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社会支持对法官职业倦怠的影响:应对方式的中介效应

作者:马慧  发布时间:2016-01-05 09:05:06


    【摘要】 目的:调查我国法官的职业倦怠现状,探究社会支持与职业倦怠的关系,考察应对方式可能的中介作用和调节作用。方法:采用Maslach倦怠量表、简易应对方式问卷和社会支持评定量表对196名法官,142名律师和141名公务员进行测验。结果: 法官职业倦怠的情绪衰竭维度得分显著高于律师(P=0.003)和公务员(P=0.002);社会支持的客观支持(P=0.045)和支持利用度(P=0.012)对情绪衰竭有预测作用;积极应对方式在社会支持对情绪衰竭和个人成就感的影响中具有显著的不完全中介效应(Z=-2.509, 3.090, P=0.011, 0.002);积极和消极应对方式均不具有显著的调节效应(所有P>0.05)。结论:我国法官群体的职业倦怠状况比较严重,社会支持对法官职业倦怠有负向预测作用,应对方式无显著的调节作用,积极应对方式具有显著的中介作用。

    【关键词】 法官;职业倦怠;应对方式;社会支持;中介效应;

    调节效应中图分类号:B849;R395;C91

Influence of Social Support on Job Burnout of Chinese Judges: Coping Style as a Mediator

    【Abstract】 Objective: To investigate the status of job burnout in Chinese judges, the relationship of burnout with social support, and the possibility of coping style as a mediator or moderator. Methods: Maslach Burnout Inventory-Human Services Survey, Simplified Coping Style Quesionaire and Social Support Revalued Scale were used to investigate the burnout levels, coping styles and social supports of 196 judges in Hebei Province, which was compared with those of 142 lawyers or 141 civil servants from the same area. Results: Judges had a significantly higher score of emotional exhaustion than lawyers (P=0.003) and civil servants (P=0.002). Regression analysis demonstrated that objective support and use of social support were significant predictors of emotional exhaustion (P=0.045 and 0.012, respectively), after controlling the influence of demographic variables. The partial mediating roles of positive coping style on emotional exhaustion and personal accomplishment influenced by social supports were significant (Z=-2.509 and 3.090, P=0.012 and 0.002, respectively). The moderating role of positive or negative coping style was not significant (P>0.05). Conclusion: Burnout status of Chinese judges was relatively serious. Social supports were reversed predictors of job burnout levels. Positive coping styles have significant mediating effects between social supports and job burnout of Chinese judges, but Coping styles have no significant moderating effects.

    【Key words】Judge; Job burnout; Coping Style; Social support; Mediator; Moderator

    美国精神病学家Freudenberger于1974年首次提出职业倦怠(job burnout)的概念,用来专指服务行业中的个体在面对工作对个体的能力、精力和资源等的过度要求时而产生的身体和情绪上的极度损耗状态[1]。因其对个体工作效率、生活质量等方面的较大危害性,在过去的40年中,职业倦怠的研究已经延伸到多种行业的从业人员之中。当今在对职业倦怠的测量中,应用最为广泛的工具是Maslach的倦怠量表(Maslach Burnout Inventory, MBI)[2,3],该量表共有三个不同版本:MBI-通用版,MBI-教师版和MBI-服务行业版,这三个版本在我国均已得到修订[4-6]。

    德国心理学家Demerouti通过研究建立起了职业倦怠的要求-资源模型[7]。他认为,不同行业人员工作倦怠的原因大致都可以分为两类:工作要求和工作资源,其中工作要求主要与工作倦怠的耗竭成分(exhaustion component)有关,而工作资源主要与解离(disengagement)有关。法官这一职业群体在我国的工作要求高,工作对象复杂,工作资源有限,长期处于高工作压力状态之下,按照Demerouti的理论,他们比较容易产生职业倦怠。然而一直以来,我国职业倦怠研究的对象主要集中于不同教育阶段的教师[5,8-10]、不同警种的警察[6,11-14]和医护人员群体[15,16],对法官群体的研究较少。我国学者侯祎等人对河南省某地区的247名法官的调查研究发现,我国法官的职业倦怠程度较高[17-20]。目前国内关于法官群体职业倦怠状况的定量研究数据仅限于这一项调查研究的报道,急待扩展和深化。

    心理统计学认为,如果变量Y与变量X的关系是变量M 的函数,M就是调节变量,即Y与X 的关系受到第三个变量M 的影响;如果变量X 通过影响变量M 来影响变量Y,M则为中介变量[21]。侯祎等人的研究发现,人格特征、社会支持、应对方式、工作应激和年龄等因素对我国法官的职业倦怠有预测作用[17-20]。但是,对于社会支持和应对方式对职业倦怠的影响机制问题,学术界尚存在争议。目前关于社会支持作用机制的假设主要包括主效应模型(main effect model)、缓冲作用模型(buffering model)和动态模型(dynamic model)三种[22]。支持缓冲作用模型的研究证据表明,社会支持能够通过对人格、认知和应对方式等心理因素的影响,而对个体的心理健康起到间接的缓冲作用[22-24]。因此,应对方式很可能在法官的职业倦怠与社会支持间作为中介变量或(和)调节变量而存在。为验证此假设,本研究拟以我国法官为研究对象,以MBI-服务行业版、简易应对方式问卷和社会支持评定量表为研究工具,调查我国法官的职业倦怠现状,研究其与社会支持的关系,并寻找应对方式在其中作为中介变量和(或)调节变量的实证依据,以期更深入了解我国法官职业倦怠的现状、影响因素及其作用机制。

    1 对象与方法

    1.1 研究工具

    1.1.1工作倦怠量表-服务行业版(Maslach Burnout Inventory-Human Services Survey, MBI-HSS):Maslach的倦怠量表有三个版本,分别适用于不同的人群,其中MBI—服务行业版(简称MBI-HSS)适用于从事服务行业的人员,包括警察、医护人员、心理健康工作者等[2,3]。本研究采用MBI-HSS,共有22个项目,0-6七级评分制,包括3个维度,即情绪衰竭(9个项目)、去人性化(5个项目)和个人成就感(8个项目),结果中前两个维度得分越高、最后一个维度得分越低,表示被试体验到的倦怠程度越高。

    1.1.2简易应付方式问卷(Simplified Coping Style Quesionaire, SCSQ):应对方式是个体用来调整对压力源的评价以减轻它引起的焦虑的方法、手段或策略。我国学者谢亚宁结合我国文化的特点,将国外应对方式量表简化和修改,编制了简易应对方式问卷,包括20个条目,由积极应对和消极应对两个维度构成,采用0-3四级评分制,结果为积极应对维度平均分和消极应对维度平均分[25]。

    1.1.3 社会支持评定量表(Social Support Revalued Scale, SSRS):社会支持从性质上可以分为两类,一类为客观的、可见的或实际的支持,第二类为主观的、体验到的情感上的支持。我国心理学家肖水源(1986年)编制,该量表包括10个题目,结果包含客观支持分、主观支持分、对支持的利用程度和社会支持总分四个方面[26]。

    1.2 研究对象与问卷调查过程

    本研究采用整群抽样方法,研究组抽取河北省某地区中、基层法院从事一线审判工作的法官226人;对照组1(律师组)抽取河北省部分律师事务所的律师149人;对照组2(公务员组)抽取河北省部分市/区级机关的公务员148人。以对象所在工作单位为单位进行团体施测,发放问卷,经培训的施测人员给予统一指导语,无记名答题,回收问卷。剔除无效问卷后,法官组回收有效问卷共计196份,问卷回收有效率为86.7%;律师组回收有效问卷共计142份,问卷回收有效率为95.3%;公务员组回收有效问卷共计141份,问卷回收有效率为95.3%;。

    1.3 统计分析过程

    将问卷数据输入计算机后,应用SPSS16.0 统计软件对数据进行统计分析。结果中P<0.05(双侧)被认为是具有统计学意义。

    2 结果

    2.1 研究对象基本信息法官、律师和公务员组有效样本数分别为196、142和141人。统计分析结果显示,三组研究对象之间,性别构成无统计学差异(χ2=4.015,P=0.134),年龄无统计学差异(F=2.813,P=0.061)。统计分析还发现,法官组被试工作年限为0~4年者共35人(17.9%),5~9年者33人(16.8%),10-19年者66人(33.7%),20-29年者56人(28.6%),30年及以上者6人(3.1%)。 2.2 法官的职业倦怠状况及其与律师、公务员的比较法官样本与律师和公务员样本在工作倦怠量表三个维度上得分和比较结果见表1。结果显示,在情绪衰竭维度上,法官样本的得分明显高于律师(P=0.003)和公务员样本(P=0.002),而在其他两个维度上,法官与律师和公务员样本的得分无明显统计学差异(所有P>0.05)。以上结果说明,与律师和公务员相比,我国法官群体在面对工作压力时,体验到的情绪情感的极度疲劳感更为严重,而在去人性化和个人成就感方面无明显区别。

表1 法官与律师、公务员职业倦怠各维度的比较(M±SD)

    维 度      法官 n=196  律师  n=142 t P 公务员 n=141 t P

    情绪衰竭 18.78±12.68 15.23±8.93 3.018 0.003 14.94±9.67 3.156 0.002

    去人性化 6.87±5.18 6.68±4.61 0.505 0.614 6.62±5.05 0.385 0.700

    个人成就感 28.92±12.41 30.08±10.82 -0.875 0.382 29.56±10.12 -0.554 0.580

    2.3 法官的社会支持与应对方式的相关

    表2展示了被试法官应对方式的两个维度与社会支持的四个维度之间的相关情况。结果显示,积极应对方式与社会支持的主观支持(P=0.037)、支持利用度(P<0.001)和社会支持总分(P=0.001)三个维度间呈现显著的正相关,消极应对方式与社会支持的四个方面均无显著相关(所有P>0.05)。

    表2 法官应对方式与社会支持的相关(r)

    社会支持 应对方式 积极应对 消极应对客观支持 0.087 -0.109 主观支持 0.149* -0.024 支持利用度 0.358*** 0.004 总分 0.228** -0.056 注:* 在0.05水平上,显著相关;** 在0.01水平上,显著相关;*** 在0.001水平上,显著相关。

    2.4 法官职业倦怠与人口统计学变量、应对方式和社会支持的相关

    表3展示了我国法官职业倦怠三个维度的得分与性别、年龄、从事审判工作年限、应对方式和社会支持之间的相关分析结果。研究发现:(1)法官职业倦怠的情绪衰竭维度与积极应对方式(P=0.004)和消极应对方式(P<0.001)呈现显著正相关,与客观支持(P=0.003)、主观支持(P=0.026)、支持利用度(P=0.017)和社会支持总分(P=0.001)呈现显著负相关;(2)去人性化维度与消极应对方式呈现显著正相关(P<0.001),与客观支持(P=0.015)、主观支持(P=0.013)和社会支持总分(P=0.003)呈现显著负相关;(3)个人成就感维度与积极应对方式(P<0.001)、支持利用度(P=0.001)和社会支持总分(P=0.016)呈现显著正相关,而与消极应对方式(P=0.051)和主观支持(P=0.051)呈现边缘显著性正相关。结果还显示,我国法官职业倦怠的三个维度与性别、年龄和审判工作年限三个人口统计学变量均未呈现显著相关性(所有p>0.05)。

    表3 法官职业倦怠与其人口统计学变量、应对方式和社会支持的相关(r)

    性别 年龄 审判年限 应对方式 社会支持 积极应对 消极应对 客观支持 主观支持 支持利用度 总分情绪衰竭 0.024 0.028 0.124 0.208** 0.361*** -0.208** -0.159* -0.170* -0.229** 去人性化 0.045 -0.025 0.016 0.075 0.403*** -0.173* -0.177* -0.099 -0.210** 个人成就感 -0.060 0.071 0.024 0.599*** 0.140 0.050 0.139 0.226** 0.172* 注:* 在0.05水平上,显著相关;** 在0.01水平上,显著相关;*** 在0.001水平上,显著相关。

    2.5 法官人口统计学变量、应对方式和社会支持对工作倦怠的分层回归

    利用分层回归方法分析我国法官的应对方式和社会支持对其职业倦怠状况的影响,具体运算过程包括两步:(1)考察性别、年龄、审判工作年限这些人口统计学变量对法官职业倦怠的影响;(2)在控制上述人口统计学变量的影响作用的前提下,考察应对方式和社会支持各维度对职业倦怠的影响。结果见表4。人口统计学变量中,只有审判工作年限因素对职业倦怠的情绪衰竭维度产生了明显的影响(P=0.047)。在控制人口统计学变量的影响的情况下,积极应对(P=0.004)、消极应对(P<0.001)、客观支持(P=0.045)和支持的利用度(P=0.012)四个变量对情绪衰竭维度的影响达到显著性水平;消极应对方式对去人性化维度的影响达到显著性水平(P<0.001);积极应对方式对个人成就感维度的的影响达到显著性水平(P<0.001)。

表4 应对方式和社会支持对法官职业倦怠的分层回归分析结果(Beta)

    变量 情绪衰竭 去人性化 个人成就感 第一步 第二步 第一步 第二步 第一步 第二步性别 0.838 0.980 0.447 0.239 -0.994 -2.580 年龄 -0.155 -0.152 -0.033 -0.032 0.137 0.025 审判年限 0.298* 0.295* 0.037 0.025 -0.064 0.004 积极应对 0.361** -0.014 1.018*** 消极应对 0.737*** 0.467*** -0.195 客观支持 -0.697* -0.154 -0.128 主观支持 -0.253 -0.136 0.138 支持利用度 -1.273* -0.115 0.054 支持总分 R2 0.023 0.236 0.004 0.200 0.007 0.376 △R2 0.023 0.213*** 0.004 0.194*** 0.007 0.369*** F 1.477 7.205*** 0.257 5.845*** 0.470 14.084*** 注:* P<0.05,** P<0.01,*** P<0.001;R2表示自变量解释因变量变异的比例,△R2表示自变量解释因变量变异的增量,F表示回归方程各变量进行方差分析检验时的F值。

    2.6 应对方式的中介效应分析

    从表2可知,被试法官的积极应对方式维度与社会支持总分(代表社会支持整体情况)显著相关,从表3可知,被试法官的积极和消极应对方式维度与职业倦怠的大部分维度也显著相关,因此,应对方式可能成为社会支持与职业倦怠之间的中介变量。

    积极应对方式的中介效应检验过程如下(见表5):第一步,以社会支持总分为自变量、以职业倦怠(某一维度)为因变量,进行回归分析;第二步,以社会支持总分为自变量、以积极应对为因变量,进行回归分析;第三步,以积极应对和社会支持总分为自变量、以职业倦怠为因变量,进行回归分析。以回归方式得到用于Sobel检验的非标准化回归系数(B)及其标准误(SE),采用Sobel检验对积极应对方式的中介效应进行检验,通过计算得到Z值。积极应对方式在社会支持与职业倦怠的情绪衰竭、去人性化和个人成就感三个维度间的中介效应Z值分别为2.509,1.572和3.090,对应的P值分别为0.012,0.116和0.002,显示积极应对方式在社会支持与情绪衰竭和个人成就感间的中介效应显著,为不完全中介效应。消极应对方式的中介效应检验过程同上,结果显示(见表6),消极应对方式在社会支持与情绪衰竭、去人性化和个人成就感间的中介效应均不显著(P=0.442,0.440和0.465)

表5 积极应对方式在社会支持与职业倦怠间的中介效应检验

    职业倦怠维度 步骤 因变量 自变量 B(SE) t Z 情绪衰竭 第一步 情绪衰竭 社会支持 -0.417(0.127) -3.282** 2.509** 第二步 积极应对 社会支持 0.247(0.076) 3.256** 第三步 情绪衰竭 积极应对 0.458(0.116) 3.958*** 社会支持 -0.530(0.126) -4.215*** 去人性化 第一步 去人性化 社会支持 -0.155(0.052) -2.988** 1.572 第二步 积极应对 社会支持 0.247(0.076) 3.256** 第三步 去人性化 积极应对 0.088(0.049) 1.808 社会支持 -0.177(0.053) -3.339** 个人成就感 第一步 个人成就感 社会支持 0.307(0.126) 2.437* 3.090** 第二步 积极应对 社会支持 0.247(0.076) 3.256** 第三步 个人成就感 积极应对 0.968(0.097) 9.974*** 社会支持 0.068(0.105) 0.643 注:* P<0.05,** P<0.01,*** P<0.001 、

表6 消极应对方式在社会支持与职业倦怠间的中介效应检验

    职业倦怠维度 步骤 因变量 自变量 B(SE) t Z 情绪衰竭 第一步 情绪衰竭 社会支持 -0.417(0.127) -3.282** -0.770 第二步 消极应对 社会支持 -0.035(0.045) -0.779 第三步 情绪衰竭 消极应对 1.013(0.190) 5.337*** 社会支持 -0.381(0.119) -3.203** 去人性化 第一步 去人性化 社会支持 -0.155(0.052) -2.988** 0.772 第二步 消极应对 社会支持 -0.035(0.045) -0.779 第三步 去人性化 消极应对 -0.463(0.076) 6.078*** 社会支持 -0.139(0.048) -2.909** 个人成就感 第一步 去人性化 社会支持 0.307(0.126) 2.437* -0.731 第二步 消极应对 社会支持 -0.035(0.045) -0.779 第三步 个人成就感 消极应对 0.426(0.200) 2.132* 社会支持 0.322(0.125) 2.575* 注:* P<0.05,** P<0.01,*** P<0.001

    2.7应对方式的调节效应分析

    为检验应对方式的调节效应,将自变量(社会支持总分)与调节变量(积极和消极应对方式)去中心化后,进行分层回归分析:第一步考察应对方式(某一维度)和社会支持对法官职业倦怠(某一维度)的影响;第二步在控制上述两个自变量的作用后,考察应对方式与社会支持的乘积项对职业倦怠的影响,结果见表7。结果显示,不论是积极、还是消极的应对方式,在社会支持和职业倦怠的三个维度间的调节作用均不显著(所有p>0.05)。

表7 应对方式各维度的调节效应分析(分层回归)

因变量 步骤 积极应对 消极应对 回归方程 R2(△R2) 回归方程 R2(△R2)情绪衰竭 第一步 Y1=18.842-0.530X+5.499C1 0.124 Y1=18.813-0.381X+8.018C2 0.174 第二步 Y 1=18.825-0.530X +5.492C1+0.017XC1 0.124(0.000) Y1=18.758-0.379X +8.101C2-0.261XC2 0.181(0.007)去人性化 第一步 Y2 =6.863-0.177X+1.060C1 0.060 Y2=6.852-0.139X+3.707C2 0.198 第二步 Y2 =6.746-0.180X +1.012C1+0.118XC1 0.066(0.006) Y2=6.840-0.139X +3.706C2-0.055XC2 0.199(0.002)个人成就感 第一步 Y3=28.855+0.068X+11.621C1 0.360 Y3=28.829+0.322X+3.405C2 0.052 第二步 Y3=28.852+0.068X +11.620C1+0.003XC1 0.360(0.000) Y3=28.768+0.325X +3.398C2-0.286XC2 0.060(0.008)注:Y1表示职业倦怠的情绪衰竭,Y2表示职业倦怠的去人性化,Y3表示职业倦怠的个人成就感,X表示社会支持总分,C1表示积极应对方式,C2表示消极应对方式,XCn表示社会支持与应对方式某一维度的乘积项,R2表示自变量解释因变量变异的比例,△R2表示自变量解释因变量变异的增量。

    4 讨论

    本研究利用Maslach工作倦怠量表-服务行业版对我国法官样本196人进行调查研究,并收集了同地区与法官对比性较强的律师和公务员样本作为对照组。通过比较发现,我国法官在职业倦怠的情绪衰竭方面明显比律师和公务员群体严重,而在去人性化和个人成就感方面与其他两个群体间的差异不明显。侯祎和李永鑫的研究发现,法官情绪衰竭、人格解体和成就感降低的检出率分别为21.9%、50.2%和40.1%,轻、中、高度工作倦怠的检出率分别为34.4%、29.1%和6.4%[18]。由于应用的量表、量表的项目数和计分方法的差异,本研究结果很难与上述研究结果做直接比较,但是,两研究结果均表明,我国法官群体的职业倦怠程度较高,职业倦怠情况较严重。

    分析现实原因不难发现,我国法官群体高压力、高强度、高风险、低回报的工作特点与其工作倦怠状况有着密不可分的联系。为了探究这一群体职业倦怠的心理原因和机制,本研究联合应用了相关分析和分层回归分析技术,以及中介和调节效应检验。结果发现,虽然在相关分析中,应对方式的两个维度和社会支持的四个方面中大部分都与职业倦怠的三个维度相关;但在分层回归分析中,控制人口统计学变量的影响作用之后,只有积极和消极应对方式、客观支持以及支持利用度进入了情绪衰竭的回归方程,消极应对方式进入了去人性化的回归方程,积极应对方式和支持利用度进入了个人成就感的回归方程。研究结果说明,更多的使用消极的应对方式可以加剧法官群体的情绪衰竭和去人性化症状,更多的使用积极应对方式能够提升法官的个人成就感;更多的客观支持和充分的支持利用度有助于降低我国法官的情绪衰竭水平。总的看来,良好的应对方式和社会支持对于改善我国法官群体的职业倦怠状况、维持良好的身心健康水平有着重要意义。

    警察与法官群体在工作内容和工作对象方面有一定交集,二者职业倦怠状况研究结果的可比性较强。研究发现,主观支持对警察的职业倦怠各维度均有较好的预测作用,支持利用度与情绪耗竭和个人成就感降低有较好的预测作用[11]。另一项研究发现,自责、求助的应对方式对情感耗竭有显著的正向预测作用,社会支持、解决问题对情感耗竭有显著的负向预测作用,社会支持、解决问题和幻想对效能感有显著的正向预测作用[12]。本研究结果与上述研究结果基本一致。事实上,与本研究结果最具可比性的是侯祎等人对河南某地区247名法官的调查研究结果。该课题组发现,主观支持对法官职业倦怠的三个维度均有显著的负向预测作用,支持利用度对人格解体和成就感降低均有显著的负向预测作用[19],消极应对方式对情绪耗竭有显著的正向预测作用[17],与本研究结果基本一致,仅在应对方式和社会支持影响职业倦怠的具体维度方面存在差异。可见,应对方式和社会支持对我国法官的职业倦怠状况有明显的影响作用。

    除此之外,本研究的相关分析发现,人口统计学变量中的性别、年龄和从事审判工作年限与法官职业倦怠间未呈现显著相关性,但分层回归的第一步发现,从事审判工作年限对法官的职业倦怠有显著的预测作用。侯祎和李永鑫的研究发现,年龄能够预测法官职业倦怠中的成就感降低水平,而性别、婚姻状况和受教育程度对法官的职业倦怠没有显著的影响[18]。可见,不论是年龄、还是从事审判工作年限对法官职业倦怠的预测作用,都仅仅得到一次证实,两项研究的结果存在差异。因此,对待人口统计学变量影响法官职业倦怠的研究结果需慎重。

    本研究中,对应对方式的中介效应和调节效应的检验发现,在社会支持与法官职业倦怠的情绪衰竭和个人成就感之间,积极应对方式发挥了不完全中介的作用;另一方面,不论是积极应对方式,还是消极应对方式,在其中的调节作用均不显著。虽然对应对方式的认识存在两大取向:情境取向和特质取向,但是一般认为,应对方式具有类特质的特征,而社会支持是环境变量。本研究的上述结果支持了社会支持的作用机制中的缓冲作用模型理论,证明了社会支持作为一种外在的环境因素变量,通过调节个体的内部特质因素而发挥作用,从而影响个体的情绪情感和意志行为。本研究发现,法官这一群体得到的社会支持越多,采用积极应对方式的可能性就越大,就越能用以降低自身情绪的疲劳感,提升自身的成就感。由此可知,法官在面对压力时,其社会支持水平的高低往往影响应对方式的选择,从而影响其职业倦怠状况。分析现实中法官的工作性质不难发现,人民法院系统属于国家司法机构,法官在司法机构内部有稳定的同行,容易产生归属感与安全感,而且一些工作规范(如合议庭)客观上也需要法官之间、法官与人民陪审员之间的相互配合、协同工作,因此法官可以获得一定的主客观支持;此外,因工作性质需要,法官也会接触到行政机关、企事业单位等多种行业的人群,有更多的机会结识到朋友,这些都可以成为法官社会支持体系中的重要资源。然而良好的社会支持体系却并未给我国法官带来较少的职业倦怠,原因何在?本课题组的进一步研究发现(研究结果未在文中呈现),被试法官并未对他们拥有的上述社会支持资源善加利用,对社会支持的利用度与高中教师、同地区的律师和公务员人群无显著差别,也就是说,我国法官虽然可获得来源广泛的社会支持,但是他们却没有主动寻求和充分利用

    总的看来,本研究揭示了我国法官群体职业倦怠状况比较严重的现实,证实了社会支持通过应对方式的中介作用而对法官的职业倦怠产生影响。今后,相关部门在对法官心理健康进行预防和干预时,不妨参考本研究结果,在应对方式(特别是积极应对方式)和社会支持(特别是社会支持的利用)方面给予相应的指导。同时,本研究结果仍需样本量更大、取样更广的研究来进一步印证。

    参考文献

    1 Freudenberger HJ. Staff burnout. Journal of Social Issues, 1974, 30(1):159-165

    2 Maslach C, Jackson SE. MBI: Maslach burnout inventory. Palo Alto, CA. Consulting Psychologyists Press. 1981

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