1. 问题提出
职业倦怠是一种由长期工作压力导致的情绪衰竭、去人格化以及个人成就感持续走低的身心状态[1]。作为基层治理“千针一线”中的“线”，社区工作者同时承担着落实政府政策、服务居民需求以及调解社区矛盾等多项职责，长期处于高负荷、高压力以及高情感消耗的工作状态，极易受职业倦怠的困扰[2]。社区工作者的职业倦怠不仅有损其个人的身心健康[3]，更会引发社区的服务质量下降、人才流失加剧等多重问题，进而侵蚀基层治理体系的根基[4]。社区是党和政府联系人民群众的“最后一公里”，其工作队伍的素养直接影响基层治理现代化和社会治理体系建设的成效。因此，系统研究社区工作者职业倦怠的影响因素，具有重要的现实紧迫性。职业倦怠的产生与发展，是个人与工作环境复杂互动的结果，受到多重因素的影响。本研究选取工作压力与焦虑作为个体在互动中的内在心理状态变量，同时将社会支持与组织支持作为环境提供的关键外部资源变量，旨在探讨这四类因素对职业倦怠的影响。结构方程模型可以同时处理多个自变量与因变量，并揭示中介效应与路径机制，将零散的影响因素整合成一个系统性的理论模型，有助于深化对职业倦怠生成机理的理解。本研究基于问卷调查数据，运用结构方程模型，研究多种因素对社区工作者职业倦怠的影响，为制定针对性的干预策略提供科学依据。
2. 研究对象与方法
2.1. 研究对象
本研究采用线上线下相结合的方式向江苏省432名社区工作者发放问卷，选取有效问卷415份作为样本进行研究，有效回收率96.1%。由表1可知，在性别分布上，男性为125人，占比30.1%，女性为290人，占比69.9%。在年龄分布上，25岁及以下者为80人，占比19.3%，26~35岁者为130人，占比31.3%，36~45岁者为110人，占比26.5%，45岁及以上者为95人，占比22.9%。在学历分布上，大专及以下学历者为45人，占比10.8%，本科学历者为201人，占比48.4%，硕士及以上学历者为169人，占比40.7%。在工龄分布上，5年及以下工龄者为137人，占比33.0%，5~10年工龄者为163人，占比39.3%，10年及以上工龄者为115人，占比27.7%。
Table 1. Sample details
表1. 样本的基本情况
特征 |
分布 |
人数 |
百分比 |
性别 |
男 |
125 |
30.1% |
女 |
290 |
69.9% |
年龄 |
25岁及以下 |
80 |
19.3% |
26~35岁 |
130 |
31.3% |
36~45岁 |
110 |
26.5% |
45岁及以上 |
95 |
22.9% |
学历 |
大专及以下 |
45 |
10.8% |
本科 |
201 |
48.4% |
硕士及以上 |
169 |
40.7% |
工龄 |
5年及以下 |
137 |
33.0% |
5~10年 |
163 |
39.3% |
10年及以上 |
115 |
27.7% |
2.2. 研究工具
职业倦怠量表：采用李超平修订后的马氏职业倦怠通用量表(Maslach Burnout Inventory General Survey, MBI-GS) [5]。量表共计15个题项，分为情绪衰竭、去人格化和低个人成就感3个维度。量表采用Likert 7级评分法，依次记为0~6分，10~15题为反向计分。量表将职业倦怠程度分为轻、中、重三个程度，其中得分在0~2 (含2)为轻度，2~4 (含4)为中度，4~6 (含6)为重度。由表2可知，该量表在情绪衰竭、去人格化和低个人成就感维度的Cronbach’s α系数分别为0.928、0.938和0.963。
焦虑量表：采用Zung等编制的焦虑自评量表(Self-Rating Anxiety Scale, SAS) [6]。该量表为单维度量表，共计20个题项，采用Likert 4级评分法，其中16~20题为反向计分。评定结束后，把20个项目的分数相加，然后乘以1.25，取整数部分得到标准分。由表2可知，该量表的Cronbach’s α系数为0.887。
工作压力量表：采用甄佳君编制的社区工作者工作压力量表[7]。量表共计30个条目，分为工作环境、工作强度、工作难度、工作时间、薪酬与激励、工作自主性、职业发展以及组织结构与倾向8个维度。量表采用Likert 5级评分法，得分越高，压力越大。由表2可知，该量表在工作环境、工作强度、工作难度、工作时间、薪酬与激励、工作自主性、职业发展以及组织结构与倾向维度的Cronbach’s α系数分别为0.796、0.820、0.922、0.832、0.931、0.914、0.921和0.870。
组织支持感量表：采用凌文辁等人编制的组织支持感量表[8]。量表共计24个题项，分为工作支持、价值认同和利益关心3个维度。量表采用Likert 5级评分法，每个维度的最终得分为被调查者在该维度中所有题项的平均值，均值越大表明组织支持感越高。由表2可知，该量表在工作支持、价值认同和利益关心维度的Cronbach’s α系数分别为0.932、0.905和0.909。
社会支持评定量表：采用肖水源设计的社会支持评定量表[9] (Social Support Rating Scale, SSRS)。该量表共计10个题项，分为客观支持、主观支持和支持利用度3个维度。量表的第1~5题、第8~10题采用Likert 4级评分法，第6~7题若回答“无任何来源者”则计为0分，若选择“下列来源”者则根据来源数量计分。各维度的总得分越高，表示社会支持程度越高。由表2可知，该量表的Cronbach’s α系数为0.730。
Table 2. Scale reliability across dimensions
表2. 量表各维度信度
维度 |
Cronbach’s α |
情绪衰竭 |
0.928 |
去人格化 |
0.938 |
成就感低 |
0.963 |
焦虑 |
0.887 |
工作环境 |
0.796 |
工作量超载 |
0.820 |
工作难度 |
0.922 |
工作时间 |
0.832 |
薪酬与激励 |
0.931 |
工作自主性 |
0.914 |
职业发展 |
0.921 |
组织结构与倾向 |
0.870 |
工作支持 |
0.932 |
员工价值认同 |
0.905 |
利益与关心 |
0.909 |
社会支持 |
0.730 |
2.3. 统计学方法
本研究采用SPSS 27.0与AMOS 26.0软件进行数据处理与模型检验。首先，利用SPSS软件对有效样本进行描述性统计与Pearson相关性分析，以初步探察变量间的关联性。在此基础上，本研究的核心部分运用AMOS软件构建结构方程模型，通过最大似然法估计路径系数，并综合各项拟合指数评价理论模型与数据的适配程度，从而系统检验各潜变量之间的路径关系与影响机制。采用Bootstrap法对中介作用进行检验，抽样次数为5000次，置信区间为95%。检验水准α = 0.05，以P < 0.05为差异有统计学意义。
3. 研究结果
3.1. 量表得分情况
根据表3可知，被试社区工作者的职业倦怠均值为2.62，有53.7%的被试社区工作者达到了中度倦怠水平，证明被试社区工作者整体处于中度职业倦怠水平。具体在“情绪衰竭”、“去人格化”和“低成就感”三个维度上均呈现出以中度倦怠为主的普遍状况。其中，“去人格化”维度均值最高，为2.81分，有54.8%的被试社区工作者处于中度水平；其次为“情绪衰竭”维度，均值为2.68，有48.4%的被试社区工作者处于中度水平；“低成就感”维度的均分为2.54，有48.8%的被试社区工作者处于中度水平。
根据表4可知，社区工作者工作压力维度的均值为81.90，方差为327.39，标准差为18.09；焦虑维度的均值为48.56，方差为147.80，标准差为12.16；组织支持维度的均值为3.24，方差为0.52，标准差为0.72；社会支持维度的均值为35.09，方差为21.77，标准差为4.67。
Table 3. The situation of job burnout of community workers in the test group
表3. 被试社区工作者的职业倦怠情况
维度 |
均值 |
人数百分比 |
轻度 |
中度 |
重度 |
情绪衰竭 |
2.68 |
36.0% |
48.4% |
15.5% |
去人格化 |
2.81 |
27.1% |
56.6% |
16.3% |
低成就感 |
2.54 |
32.2% |
54.8% |
13.0% |
职业倦怠 |
2.62 |
36.2% |
53.2% |
10.7% |
Table 4. Test scores of community workers in each dimension
表4. 被试社区工作者的各维度得分情况
维度 |
均值 |
方差 |
标准差 |
工作压力 |
81.90 |
327.39 |
18.09 |
焦虑 |
48.56 |
147.80 |
12.16 |
组织支持 |
3.24 |
0.52 |
0.72 |
社会支持 |
35.09 |
21.77 |
4.67 |
Table 5. Correlation between job burnout and variables in different dimensions
表5. 职业倦怠与各维度变量的相关性情况
变量 |
职业倦怠 |
情绪衰竭 |
去人格化 |
低成就感 |
社会支持 |
焦虑 |
组织支持 |
工作压力 |
职业倦怠 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
情绪衰竭 |
0.744** |
1 |
|
|
|
|
|
|
去人格化 |
0.677** |
0.580** |
1 |
|
|
|
|
|
低成就感 |
0.736** |
0.534** |
0.492** |
1 |
|
|
|
|
社会支持 |
−0.423** |
−0.389** |
−0.373** |
−0.415** |
1 |
|
|
|
焦虑 |
0.547** |
0.554** |
0.489** |
0.534** |
−0.441** |
1 |
|
|
组织支持 |
−0.421** |
−0.426** |
−0.370** |
−0.420** |
0.310** |
−0.424** |
1 |
|
工作压力 |
0.403** |
0.416** |
0.361** |
0.406** |
−0.381** |
0.464** |
−0.295** |
1 |
3.2. 相关性分析
利用相关分析研究职业倦怠与情绪衰竭、去人格化、低成就感、社会支持、焦虑、组织支持、工作压力共7项变量之间的相关关系，使用Spearman相关系数表示相关关系的强弱情况。根据表5可知，职业倦怠与情绪衰竭、去人格化、低成就感、社会支持、焦虑、组织支持、工作压力共7项变量之间的相关系数值均呈现出显著性(p < 0.01)，具体来看：(1) 职业倦怠和情绪衰竭之间的相关系数值为0.744，且呈现出0.01水平的显著性，因而说明职业倦怠和情绪衰竭之间有着显著的正相关关系。(2) 职业倦怠和去人格化之间的相关系数值为0.677，且呈现出0.01水平的显著性，因而说明职业倦怠和去人格化之间有着显著的正相关关系。(3) 职业倦怠和低成就感之间的相关系数值为0.736，且呈现出0.01水平的显著性，因而说明职业倦怠和低成就感之间有着显著的正相关关系。(4) 职业倦怠和社会支持之间的相关系数值为−0.423，且呈现出0.01水平的显著性，因而说明职业倦怠和社会支持之间有着显著的负相关关系。(5) 职业倦怠和焦虑之间的相关系数值为0.547，且呈现出0.01水平的显著性，因而说明职业倦怠和焦虑之间有着显著的正相关关系。(6) 职业倦怠和组织支持之间的相关系数值为−0.421，且呈现出0.01水平的显著性，因而说明职业倦怠和组织支持之间有着显著的负相关关系。(7) 职业倦怠和工作压力之间的相关系数值为0.403，且呈现出0.01水平的显著性，因而说明职业倦怠和工作压力之间有着显著的正相关关系。
3.3. 模型拟合与结果分析
相关性分析提示，社区工作者的工作压力、焦虑、组织支持以及社会支持可能是职业倦怠的影响因素，并可能通过某种中介或调节效应直接或间接作用于因变量职业倦怠。结合研究假设和理论分析，选取工作压力、组织支持、社会支持为外生潜变量，选取职业倦怠、焦虑作为内生潜变量来构建社区工作者职业倦怠影响因素的结构方程模型，调整后最终获得模型拟合结果和拟合度检验结果(如图1和表6所示)。
Figure 1. Structural equation model of factors affecting job burnout in community workers
图1. 社区工作者职业倦怠影响因素的结构方程模型
Table 6. Model fit index test results
表6. 模型拟合度指标检验结果
指标名称 |
中文解释 |
建议值 |
实际值 |
χ2/df |
卡方自由度比值 |
<3 |
1.872 |
RMSEA |
渐进残差均方和平方根 |
<0.08 |
0.041 |
GFI |
适配度指数 |
>0.9 |
0.950 |
AGFI |
调整后的适配度指数 |
>0.8 |
0.934 |
RFI |
相对适配指数 |
>0.9 |
0.923 |
TLI |
非规准适配指数 |
>0.9 |
0.962 |
CFI |
比较适配指数 |
>0.9 |
0.969 |
NFI |
规准适配指数 |
>0.9 |
0.935 |
IFI |
增值适配指数 |
>0.9 |
0.969 |
PGFI |
简约适配度指数 |
>0.5 |
0.711 |
由表6所知，在绝对拟合指标方面，卡方自由度比值(χ2/df)为1.872 (<3)，渐进残差均方和平方根(RMSEA)为0.041 (<0.05)，适配度指数(GFI)和调整后适配度指数(AGFI)分别为0.950和0.934 (均>0.9)，这些指标显示模型被有效地估计。在相对拟合指标方面，比较适配指数(CFI)和非规准适配指数(TLI)分别为0.969和0.962 (均>0.9)，表明模型相对于虚无模型有显著改善。此外，简约适配度指数(PGFI)为0.711 (>0.5)，说明模型兼具简洁性与有效性。综上所述，模型各项拟合指标均达到或优于建议值，表明模型可以较好地反映数据的内在结构，可用于后续的路径分析与假设检验。
基于良好的模型拟合结果，本研究进一步分析了变量间的标准化路径系数(如表7)，以考察工作压力、组织及社会支持、焦虑与职业倦怠之间的直接影响机制，可以得出以下结论：
(1) 工作压力对焦虑影响时，标准化路径系数值为0.739 > 0，并且此路径呈现显著(z = 11.085，p < 0.001，以***表示)，因而说明工作压力对焦虑产生显著的正向影响关系。
(2) 焦虑对职业倦怠影响时，标准化路径系数值为0.283 > 0，并且此路径呈现显著(z = 4.565，p < 0.001，以***表示)，因而说明焦虑对职业倦怠产生显著的正向影响关系。
(3) 工作压力对职业倦怠影响时，标准化路径系数值为0.297 > 0，并且此路径呈现显著(z = 2.953，p = 0.003 < 0.01)，因而说明工作压力对职业倦怠产生显著的正向影响关系。
(4) 组织支持对职业倦怠影响时，标准化路径系数值为−0.316 < 0，并且此路径呈现显著(z = −5.355，p < 0.001，以***表示)，因而说明组织支持对职业倦怠产生显著的负向影响关系。
(5) 社会支持对职业倦怠影响时，标准化路径系数值为−0.174 < 0，并且此路径呈现显著(z = −3.055，p = 0.002 < 0.01)，因而说明社会支持对职业倦怠产生显著的负向影响关系。
Table 7. Model path coefficients and significance results
表7. 模型路径系数及显著性结果
路径 |
STD-Estimate |
Estimate |
S.E. |
C.R. |
P |
工作压力→焦虑 |
0.739 |
16.595 |
1.497 |
11.085 |
*** |
焦虑→职业倦怠 |
0.283 |
0.021 |
0.005 |
4.565 |
*** |
工作压力→职业倦怠 |
0.297 |
0.497 |
0.168 |
2.953 |
0.003 |
组织支持→职业倦怠 |
−0.316 |
−0.406 |
0.076 |
−5.355 |
*** |
社会支持→职业倦怠 |
−0.174 |
−0.093 |
0.03 |
−3.055 |
0.002 |
本研究采用Bootstrap法对焦虑在工作压力与职业倦怠之间的中介作用进行检验，抽样次数为5000次，置信区间为95%。由表8可知，工作压力对职业倦怠的总效应为0.847，且显著。进一步分解发现，其直接效应值为0.497 (95% CI: [0.165, 0.926], P = 0.002)，以及通过焦虑产生的间接效应值为0.350 (95% CI: [0.182, 0.583], P < 0.001)，二者均达到显著水平。这说明焦虑在工作压力与职业倦怠之间扮演了部分中介的角色，其中介效应占总效应的比例为41.3%。该结果验证了研究假设，即工作压力不仅会直接导致职业倦怠，还会通过提升焦虑水平这一间接路径对职业倦怠产生影响。
Table 8. Mediation effect test results
表8. 中介效应检验结果
效应名称 |
路径 |
Estimate |
Lower |
Upper |
P |
直接效应 |
工作压力→职业倦怠 |
0.497 |
0.165 |
0.926 |
0.002 |
间接效应 |
工作压力→焦虑→职业倦怠 |
0.350 |
0.182 |
0.583 |
0.000 |
总效应 |
工作压力→职业倦怠 |
0.847 |
0.522 |
1.262 |
0.000 |
4. 研究结论
本研究通过构建结构方程模型对社区工作者职业倦怠的影响机制进行实证检验，主要结论如下：(1) 职业倦怠现状普遍，亟需关注。本研究样本中，社区工作者职业倦怠总体处于中度水平，检出率达53.7%。其中，“去人格化”维度问题最为突出，表明其在服务过程中普遍存在情感疏离与冷漠态度，这对其服务质量与个人身心健康均构成负面影响。(2) 工作压力是核心驱动因素，焦虑起关键中介作用。工作压力不仅对职业倦怠产生直接正向影响(β = 0.297, P < 0.01)，还通过引发焦虑情绪对职业倦怠产生间接影响。中介效应分析表明，焦虑的部分中介效应占比高达41.3%，清晰地揭示了“工作压力→焦虑→职业倦怠”的内在作用路径。(3) 组织支持是重要的保护性因素：组织支持对职业倦怠具有显著的直接负向影响(β = −0.316, P < 0.001)，其影响力度在所考察的因素中最为突出。这表明，来自组织的务实支持、价值认同与利益关怀，是缓解员工情绪损耗、提升工作投入最为关键的外部资源。(4) 社会支持发挥缓冲作用：社会支持同样对职业倦怠具有显著的直接负向影响(β = −0.174, P < 0.01)。这证实了来自家庭、朋友等的社会支持网络能够为社区工作者提供情感慰藉与实际帮助，是抵御职业倦怠不可或缺的缓冲力量。
本研究作为一项横断面调查，在因果推断方面存在固有局限，例如工作压力与职业倦怠间的双向作用机制未能充分揭示。同时，样本仅取自江苏省单一区域，其结论在全国不同发展水平社区的推广价值有待验证。研究方法上依赖自陈式问卷，存在共同方法偏差的可能，且模型尚未纳入个体心理韧性、领导风格等重要变量。展望未来，建议通过纵向研究设计厘清变量间的因果关系，开展跨区域比较以增强结论的普适性，并采用质性研究与量化方法相结合的混合研究路径，深入探索社区工作者的真实体验。此外，引入多源数据(如客观工作指标)并拓展理论框架，将有助于构建更系统的影响机制模型，为制定精准有效的干预策略提供更坚实的科学基础。
基金项目
扬州大学科创基金项目“基层治理现代化背景下社区工作者的职业倦怠研究”，编号XCX20240968。