均高于大学本科、大专及以下学历(P<0.05)；<50岁各年龄段压力知觉总分高于≥50岁年龄段(均P<0.05)；<30岁以及30~39岁年龄段压力知觉总分高于40~49岁年龄段(P<0.01)。

科技工作者积极应对为(33.97±6.75)分，消极应对为(24.63±6.31)分；在积极应对因子上，不同性别、职称级别、学历和年龄得分比较差异均有统计学意义(均P<0.05)，而不同职业类别则无统计学意义。进一步分析发现，男性积极应对得分高于女性(P<0.001)，≥50岁年龄段得分高于<30岁年龄段(P<0.01)，其余不同年龄段在积极应对得分上差异均无统计学意义。在消极应对因子上，不同人口学变量得分比较差异均无统计学意义(均P>0.05)。

图 1

图 1 情绪衰竭因子分CHAID分析结果

图 2

图 2 玩世不恭因子分CHAID分析结果

图 3

图 3 成就感低落因子分CHAID分析结果

图 4

图 4 压力知觉总分CHAID分析结果

采用CHAID法对影响量表各因子得分的主要社会人口学变量进行分析显示，影响情绪衰竭得分的变量依次为职业类别和性别(图 1)；影响玩世不恭得分的依次为性别、年龄阶段和学历背景(图 2)；影响成就感得分的主要为职称级别(图 3)。影响压力知觉总分的依次为年龄阶段、性别、职业类别和学历(图 4)。

表 2

表 2 应对方式在压力知觉总分与职业倦怠各因子分之间中介效应的多元回归分析 分析步骤 Adjusted R-square β值 t值 P值 积极应对在压力知觉总分和情绪衰竭因子分之间的中介效应分析 第一步:情绪衰竭因子分=C×压力知觉总分+e(C) 0.149 0.387 16.413 <0.001 第二步:积极应对因子分=a×压力知觉总分+e(a) 0.124 -0.352 -14.723 <0.001 第三步:情绪衰竭因子分=C'×压力知觉总分+b×积极应对总分+e(C') 0.174 0.327 13.187 <0.001 情绪衰竭因子分=C'×压力知觉总分+b×积极应对总分+e(b) - -0.169 -6.814 <0.001 消极应对在压力知觉总分和情绪衰竭因子分之间的中介效应分析 第一步:情绪衰竭因子分=C×压力知觉总分+e(C) 0.149 0.387 16.413 <0.001 第二步:消极应对因子分=a×压力知觉总分+e(a) 0.070 0.266 10.806 <0.001 第三步:情绪衰竭因子分=C'×压力知觉总分+b×消极应对总分+e(C') 0.205 0.321 13.587 <0.001 情绪衰竭因子分=C'×压力知觉总分+b×消极应对总分+e(b) - 0.247 10.457 <0.001 积极应对在压力知觉总分和玩世不恭因子分之间的中介效应分析 第一步:玩世不恭因子分=C×压力知觉总分+e(C) 0.106 0.327 13.521 <0.001 第二步:积极应对因子分=a×压力知觉总分+e(a) 0.124 -0.352 -14.723 <0.001 第三步:玩世不恭因子分=C'×压力知觉总分+b×积极应对总分+e(C') 0.172 0.230 9.245 <0.001 玩世不恭因子分=C'×压力知觉总分+b×积极应对总分+e(b) - -0.275 -11.078 <0.001 消极应对在压力知觉总分和玩世不恭因子分之间的中介效应分析 第一步:玩世不恭因子分=C×压力知觉总分+e(C) 0.106 0.327 13.521 <0.001 第二步:消极应对因子分=a×压力知觉总分+e(a) 0.070 0.266 10.806 <0.001 第三步:玩世不恭因子分=C'×压力知觉总分+b×消极应对总分+e(C') 0.164 0.260 10.727 <0.001 玩世不恭因子分=C'×压力知觉总分+b×消极应对总分+e(b) - 0.250 10.319 <0.001 积极应对在压力知觉总分和成就感低落因子分之间的中介效应分析 第一步:成就感低落因子分=C×压力知觉总分+e(C) 0.008 0.094 3.683 <0.001 第二步:积极应对因子分=a×压力知觉总分+e(a) 0.124 -0.352 -14.723 <0.001 第三步:成就感低落因子分=C'×压力知觉总分+b×积极应对总分+e(C') 0.068 0.001 0.044 0.965 成就感低落因子分=C'×压力知觉总分+b×积极应对总分+e(b) - -0.263 -9.969 <0.001 消极应对在压力知觉总分和成就感低落因子分之间的中介效应分析 第一步:成就感低落因子分=C×压力知觉总分+e(C) 0.008 0.094 3.683 <0.001 第二步:消极应对因子分=a×压力知觉总分+e(a) 0.070 0.266 10.806 <0.001 第三步:成就感低落因子分=C'×压力知觉总分+b×消极应对总分+e(C') 0.036 0.047 1.815 0.070 成就感低落因子分=C'×压力知觉总分+b×消极应对总分+e(b) - 0.175 6.705 <0.001

表 2 应对方式在压力知觉总分与职业倦怠各因子分之间中介效应的多元回归分析

积极应对、消极应对因子分在压力知觉总分和情绪衰竭因子分之间存在部分中介效应，中介效应占总效应比值分别为0.15、0.17，中介效应解释了因变量的方差变异分别为15.81%、23.66%；积极应对因子分、消极应对因子分在压力知觉总分和玩世不恭因子分之间存在部分中介效应，中介效应占总效应比值分别为0.30、0.20，中介效应解释了因变量的方差变异为25.69%、24.08%；积极应对因子分和消极应对因子分在压力知觉总分和成就感低落因子分之间均存在完全中介效应，其占总效用的比值分别为0.99和0.50。

本研究结果显示，浙江省女性、卫生技术人员、教学人员、初级及以下职称、博士学历背景者和30~39岁年龄段科技工作者的职业倦怠发生情况更为明显。决策树的分析结果显示，不同社会人口学变量对职业倦怠各因子分的影响各不相同。其中影响情绪衰竭因子分的主要是职业类别和性别，该结果与以往的研究一致^{[12, 13, 14]}，提示医药卫生工作和学校教学工作可能更容易出现情绪衰竭。与此同时，女性科技工作者较男性更容易出现情绪衰竭^{[15, 16]}。影响玩世不恭因子分的主要是性别、年龄阶段和学历，Bhrer-Kohler认为较少的积极应对策略可能是女性更易产生玩世不恭的原因^[15],由此推测性别对玩世不恭因子分的影响主要与不同性别间的应对方式不同有关。而<30岁以及30~39岁的低年龄段和高学历背景(硕士、博士)与高玩世不恭因子分的相关，认为可能与其对自身社会地位和物质都有较高的期待值有关，他们自我实现意识和社会认知能力都较强^[2]，但由于低年龄段工作心态不成熟和高学历背景人员“怀才不遇”的心理可能导致了其在工作中对工作对象和环境采取冷漠、忽视的态度。结果还发现，影响成就感低落因子分的主要社会人口学变量为职称级别，这与以往研究是较为吻合的^[17]，低职称级别的科技工作者更多的从事辅助性的工作，其工作往往较难建立成就感。

压力知觉总分的分析结果提示，不同性别、职业类别、职称级别、学历和年龄阶段对压力知觉总分影响均有统计学意义。影响压力知觉总分的主要社会人口学变量依次为年龄阶段、性别、职业类别和最高学历，该结果与之前的研究基本一致^[9]。<30和30~39岁的压力知觉总分高于40~49以及≥50岁年龄段，反映了低年龄段科技工作者更少的可支配收入现况及更多的工作任务，与努力-回报不平衡模型^[18]相符。该模型认为，工作可以从社会交换中获取回报，但当付出和回报之间不能互惠时,高付出低回报就会产生压力。科研人员和博士学历有更高的压力水平可能与该群体的工作特征有关，科研工作作为一种高强度的脑力劳动，具有“弥漫”性的压力特征，因此其感受到的压力水平也就更高。

应对方式被认为是压力与职业倦怠之间最为重要的中介机制^{[19, 20]}。然而到目前为止，科技工作者压力应对方式在压力水平和职业倦怠之间关系仍不清楚。总体而言，更多地采用积极的应对方式和较少的采用消极的应对方式有助于减少职业倦怠的发生。多元回归分析还发现，应对方式在压力和职业倦怠的情绪衰竭与玩世不恭因子间表现为部分的中介效应，而在成就感低落因子中则表现为完全的中介效应。应对方式在压力和职业倦怠间的中介效应为以后开展职业健康教育提供了参考，建立积极的应对方式有助于减少科技工作者的职业倦怠发生，提高科技工作者的工作满意度。