工作倦怠与工作满意度关系研究——以银行业为例

　　论文关键词：工作倦怠 工作满意度  衰竭  疏离  无效能感
　　论文摘要：根据定性研究的成果提出了一系列的研究假设，构建了假设检验路径模型。以苏中地区银行业458位员工为样本，利用SPSS与结构方程模型对研究假设进行检验，得到以下结论：采用的工作倦怠量表在删除某些项目后具有良好的信度与效度；背景变量在工作满意度上没有显著差异；除性别外，其他背景变量在工作倦怠上具有显著差异，而且在具体维度上具有不同影响；工作倦怠、衰竭、疏离与工作满意度显著负相关。
　　一、问题的提出
    中国人力资源开发网的一篇《中国“工作倦怠指数”调查结果》的报告指出，世界范围内普遍存在的工作倦怠现象正在袭扰中国。工作倦怠一旦产生就可能导致个体严重的身心问题。对组织而言常见的后果是工作满意度下降、组织承诺降低、工作绩效下降、离职意向上升，等等。这种不良影响还有可能会蔓延到工作之外，影响家庭和朋友关系。
    我国的工作倦怠研究起步较晚，但有关的研究论文已不断涌现，主要以理论介绍和现象描述为主，也有一部分实证研究，被试群体主要有医护人员、教师和警察等，而且对工作倦怠的后果研究尚处于探索之中。
    目前关于工作倦怠与工作满意度之间关系的研究还不够丰富，也没有形成统一的结论。多数研究结果表明员工工作满意度是工作倦怠的结果变量之一(Poter , 1974 ; Lee , A shorth ,1996;凌文栓，2001等)。但也有相反的结论，认为工作满意度的降低带来员工的工作倦怠(Leiter,1988;Shirom，1989;Mechteld R. M. Vis-ser , 2003等)。本文采用主流学者的观点，以苏中地区商业银行员工为被试群体，采用MBI - GS工作倦怠量表(包括衰竭、疏离、无效能感3个维度)，探讨工作倦怠及其维度对工作满意度的影响。
　　二、研究基本假设
    根据大量关于背景变量对工作倦怠、工作满意度影响的研究文献，提出下列假设:
    假设Hla:背景变量对工作倦怠及其维度具有显著影响。
    假设Hlb:背景变量对工作满意度具有显著影响。
    根据资源保存理论，工作倦怠一旦产生将会加速资源的耗尽，也使员工更加无心为组织效力，这将进一步导致负向的工作态度。员工将逐渐觉得自己的工作决定权很小，工作满意度下降。回顾过去的研究也都已经证实了工作倦怠会降低工作满意度(Burke , Greenglass ,1990 ; Rich-arden, Burke, Leiter,1992 )。为更进一步弄清楚工作倦怠及其各个维度与工作满意度之间的关系，提出以下4个假设命题:
    假设HZ:工作倦怠对工作满意度有显著的负向影响。
    假设H3:衰竭对工作满意度有显著的负向影响。
　　假设H4：疏离对工作满意度有显著的负向影响。
　　假设H5：无效能感对工作满意度有显著的负向影响。
　　三、实证研究
　　1．抽样对象与方法
　　2008年4月10日至25日，采用随机抽样和简单抽样的方法以苏中地区数家商业银行为研究样本进行了问卷调查，共发放600份问卷，收回有效问卷478份，有效回收率为79．7％。调查的主要对象是该银行的中低层员工。
　　2．探索性与验证性因子分析
　　把458个员工样本数据均分成两部分。第一部分样本数据用于各概念的探索性因子分析第二部分样本数据用于各概念的验证性因子分析，总体样本用于后续研究。
　　(1)工作满意度量表
　　利用SPSS13．0对所获得的229份有效的工作满意度问卷进行探索性因子分析。抽取因子结果表明特征根大于1的因子有1个，累计可以解释总体变异的61．274％，各项目因子负荷值都大于．40。因此，对该变量采取一因子模型。
　　利用LISREL8．54对所获得的第二部分员工数据进行验证性因子分析。因子负荷最低是．51，超过．50的标准。在模型的拟合度指标中NNFI=．92和CFI=．90，都超过．90的理想水平；RMSEA=．068，低于．08的理想标准，这充分显示出该一阶验证性因子模型具有较高的拟合度与区分效度。
　　(2)工作倦怠量表
　　用同样的方法对工作倦怠量表进行因子分析。在删除因子负荷小于．40或在两个因子上的负荷都超过．40的项目后，再次进行探索性因子分析，得3个因子，解释的总变异量为75．8％各因子的意义明确，维度清晰，三因子的结构与Maslach编制的MBI—GS量表结构高度一致，这样就形成了项目数为12的工作倦怠问卷。验证性因子分析结果是：因子负荷都超过．50一．95；NNFI=．90和CFI=．92，都超过．90的理想水平；RMSEA=．061，低于．08的理想标准这充分显示出该二阶验证性因子模型具有较高的拟合度与区分效度。
　　3．信度检验
　　本研究以Cronbachsa系数作为衡量量表信度的指标，一般大于．40表示可以接受。
　　(1)工作满意度量表
　　工作满意度变量的Cronbachsa系数为．831，且分项对总项的相关系数最低为．575，远远大于．40可接受水平，删除任何题项后的Cron-bachsa系数都无显著提高。说明本量表有较好的信度。
　　(2)工作倦怠量表
　　工作倦怠变量的Cronbachsa系数为．832，衰竭、疏离和无效能感的Cronbachsa系数分别为．785、．899、．869，都超过了．70这一最低可接受水平，且分项对总项的相关系数最低为．418，也大于．40可接受水平，删除任何题项后的Cron-bachsa系数也无显著提高。说明本量表有较好的信度。

　　从以上的因子分析与信度检验可知，量表可用于后续研究。
　　4．背景变量的影响
　　(1)对工作满意度的影响
　　将性别等六个背景变量作为自变量，将工作满意度作为因变量，用一元方差分析方法来确定这些背景变量对工作满意度的影响，结果显示P值都大于．05，从而背景变量对工作满意度没有显著影响。
　　(2)对工作倦怠的影响
　　将性别等六个背景变量作为自变量，将工作倦怠作为因变量，用一元方差分析方法来确定这些背景变量对工作倦怠的影响。分析结果是：性别对工作倦怠的影响并不显著(F值=1．528，P值=．217)。年龄对工作倦怠的影响显著(F值=5．175，P值=．000)。工作年限对工作倦怠的影响显著(F值=8．684，P值=．000)。婚姻状况对工作倦怠的影响显著(F值=13．897，P值=．000)。学历对工作倦怠的影响显著(F值=9．710，P值=．000)。岗位类别对工作倦怠的影响显著(F值=3．787，P值=．O11)。而且背景变量对工作倦怠三个维度的影响不尽相同。
　　5．相关性分析
　　表1给出了5个变量的均值、标准差和Pear．son相关系数。工作倦怠及其三个维度都与工作满意度显著负相关(r值分别为一．231一，一．191，一．127，一．109，P<．O1)。