劉蕊 朱峰 樊培堯

摘要：基層公務員的身心健康始終是人力資源管理部門研究的重點議題，而一直以來工作倦怠卻普遍存在于基層公務員群體。為了緩解該群體的工作倦怠，推動基層公務員隊伍的可持續(xù)和健康發(fā)展，基于工作要求一資源模型，構建了基層公務員工作倦怠理論模型。通過對504個基層公務員樣本的回歸分析，研究發(fā)現(xiàn)，工作要求上，角色壓力正向影響基層公務員工作倦怠;工作資源上，工作社會支持和職業(yè)發(fā)展機會負向影響基層公務員工作倦怠;自我效能感在角色壓力與基層公務員工作倦怠之間具有調(diào)節(jié)作用，并加強了二者之間的關系;自我效能感分別在工作社會支持、職業(yè)發(fā)展機會與基層公務員工作倦怠之間起到了部分中介作用。

關鍵詞：工作倦怠;基層公務員;工作要求;工作資源;自我效能感

中圖分類號：D630

文獻標識碼：A

文章編號：0439-8114（ 2020）12-0182-08

D01：10.1408 8/j .cnki.issn043 9- 8114.2020.12.041

開放科學（資源服務）標識碼（OSID）：

十九大以來，基層組織建設成為中央和地方關注的焦點，對基層公務員隊伍提出更高的工作要求?；鶎庸珓諉T作為公務員隊伍的主力軍，既是政府與廣大人民群眾的橋梁紐帶，也是各項政策和指令的最終執(zhí)行者，承擔著大量艱巨而繁瑣的工作任務，但越來越多的基層公務員對工作卻產(chǎn)生了倦怠情緒。2013年中國社會科學院政治學研究所的一項調(diào)查發(fā)現(xiàn)，中國86%的基層公務員存在不同程度的工作倦怠[1]。

工作倦怠是一種發(fā)生于正常人身上的持續(xù)的、負性的、與工作相關的心理狀態(tài)。資源保存理論認為個體具有獲取和保護自身資源的意向，當投入與獲得的資源失衡時，個體就會產(chǎn)生倦怠等應激反應[2]。工作要求一資源模型進一步將影響倦怠的工作特征劃分為工作要求和工作資源2類，并且存在2條截然不同的心理路徑：一是健康損害過程，苛刻的工作要求會逐漸消耗掉個體生理和心理資源，從而導致個體精疲力竭和缺勤行為;二是動機激發(fā)的過程，工作資源具有潛在的動機性，促使個體處在高工作投入、低消極情緒和高工作績效的良好狀態(tài)[3]。基于此，本研究將探討工作要求和工作資源對基層公務員工作倦怠產(chǎn)生的影響。

然而，工作要求一資源模型的相關研究普遍偏向于客觀環(huán)境特征對個體行為的影響，卻忽視了個體情緒和心理狀態(tài)的重要作用。隨著積極心理學的興起，個人資源作為個體的一種積極自我評價和對自己成功控制、影響環(huán)境能力的感知[4]，被納入工作要求一資源模型中，個人資源有助于個體抵抗壓力和改善身心健康，甚至改變個體對周圍環(huán)境的看法與反應[5]。典型的個人資源包括自我效能感和樂觀主義，它與工作資源的作用相似，能夠提高個體的工作投入，同時減弱工作要求對工作壓力的影響，并加強工作要求在個體工作動機上的積極作用。此外，充裕的工作資源能最大限度地激發(fā)個體自身的能動性，使個體表現(xiàn)出積極的情緒和心理狀態(tài)，最終實現(xiàn)理想的工作結果[6]。由此，本研究以自我效能感作為個人資源，進一步探討該變量分別在工作要求和工作資源與基層公務員工作倦怠間的調(diào)節(jié)、中介效果。

1 理論基礎與研究假設

1.1 工作要求與工作倦怠

工作要求是身體、心理、社會及組織方面，需要付出持久的身體和心理（認知和情感）努力或技能，并與特定生理或心理成本相關的因素[7]。雖然工作要求不全是消極的，但當工作要求需要個體付出較高的努力時，可能會給個體帶來倦怠和壓力等過勞狀態(tài)，并很難使個體從負面情緒中解脫[8]。公共部門具有明確的層級劃分體系，每個層級又有相對完善的規(guī)章制度與之對應，可以隨時控制和規(guī)范公務人員行為，而過度的控制和規(guī)訓會剝奪其自主支配資源的權力，從而降低基層公務員的工作效率。此外，基層工作與廣大人民的利益息息相關，工作量大且情況復雜，常常需要超負荷完成工作，而工作上的過度投入使基層公務員難以平衡好家庭和社交等多種社會角色之間的關系，所受壓力非同一般。因此，根據(jù)基層公務員工作特征，本研究將繁文縟節(jié)和角色壓力納入工作要求。

繁文縟節(jié)在政府部門中較為常見，指仍然有效且需要服從的規(guī)則、規(guī)章和程序，但其存在卻無助于預期目的的實現(xiàn)[9]。這些規(guī)則、規(guī)章和程序?qū)€體而言可能是一種障礙，會過度耗費身心資源，使其產(chǎn)生較高的離職傾向、動機降低、工作不滿和辭職等一系列消極情緒或行為[10-12]。該現(xiàn)象在基層公務員群體中尤為突出，過度的控制和規(guī)訓會剝奪其自主支配資源的權力，給基層公務員身心健康帶來負面影響?；诖耍岢鲅芯考僭OHla，繁文縟節(jié)正向影響基層公務員工作倦怠。

角色壓力由角色沖突、角色模糊和角色超載3個壓力因素共同組成。鄭建君[13]對基層公務員角色壓力與工作倦怠的關系進行了研究，發(fā)現(xiàn)角色沖突、角色模糊和角色超載都能顯著正向預測工作倦怠的人格解體維度，角色模糊和角色超載能顯著正向預測工作倦怠的情感耗竭維度，而在工作倦怠的成就感低落維度上，僅角色沖突具有正向預測作用。Alarcon[14]也得出相似的結論，角色沖突和角色模糊可以正向預測工作倦怠，并且對耗竭和人格解體的預測作用尤為顯著?；诖耍岢鲅芯考僭OHlb，角色壓力正向影響基層公務員工作倦怠。

1.2 工作資源與工作倦怠

工作資源是生理、心理、社會及組織方面，有助于達成工作目標，或減少工作要求以及與之相關的生理和心理成本，或激勵個人成長、學習和發(fā)展的因素[15]。通過培訓與學習，不僅能夠提高基層公務員的業(yè)務技能和綜合素質(zhì)，還能使其更加明晰自己的職業(yè)規(guī)劃。并且基層公務員在日常工作中也離不開上級和同事的幫助與關懷，因此，將工作社會支持和職業(yè)發(fā)展機會作為本研究的工作資源。

社會支持是個人與個人或個人與團體間的一種依賴之情，使個人在面對挑戰(zhàn)、壓力和困難時，增進其適應力[16]。社會支持來自于家庭、工作單位和社團等社會網(wǎng)絡，并且在一定程度上能夠減輕個體心理應激反應和舒緩緊張情緒。林贊歌等[17]以制造業(yè)員工為研究對象，發(fā)現(xiàn)提高員工的社會支持，可以提升工作滿意度，降低工作倦怠感;張莉等[18]對社會支持與離職傾向的關系進行了研究，發(fā)現(xiàn)雖然社會支持來源不同，但均能減輕員工的離職傾向。社會支持主要來自同事和領導2個方面，相關研究表明，領導與同事的支持有助于降低消極行為和促進積極行為的發(fā)生[19]?；诖?，提出研究假設H2a，工作社會支持負向影響基層公務員工作倦怠。

職業(yè)成長機會是由雇主提供的可以增加相關知識和技能的機會[20]，它可以滿足個體提升工作技能的基本需要，并能不斷強化個體完成工作目標的內(nèi)在動機[21]。匹配的職業(yè)成長機會能使個體從容應對工作要求，還能激勵個體不斷挑戰(zhàn)自我，從而達到提升工作技能的目的[22]。因此，將為基層公務員提供提升業(yè)務技能的機會作為一種非物質(zhì)性獎勵，不但是對其工作業(yè)績的認可，而且有助于其工作技能的提升，避免因個人能力不足而引發(fā)一系列的應激反應?；诖?，提出研究假設H2b，職業(yè)成長機會負向影響基層公務員工作倦怠。

1.3 自我效能感的中介作用

自我效能感屬于典型的個人資源，是個體對自己在特定的情景里能夠激發(fā)動機、調(diào)動認知資源以及采取必要的行動來完成某一項特定工作的信念。工作資源可以被看作是能否獲得成功的“工具”，在一定程度上決定了個體自我效能感的高低[23]?，F(xiàn)有研究表明，共享領導和包容型領導風格均能正向影響團隊績效，而自我效能感在其中發(fā)揮了中介作用[24.25]。黎志華等[26]以大學生為研究對象，發(fā)現(xiàn)自我效能感和自尊在社會支持對研究對象和希望預測中發(fā)揮了中介作用。因此，本研究認為諸如職業(yè)成長機會、工作社會支持等工作資源能提高基層公務員的自我效能感，從而降低其工作倦怠，故提出如下研究假設。

H3a，基層公務員的自我效能感在職業(yè)成長機會與其工作倦怠之間具有中介作用。

H3b，基層公務員的自我效能感在工作社會支持與其工作倦怠之間具有中介作用。

1.4 自我效能感的調(diào)節(jié)作用

在個體自我效能感較弱的情況下，高工作要求會給個體帶來一系列心理問題[27]。聶光輝等[28]以護士為研究對象，發(fā)現(xiàn)工作場所欺負現(xiàn)象對護士心理健康產(chǎn)生負向影響，一般自我效能感則緩解了二者之間的關系，具有顯著調(diào)節(jié)作用;張韞黎等[29]認為挑戰(zhàn)性一阻斷性壓力源與個體心理及行為存在相關關系，而一般自我效能感則不同程度地調(diào)節(jié)了二者間的關系。當基層公務員自我效能較高時，他們會積極應對繁文縟節(jié)和角色壓力，從而緩解自身的工作倦怠感?；诖?，提出如下研究假設。

H4a，基層公務員的自我效能感在繁文縟節(jié)與工作倦怠之間具有調(diào)節(jié)作用，即自我效能感較高的基層公務員面臨繁文縟節(jié)時，工作倦怠感要低于自我效能感較低的基層公務員。

H4b，基層公務員的自我效能感在角色壓力與工作倦怠之間具有調(diào)節(jié)作用，即自我效能感較高的基層公務員面臨角色壓力時，工作倦怠感要低于自我效能感較低的基層公務員。

基于以上假設，提出本研究的理論框架，如圖1所示。

2 研究方法

2.1 研究樣本

目前，學術界對于基層公務員群體的界定沒有統(tǒng)一定論，根據(jù)現(xiàn)有研究，從組織層級和崗位職級兩方面對基層公務員進行界定，即基層公務員指在基層政府組織任職，行政級別為縣（處）級、鄉(xiāng)（科）級、科員和辦事員的國家公務人員群體。在新疆維吾爾自治區(qū)公務員局的支持下，本研究于2018年4-6月對新疆維吾爾自治區(qū)南疆（阿克蘇地區(qū)、喀什地區(qū)、和田地區(qū)及克孜勒蘇柯爾克孜自治州）、北疆（烏魯木齊市、昌吉回族自治州、伊犁哈薩克自治州、塔城地區(qū)及阿勒泰地區(qū)）和東疆（吐魯番市）10個地區(qū)的基層公務員進行了問卷調(diào)查，共發(fā)放調(diào)查問卷583份，其中有效問卷504份，無效問卷79份，問卷回收有效率為86.45%。樣本在人口統(tǒng)計學變量上的分布情況如表1所示。

2.2研究變量測量

本研究的變量包括工作倦怠、工作要求、工作資源和自我效能感等。在變量的測量方面，均引用現(xiàn)有研究中信效度較好的成熟量表，調(diào)查對象需根據(jù)自己的實際感受和體會對條目中的描述進行判斷評價，評價尺度采用李克特五點計分法（1=非常不符合，2=比較不符合，3=不確定，4=比較符合，5=非常符合）。

工作倦怠借助李永鑫[30]修訂的工作倦怠量表進行測量，測量前要對量表進行信度檢驗，保證測量結果的穩(wěn)定性和一致性，普遍采用Cronbach開發(fā)的Alpha（a）系數(shù)衡量。吳明隆[31]認為在行為和社會科學領域，總量表的0l系數(shù)在0.800以上為最佳，0.700-0.800也屬于可接受范圍。對于分量表而言，α系數(shù)則至少應達到0.600，并指出α系數(shù)在0.600-0.699，分量表信度尚可;0.700-0.799，分量表信度佳;0.800-0.899，分量表信度甚佳;0.900以上，分量表信度非常理想。

該量表包括耗竭、人格解體和成就感降低3個維度，共計15個條目。耗竭維度5個條目，如“我非常疲憊”等;人格解體維度5個條目，如“我不關心服務對象的內(nèi)心感受”等;成就感降低維度5個條目，如“我不能有效地解決服務對象的問題”等，該量表在本研究的Cronbach's Alpha系數(shù)是0.871。

工作要求量表由繁文縟節(jié)和角色壓力2個分量表共同組成。繁文縟節(jié)采用Ciauque等[32]修訂的3條目量表，如“在工作中，即使是很小的問題，我都必須請示上級作出決定”等，該量表在本研究的Cron-bach's Alpha系數(shù)是0.629。角色壓力采用李超平等[33]的修訂角色壓力量表，該量表共有13個條目，如“我經(jīng)常要面對一些目標彼此沖突的情形”“我不了解單位對我的期望是什么”等，該量表在本研究的Cronbach's Alpha系數(shù)是0.876。

工作資源量表包括工作社會支持和職業(yè)成長機會2個分量表。工作社會支持的測量使用Yperen等[34]修訂的社會支持量表，該量表共6個條目，主要從領導和同事2個層面對個體所獲得的社會支持進行測量，如“我的直接上級很關心我的身心健康”“我的同事對我很友好”等，該量表在本研究的Cronbach's Alpha系數(shù)是0.872。職業(yè)成長機會的測量將采用張勉等[20]修訂的職業(yè)成長機會量表，該量表共3個條目，如“單位為我提供了把握與工作有關的新動向的機會”等，該量表在本研究的Cron-bach's Alpha系數(shù)是0.907。

自我效能感量表選自Fred等[23]修訂的自我效能感量表，該量表共6個條目，如“我相信自己能分析長遠的問題，并找到解決方案”“我相信自己能夠與外單位的人溝通，并討論問題”等，該量表在本研究的Cronbach's Alpha系數(shù)是0.878。

3 數(shù)據(jù)分析

3.1 相關性分析

回歸分析之前，需對工作資源和工作要求各要素與工作倦怠間的相關性進行檢驗，檢驗結果如表2所示，繁文縟節(jié)（ r=0.114，P<0.05）、角色壓力（r=0.700，P<0.01）及其角色沖突（r=0.306，P<0.01）、角色模糊（r=0.579，P<0.01）和角色超載（r=0.616，P<<0.01）維度等工作要求要素均與工作倦怠顯著正相關，職業(yè)成長機會（r=-0.408，P<0.01）和工作社會支持（r=0.423，P<0.01）等工作資源要素均與工作倦怠顯著負相關。

3.2 回歸分析與假設檢驗

為了進一步探究工作要求、工作資源和自我效能感與基層公務員工作倦怠的關系，采用階層回歸的方法對研究假設進行檢驗，檢驗結果分別如表3、表4和表5所示。

由表3可見，模型1是年齡、工齡、職級和任職地區(qū)等人口統(tǒng)計學變量對基層公務員工作倦怠的影響，在后續(xù)分析中，這些變量將作為控制變量。工作要求方面，模型2表示繁文縟節(jié)對基層公務員工作倦怠無顯著影響（盧=0.052，P>0.05），研究假設Hla未得到驗證;模型3、模型4、模型5和模型6分別表示角色壓力（p=0.602，P<0.001）及其角色沖突（p=0.220，P<0.001）、角色模糊（β=0.437，P<0.001）和角色超載（盧=0.339，P<0.001）維度對基層公務員工作倦怠都具有極顯著的正向影響，研究假設Hlb得到驗證;工作資源方面，模型7和模型8檢驗了工作資源各要素對基層公務員工作倦怠的影響，職業(yè)成長機會對基層公務員工作倦怠具有顯著的負向影響（β=-0.249，P<0.001），研究假設H2b得到驗證;工作社會支持對基層公務員工作倦怠也具有顯著的負向影響（β=-0.352，P<0.001），研究假設H2a得到驗證。

在驗證自我效能感的調(diào)節(jié)效應時，先要將繁文縟節(jié)、角色壓力及其各維度和自我效能感進行中心化處理，以減少多重共線性的影響。如表4所示，模型9中交互項“繁文縟節(jié)×自我效能感”的β值為一0.023 （P> 0.05），表明自我效能感在繁文縟節(jié)與基層公務員工作倦怠之間不存在顯著的調(diào)節(jié)作用，故研究假設H4a未得到驗證;模型10、模型11、模型12、模型13中，交互項“角色壓力×自我效能感”“角色沖突維度×自我效能感”“角色模糊維度×自我效能感”“角色超載維度×自我效能感”的β值分別為0.162（P<0.001）、0.605（P> 0.05）、0.402（P< 0.001）、0.07I（P< 0.01），說明自我效能感分別在角色壓力及其角色模糊、角色超載維度與基層公務員工作倦怠間具有顯著的調(diào)節(jié)作用，而自我效能感在角色沖突維度與基層公務員工作倦怠間調(diào)節(jié)效應不顯著。為了更直觀地觀察自我效能感的調(diào)節(jié)效應，作調(diào)節(jié)效應圖，由圖2可知，不同自我效能感水平下，角色壓力對基層公務員工作倦怠的影響程度有所差異。自我效能感越高，角色壓力對基層公務員工作倦怠的影響程度就越大，換言之，高自我效能感的基層公務員群體，在應對角色壓力時，更容易產(chǎn)生工作倦怠，該結論與研究假設H4b相悖，故研究假設H4b未得到驗證。

采用Baron和Kenny的中介效果檢驗方法，驗證自我效能感的中介效應，如表5所示。該方法有4個條件：①自變量顯著影響因變量，在之前的分析中（模型7、模型8），已經(jīng)證實職業(yè)成長機會、工作社會支持均能顯著影響基層公務員工作倦怠，滿足檢驗條件;②自變量顯著影響中介變量，在模型17和模型18中，職業(yè)成長機會的β值為0.283（P<0.001），工作社會支持的β值為0.395 （P<0.001），證明職業(yè)成長機會和工作社會支持均能顯著影響自我效能感，滿足檢驗條件;③中介變量顯著影響因變量，由模型14可知，自我效能感的β值為-0.32I（P<0.O01），表明中介變量自我效能感顯著影響基層公務員工作倦怠，滿足檢驗條件;④同時考慮自變量與中介變量對因變量的影響，模型15中，職業(yè)成長機會和自我效能感的β值分別為-0.195 （P< 0.001）、-0.190（P< 0.001），表明二者能同時顯著影響基層公務員工作倦怠;類似地，模型16中，工作社會支持和自我效能感的β值分別為-0.282（P<0.001）和-0.177（P<0.001），表明二者能同時顯著影響基層公務員工作倦怠?；诖?，中介效應的檢驗條件均被滿足，可以判定自我效能感分別在職業(yè)成長機會、工作社會支持與基層公務員工作倦怠的關系中起到了部分中介作用。因此，研究假設H3a、H3b得到驗證。

4 小結與討論

4.1 工作要求對基層公務員工作倦怠的影響

在角色壓力和繁文縟節(jié)等工作要求要素中，角色壓力及其各維度對基層公務員工作倦怠具有正向影響，說明基層公務員所承受的角色壓力越大，工作倦怠感就越強烈。由此可見，角色沖突、角色模糊和角色超載會引發(fā)個體的心理不適，為了應對這種不適感，個體勢必會加大資源的投入力度，但同時很有可能造成資源的人不敷出，導致一系列應激反應，最終產(chǎn)生對工作的倦怠情緒。此外，相關研究認為繁文縟節(jié)會給公務員帶來消極反應，包括工作倦怠，但在本研究中，繁文縟節(jié)對基層公務員工作倦怠不存在顯著影響，究其原因，很可能是由于繁文縟節(jié)與組織正式化邊界模糊造成的。Bozeman等[35]認為組織正式化是依托組織成文規(guī)則所規(guī)定的約定俗成的行為，屬正?，F(xiàn)象，而對于繁文縟節(jié)，當組織規(guī)章行將結束且沒有達成其組織或社會目標時才會變得明顯，換言之，繁文縟節(jié)源于組織正式化，是組織正式化停滯或延誤導致的病態(tài)現(xiàn)象。本研究中，繁文縟節(jié)可能只是組織正式化的一種表現(xiàn)，對基層公務員完成工作目標的阻礙作用不大，不足以對其產(chǎn)生消極的心理和生理反應。

4.2 工作資源對基層公務員工作倦怠的影響

職業(yè)成長機會和工作社會支持等工作資源能負向影響基層公務員工作倦怠，因此，工作資源越充足，就越能有效降低基層公務員的倦怠水平。由此可見，從資源保存理論角度看，職業(yè)成長機會本身就是一種資源，能讓基層公務員獲得新的知識技能，而這些既得的知識技能又可以幫助他們獲取其他資源，從而實現(xiàn)資源的可持續(xù)性增值，因此，當基層公務員所擁有的資源足夠多時，他們很難再受到資源耗損所帶來的負面影響[36]，這在一定程度上緩解了工作倦怠。此外，工作社會支持是個體能否被同事和上級關愛、認同的感知或體驗，在面對困難和苛刻的工作要求時，同事和上級的認可、鼓勵與幫助能有效補充個體所擁有的資源，所以基層公務員不會表現(xiàn)出較高的工作倦怠。

4.3 自我效能感的調(diào)節(jié)作用

自我效能感在角色壓力與基層公務員工作倦怠之間具有顯著的調(diào)節(jié)作用，并加強了二者之間的關系，意味著高自我效能感的個體在應對角色壓力時比低自我效能感個體更容易產(chǎn)生工作倦怠，并且自我效能感在角色模糊和角色超載等角色壓力維度上與新疆基層公務員工作倦怠間也具有與之類似的調(diào)節(jié)效應。該結論與現(xiàn)有研究相悖，大量學者認為自我效能感作為個人資源有助于個體應對工作要求，并能避免消極的工作結果，工作要求一資源模型也指出，在個體健康損害的過程中，個人資源起到了一定的緩沖作用。得到差異化結論的原因在于，自我效能感高的個體相信自身能力足以應對角色壓力這類工作要求，并且會充分利用各種資源來克服這些工作要求，但是如果資源的供給無法滿足資源的消耗，組織卻又無法提供充足的工作資源作為補償時，個體會因此感到更加強烈的工作倦怠感。與此同時，自我效能感在繁文縟節(jié)與基層公務員工作倦怠之間調(diào)節(jié)作用不顯著。調(diào)節(jié)效應的檢驗是建立在自變量與因變量存在因果關系或相關關系的基礎之上[37]，根據(jù)之前的分析結果，繁文縟節(jié)與基層公務員工作倦怠呈低度相關，并且因果關系也不顯著，無法滿足調(diào)節(jié)變量存在的基礎條件，因此，自我效能感也就失去了在2個變量間的調(diào)節(jié)作用。

4.4 自我效能感的中介作用

工作資源包括工作社會支持和職業(yè)成長機會，自我效能感作為個人資源，在工作資源與基層公務員工作倦怠間具有中介效應。由此可見，工作資源通過提升個體的自我效能感來減輕基層公務員的工作倦怠。有研究表明，個人資源在工作資源與工作投入的中介效應很好地闡釋工作要求一資源模型中動機生成的潛在心理機制。在以往的研究中，工作資源被認為具有工具屬性，有助于個體完成工作任務，并能提升他們對工作的興趣和投入狀態(tài)[38.39]。因此，充足的工作資源促使個體產(chǎn)生了自我效能、自尊和樂觀等積極的心理狀態(tài)，使他們感到有能力掌控所處的工作環(huán)境[40]?？梢?，個人資源對于周圍環(huán)境的變化極為敏感，個體在資源充足的環(huán)境中工作，會感覺自己能輕而易舉地解決各類工作任務，并且很難陷入精疲力竭的負面情緒中。

5 對基層公務員隊伍管理的啟示

5.1 完善激勵保障體系，營造和諧的組織氛圍

首先，健全表彰獎勵制度，加大對工作突出基層公務員的表彰力度和輿論宣傳，樹立典型形象，并在廣大公務員隊伍中推廣學習。其次，將慰問與視察相結合，重視人文關懷，特別關注基層一線公務員工作和生活中遇到的實際問題，主動為他們排憂解難。此外，加強基層公務員團隊建設，通過組織各類文化活動，縮小同事間的距離感，形成相互幫助、相互鼓勵和共同進步的良好組織氛圍。最后，控制基層公務員工作強度，盡量避免持續(xù)性的超負荷工作，安排落實好基層公務員的作息時間和休假制度，確保家庭與工作的均衡發(fā)展。

5.2提升核心競爭力，重視職業(yè)發(fā)展

為了實現(xiàn)治理體系現(xiàn)代化，要求每個公務員要持續(xù)不斷地學習，掌握最新的專業(yè)知識和政策法規(guī)，而通?；鶎咏M織各類資源比較匱乏，各種信息經(jīng)過層層傳遞具有一定的滯后性和失真性。因此，公共部門要拓寬信息渠道，為基層公務員提供更多學習和交流的機會，在基層組織中形成良好的學習氛圍。此外，重視基層公務員的職業(yè)發(fā)展，有針對性地制定發(fā)展計劃，對于新人職的基層公務員，要讓其在基層組織中得到歷練，使其明確自身的責任、使命以及今后的發(fā)展方向;對于有一定資歷的基層公務員，可能正處于職業(yè)發(fā)展的瓶頸期，一方面要幫助其提高專業(yè)素質(zhì)，形成自己的核心競爭力，另一方面要繼續(xù)推行職務與職級并行政策，拓寬晉升渠道，充分激發(fā)基層公務員的工作熱情。

5.3 強化心理素質(zhì)，提高抗壓能力

心理素質(zhì)是基層公務員綜合素質(zhì)的重要組成部分，決定了在苛刻的工作環(huán)境中基層公務員是否具備抗壓和正常工作的能力。后期的培訓和開發(fā)能有效提升基層公務員的心理素質(zhì)。個人層面，要善于管理自己的情緒與心態(tài)，面對工作壓力時給予自己積極的心理暗示，堅定克服困難的信心與決心，此外，要豐富業(yè)余精神文化生活，不斷提高自身修養(yǎng)，積極應對壓力與困難;組織層面，將心理素質(zhì)納入基層公務員選拔評價體系，篩選出心理素質(zhì)過硬的基層公務員。同時，人力資源管理部門應關注基層公務員的心理健康問題，定期組織開展心理講座和心理輔導等活動，及時疏導基層公務員的心理壓力，幫助其建立積極的情緒和心態(tài)。

6 研究中的不足與展望

本研究尚存在一定的局限性。第一，沒有對基層公務員的崗位類型進行區(qū)分，崗位類型不同工作倦怠水平可能也會存在差異?；诖?，未來研究可就某一特定崗位基層公務員群體工作倦怠進行深入探討。第二，在驗證自我效能感的調(diào)節(jié)作用時，所得結論與其他研究存在差異。本研究認為是工作資源影響所致，在今后的研究中可進一步討論個人資源與工作資源在工作要求與工作倦怠之間的共同調(diào)節(jié)作用。

參考文獻：

[1]鄭建君.身心共舉德行兼修[N]光明日報，2013-1-22（ 15）.

[2] HOBFOLL. STEVAN E. Social and psychological resources and ad-aptaLion.[Jl. Review of general psychology， 2002. 6（4）： 307-324

[3] BAKKER A B，DEMEROUTI E.Job demands-resources theory：Taking stock and looking forward. [Jl. Journal of occup healch psy-chol. 2017. 22（3）：273-285.

[4]劉蘊.工作要求一資源模型研究新視角：基于個人資源的分析[J].企業(yè)經(jīng)濟，2015（9）：126-130

[5] XANTHOPOULOU D BAKKER A B，DEMEROUTI E，et al Therole of personal resources in the job demands-resourc：es model. [Jl.International journal of sLress management， 2007， 14（2）：121-141.

[6] XANTHOPOULOU D.BAKKER A B，DEMEROUTI E，et al. Re-ciprocal relationships between job resources， personal resources.and work engagemenLEJl. Journal of vocational behavior. 2009. 74（3）：235-244.

[7] DEMEROUTI E，BAKKER A B，NACHREINER F，et al.The jobdemands-resources model of burnout EJl. Journal of applied psy- chology， 2001， 86（3）：499-512.[8] BAKKER A B，SCHAUFELI W B，SIXMA H J，et al Patient de- mands. lack of reciprocity， and burnout：A five-year longitudinalstudy among general praclitioners[Jl.Journal of organizaLional be-havior. 2000. 21（4）： 425-441.

[9]吳辰.國家治理與政府創(chuàng)新叢書公共服務動機、繁文縟節(jié)與組 織績效關系研究[M]上海：復旦大學出版社，2015.

[10] BREWER G A.WALKER R M. Explaining variation in percepLionsof red tape：A professionalism-marketization model[J].Public acl-ministration， 2010. 88（2）：418-438.

[11] MOYNIHAN D P.PANDEY S K.The role of organizations in fos-tering public service motivation[J].Public administration review，2007.67（1）：40-53

[12] CIAUQUE D. RITZ A， VARONE F， et al.Resigned but satisfiecl：The negative impact of public service motivation and red tape on work sacisfaction[J].Puhlic administration .2012， 90（1）：175-193.

[13]鄭建君，基層公務員角色壓力、T作倦怠與生活滿意度的關系——基于Bootstrap方法的中介模型檢驗[J].江西師范大學學報（哲學社會科學版），2016.49C5）：51-58.

[14] ALARCON G M.A mela-analysis of burnout with job demands，resources. anrl atticudes EJl. Journal of vocational behavior. 2011，79（2）：549-562.

[15] BAKKER A B.An evidence-based model of work engagement IJlCurrent directions in psychological science .201l .20（4）： 265-269

[16]張虹.工作家庭沖突、社會支持與公務員_r作倦怠關系研究[D].杭州：浙江大學，2008.

[17]林贊歌，連榕，鄧遠平，等.制造業(yè)員T社會支持、職業(yè)倦怠與生活滿意度的關系[J]心理與行為研究，2017.15（1）：108-112

[18]張莉，錢珊珊，林與川.社會支持影響離職傾向的路徑模型構建及實證研究[J].科學學與科學技術管理，2016.37（1）：171- 180

[19] BAKKERAB，VANH E，VAN PR.How job demands. resources，and burnouc predict objective performance：A construccive replica-Lion[J]. Anxiety stress and coping， 2008. 21（3）： 309-324.

[20]張勉，張德.企業(yè)雇員離職意向的影響因素：對一些新變量的量化研究[J].管理評論，2007（4）：23-28.63.

[21] RYAN R M，DECI E L.Self-determination theorY and the facilita-Lion of inlrinsic motivation， social development， and well-being LJ]American psychologist， 2000， 55（1）：68-78

[22] TIMS M. BAKKER A B.Job crafcing： Towards a new model of in-dividual job redesign[J]. Sajip south african journal of industrialpsychology.2010. 36（2）：1-9.

[23] FRED L.CAROLYN M Y， BRUCE J A.心理資本打造人的競爭優(yōu)勢[M].北京：中國輕工業(yè)出版社，2008.

[24]張紅麗，冷雪玉，程豹.共享領導對團隊成員創(chuàng)新績效的影響：自我效能感的中介作用[J].領導科學，2015（ ll）：43-45.

[25]方陽春.包容型領導風格對團隊績效的影響——基于員工自我效能感的中介作用[J].科研管理，2014.35（5）：152-160.

[26]黎志華，尹霞云社會支持對大學生希望的影響機制：自尊和自我效能感的中介作用[J].心理發(fā)展與教育，2015.31（5）：610- 617.

[27] YPEREN N W V， SNIJDERS T A B.A mtdLilevel analysis of the demands-control model： Is stress at work determined bv factors althe group level or the individual level？ LJl. Journal of occupationalhealth psychology. 2000，5（1）：182-190.

[28]聶光輝，吳俊端，唐崢華，等工作場所欺負與護士心理健康的關系：自我效能感的調(diào)節(jié)作用[J].中國臨床心理學雜志，2014.22（5）：901-903.

[29]張韞黎，陸昌勤.挑戰(zhàn)性一阻斷性壓力（源）與員T心理和行為的關系：自我效能感的調(diào)節(jié)作用[J].心理學報，2009.41（6）：501- 509.

[30]李永鑫.工作倦怠及其測量[J].心理科學，2003（3）：556-557.

[31]吳明隆問卷統(tǒng)計分析實務SPSS操作與應用[M]重慶：重慶大學出版社，2010

[32] GIAUQUE D.ANDERFUHREN-B S， VARONE F. Slress percep-tion in public organisations expanding the job demands-job re-sources model by including public service motivation[Jl. Reviewof public personnel administration the journal of public human re-source management. 2013. 33（1）：58-83.

[33]李超平，張翼.角色壓力源對教師生理健康與心理健康的影響[J].心理發(fā)展與教育，2009.25（1）：114-119.

[34] YPEREN N W V. HAC.EDOORN M. Do high job demands in-crease imrinsic moLivaLion or fatigue or both？ The role of job c.on-trol and job social support IJl. Academy of management journal，2003，46（3）：339-348.

[35] BOZEMAN B，SCOTT P. Bureaucratic red Lape and formalization：Untangling conceptual knots[J].American review of public admin-isLration. 1996. 26（1）：1-17.

[36] HALBESLEBEN J R B. WHEELER A R.The relaLive roles of en-gagement and emhedrledness in predicting job performance and in-tention to leave.EJl. Work and stress， 2008. 22（3）： 242-256

[37]溫忠麟，劉紅云，侯杰泰.調(diào)節(jié)效應和中介效應分析[M].北京：教育科學m版社，2012.

[38] HAKANEN J J，BAKKER A B.SCHAUFELI W B.Burnout andwork engagemenl among teachers.[J].Journal of school psycholo-gy. 2006， 43（6 J：495-513.

[39] SCHAUFELI W B.BAKKER A B.Job demands， job resources，and their relationship wich burnout and engagement：A multi-samplestudv [Jl. Journal of organizational behavior. 2004， 25（3）：293- 315

[40] LUTHANS F， AVEY J B，AVOLIO B J，eI al Psychological capitaldevelopment： Toward a micro-intervention[J].Journal of organiza-tional behavior. 2006. 27（3）：387-393.

作者簡介：劉蕊（1994-），女，河北唐山人，在讀碩士研究生，研究方向為行政管理，（電話）15099157691（電子信箱）1399035097@qq.com;通信作者，朱峰（1967-），男，新疆烏魯木齊人，副教授，主要從事人力資源管理研究，（電子信箱）2650135519@qq.com。