1. 引言
职业倦怠是个体因对自己所从事的职业抱有过高期望和无法缓解的巨大压力而产生的情绪、社会性和自我认知等方面的不良状态，主要表现为情绪衰竭、人格解体和自我成就感降低等现象[1]。当工作对从业者的能力、资源要求过度，从而使之感到压力过载、身心俱疲时，就形成了职业倦怠。近几年，新冠疫情的影响引发了经济发展的持续波动，企业员工的工作稳定性也受到威胁，而体制内的岗位则凭借其高福利、高稳定性得到了许多求职者的青睐，社会再度掀起一股“考编热潮”。研究表明，公务员是职业倦怠比例最高的职业之一[2]，公务员作为体制内的国家公职人员，其工作内容往往涉及到国家各个重要领域，工作效果影响到政府职能的实现和国家政策的执行，而体制内员工的工作效果与“服务型政府”的建设密切相关，因此，研究体制内员工的职业倦怠及其影响因素对于改善政府部门员工的工作效果具有重要的实践意义。
Herzberg提出的双因素理论也叫保健因素–激励因素理论，他认为，保健因素是指能满足员工基本需求而保障其不会产生不满意心理，同时也不能激发其工作积极性的因素，诸如工作环境、收入、同事关系等；激励因素是指能够激发员工工作热情的因素，若没有激励因素，员工也不会产生不满情绪，激励因素包括晋升机会、能力发挥、受人尊重等[3]。长期以来，体制内员工的保健因素已得到充分满足，而激励因素往往被忽略，同时面对着繁重的工作任务和枯燥单一的工作内容所带来的双重挑战，体制内员工的工作热情和兴趣很容易大打折扣，这也加剧了职业倦怠现象的形成。提升体制内员工的社会支持感，同时引入竞争激励机制，化压力为动力，是缓解职业倦怠的有效措施[4]。
Siegrist提出的付出–回报失衡(Effort-Reward Imbalance, ERI)模型能够有效评估工作环境中的社会心理因素，同时也是衡量压力的模型之一[5]。工作中的付出包括外在要求和内在投入，回报则主要有金钱、尊重和晋升机会三种形式[6]。该模型假设付出高于回报会产生心理不平衡感，从而引发个体的负面情绪和压力感知。大量实证研究表明，ERI与个体生理健康、心理健康密切相关[7] [8]，员工感知的付出回报感越低，则表示其在工作中付出与收获之间的差距越大，也更容易产生职业倦怠感。组织中保健因素和激励因素的缺乏也是造成付汇与回报失衡的重要原因[9]。
工作满意度是个体对其所从事的职业以及工作条件和状况的一种总体、带有感情色彩的感受与看法[10]。作为一种积极的情绪状态，工作满意度能够负向预测职业倦怠，即员工对工作越满意，其产生职业倦怠的可能越低[11]。充足的保健因素和激励因素能够提升员工的工作满意度，其中，保健因素对工作整体满意度的影响大于激励因素[12]。当员工的基本需求得不到及时满足，则会处于较低的工作满意度，更容易对当前的工作产生负面情绪，也不利于其职业发展。
职业倦怠受到组织支持、工作压力、情绪劳动、工作满意度等多种因素的影响[13]-[15]，长期陷入职业倦怠状态将严重影响员工的工作效率和身心健康，虽然体制内员工的工作压力相对较小，但如何缓解其职业倦怠感，以更饱满的精神状态服务于民，仍是值得研究的重要问题。已有关于职业倦怠的研究集中在教师[16] [17]、医护人员[18] [19]等服务型职业，研究内容也多数在探讨职业倦怠的影响因素和对策，其中，以社会支持[2] [20]和工作压力[21] [22]等因素为主要研究内容，而关于保健因素、激励因素和付出回报感的研究较少。基于此，本文以体制内员工为研究对象，采用实证分析方法，探讨保健因素、激励因素、付出回报感、工作满意度与职业倦怠的关系，为减轻体制内员工的职业倦怠提供参考借鉴。
2. 文献回顾与研究假设
2.1. 保健–激励因素与职业倦怠
双因素理论由Herzberg在20世纪50年代提出，与马斯洛需求层次理论一同构成了衡量组织员工工作需求的理论基础。国内关于双因素理论的研究起步于20世纪末期，并于21世纪逐渐兴盛。保健因素能够满足员工的基本需求，消除其不满意情绪，但很难激发员工的工作积极性[23]，保健因素得到满足，能够从根本上提升员工的工作幸福感，缓解职业倦怠现象[24]。激励因素多来自于工作本身，员工期望从工作中获得发展，它提供的心理激励则能促使员工去追求目标和自我实现，给员工带来成就感，从而达到内心的满足[23]。组织内长期存在“保健因素主导，激励因素缺失”的现象，保健因素在满足员工基本需求的同时，还需要承担激励功能[25]，这种保健因素的功能错位使得员工难以得到激励，从而产生职业倦怠现象。在高负荷、长时间的工作下，保健因素受到威胁，激励因素更难以发挥作用，员工产生职业倦怠的概率大大提升[26]。关于双因素理论的实证研究表明，保健因素、激励因素与职业倦怠呈负相关关系[4]。基于此，本文提出以下假设：
H1：保健–激励因素能够负向影响职业倦怠；
H1a：保健因素能够负向影响职业倦怠；
H1b：激励因素能够负向影响职业倦怠。
2.2. 付出回报感的中介作用
保健因素作为员工工作的基本保障，发挥着保持付出–回报平衡的作用，当保健因素充足时，员工便不会产生付出回报失衡感。激励因素在付出–回报模型中发挥着积极作用，当激励因素充足时，员工可以获得超过平衡之外的回报感，此时付出回报感也得到相应提升，付出–回报模型失衡则是激励因素与保健因素同时缺乏的结果。相关研究表明，长期处于高付出低回报的状态会引发个体强烈的负面情绪，从长远看，这会导致各种形式的生理和心理疾病[27]，并减少员工的工作满意度[28]，从而增加职业倦怠。相反，较高的工作回报感对员工保持身心健康起着促进作用[29]，付出与回报的平衡能够帮助员工有效处理工作压力，缓解身心疲劳[30]。当前关于付出回报感与职业倦怠的研究较少，保健因素、激励因素和付出回报感如何影响职业倦怠也不得而知。基于此，本文提出以下假设：
H2：付出回报感在保健–激励因素和职业倦怠之间起着中介作用；
H2a：保健因素增加能够增强员工的付出回报感，从而减少职业倦怠；
H2b：激励因素增加能够增强员工的付出回报感，从而减少职业倦怠。
2.3. 工作满意度的调节作用
工作满意度作为衡量员工职业生活质量的重要心理指标，其影响因素较为复杂，工作压力、表达机会、身体健康状况、工作时间[31]、晋升机会和工作环境[32]等都会影响员工的工作满意度。Adams的公平理论认为，员工的工作满意度是社会比较后的结果[33]，人们会把个人的付出回报与他人相比，也会把现在的付出回报与过去相比，如果付出回报比平衡，便会产生满意、公平的心情，从而努力工作，而付出回报比的失衡则会使之产生不公平感，工作积极性也随之下降。高付出、低回报形成的付出–回报失衡与工作满意度呈负相关关系，与员工的离职意向呈正相关关系[34]。工作满意度较高的员工，在付出回报感较低的情况下，会更加积极地调节自己的心态，而工作满意度较低的员工，在面对相同情境时，更容易产生消极倦怠感。基于此，本文提出以下假设：
H3：工作满意度在付出回报感和职业倦怠之间起着调节作用；
综上所述，本文提出关于保健因素、激励因素、付出回报感、职业倦怠和工作满意度之间有调节的中介模型如图1所示。
Figure 1. Diagram of the study model
图1. 研究模型图
3. 数据、变量与方法
3.1. 数据来源
研究使用中国劳动力动态调查(CLDS) 2018年的横截面数据，本次调查覆盖28个省，共16536个样本，本文以体制内员工为研究对象，选择“是否有编制”中回答“是”的样本，对数据进行清洗筛选后，共得到713个样本，其中男性47.6%，女性52.4%，平均年龄47.3岁，高中及以下学历占30.7%，高中以上学历占69.3%。由于CLDS 2018数据来自于被调查者的主观自我报告，因此本文利用Harman单因素分析检验是否存在共同方法偏差，结果显示第一个因子的贡献率为39.63%，小于临界值40%，故不存在严重的共同方法偏差问题。
3.2. 变量及测量
3.2.1. 因变量
本文选取职业倦怠作为因变量，职业倦怠是由于工作压力和资源需求所造成的个体生理、心理上的负面状态，本文选取CLDS问卷中“工作让我感觉身心俱疲”和“整天工作对我来说确实压力很大”的两个题项来测量体制内员工的工作压力和身体疲惫状况，经过重新编码赋值后，采用李克特五点计分，1表示“完全不同意”，2表示“不太同意”，3表示“一般”，4表示“比较同意”，5表示“非常同意”，得分加权平均后即为职业倦怠总分，分数越高职业倦怠感越强烈，职业倦怠的Cronbach’s α系数为0.840。
3.2.2. 自变量
本文选取的自变量为保健因素和激励因素。保健因素选择了问卷中员工对收入、工作环境、工作合作者和工作时间的满意度，激励因素选择了员工对工作中获得的尊重、晋升机会、能力发挥和观点表达的满意度，二者均采用李克特五点计分，1表示“完全不满意”，2表示“不太满意”，3表示“一般”，4表示“比较满意”，5表示“非常满意”，各项得分加权平均后即为保健因素、激励因素总分，分数越高，表明保健因素、激励因素越充足。保健因素各项Cronbach’s α系数为0.784，KMO值为0.779，累计方差为61.66%，适合做因子分析，利用主成分分析法提取出一个公因子，命名为“保健因素”；激励因素各项Cronbach’s α系数为0.818，KMO值为0.796，累计方差为65.74%，适合做因子分析，利用主成分分析法提取出一个公因子，命名为“激励因素”。
3.2.3. 中介变量
本文选取付出回报感为中介变量。当个体得到的回报大于付出的部分越多，付出回报感就越强。选取CLDS问卷中“您认为您目前的生活水平和您在工作上的努力比起来是否公平？”一题来测量，经过重新编码赋值后，命名为“付出回报感”，采用李克特五点计分，1表示“完全不公平”，2表示“不太公平”，3表示“一般”，4表示“比较公平”，5表示“非常公平”，得分越高，付出回报感越强。
3.2.4. 调节变量
本文选取工作满意度为调节变量。工作满意度是员工对工作内容、环境、条件等因素的综合评价，选取问卷中“对工作整体满意度的评价”一题来测量员工的工作满意度，采用李克特五点计分，1表示“完全不满意”，2表示“不太满意”，3表示“一般”，4表示“比较满意”，5表示“非常满意”，得分越高，员工工作满意度越高。
3.2.5. 控制变量
文章的控制变量包括性别(1 = 男，2 = 女)、年龄、受教育程度(1 = 高中及以下，2 = 大学，3 =研究生及以上)和婚姻状况(1 = 未婚，2 = 已婚)。
3.3. 数据处理
本文使用SPSS 26.0对主要变量进行统计描述分析，通过Pearson相关法分析主要变量之间的相关关系，利用Hayes开发的插件Process 3.5中的模型4和模型14来检验付出公平感在保健因素、激励因素和职业倦怠之间的中介作用，以及工作满意度对付出公平感和职业倦怠之间关系的调节作用，通过Bootstrap抽样法进一步检验中介和调节作用，设置抽样5000次，95%的置信区间。
4. 实证分析
4.1. 统计描述与相关分析
本文主要变量的均值及相关性结果如表1所示，其中保健因素均值(M = 3.622)略高于激励因素(M = 3.577)，表明体制内员工获得的保健因素多于激励因素。职业倦怠均值为1.199，表明当前体制内员工的职业倦怠感较低。相关分析表明，保健因素、激励因素、付出回报感与工作满意度之间存在显著正相关关系，保健因素、付出回报感、工作满意度与职业倦怠呈显著负相关关系，而激励因素与职业倦怠之间并无直接显著的相关关系(r = 0.017, p > 0.05)，付出回报感与职业倦怠的负相关关系最强(r = −0.324, p < 0.001)。
Table 1. Descriptive statistics and correlation analysis of key variables
表1. 主要变量的描述性统计和相关分析
| 变量 |
平均值 |
标准差 |
1 |
2 |
3 |
4 |
| 1保健因素 |
3.622 |
0.654 |
|
|
|
|
| 2激励因素 |
3.577 |
0.636 |
0.594*** |
|
|
|
| 3付出回报感 |
3.430 |
0.872 |
0.441*** |
0.190*** |
|
|
| 4工作满意度 |
3.760 |
0.669 |
0.730*** |
0.660*** |
0.366*** |
|
| 5职业倦怠 |
1.199 |
0.549 |
−0.281*** |
0.017 |
−0.324*** |
−0.214*** |
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001 (下同)。
4.2. 体制内外员工职业倦怠的差异性分析
研究对体制内和体制外员工职业倦怠进行了差异分析，独立样本t检验结果如表2所示，体制内和体制外员工职业倦怠存在显著差异(t = −25.907, p < 0.001)，体制内员工职业倦怠得分均值为1.199，体制外职业倦怠得分均值为2.566，体制外员工职业倦怠显著高于体制内。进一步的回归分析如表3所示，保健因素对体制内外员工职业倦怠均具有显著负向影响(p < 0.001)，且体制外保健因素的影响作用更大(−0.754 < −0.379)；激励因素对体制内外员工职业倦怠均具有显著正向影响(p < 0.001)，体制外激励因素的影响作用更大(0.431 > 0.253)。
Table 2. Independent samples t-test results of burnout among employees inside and outside the system
表2. 体制内外员工职业倦怠的独立样本t检验结果
| 职业倦怠 |
自变量 |
N |
M |
SD |
t |
|
体制内 |
713 |
1.199 |
0.549 |
−25.907*** |
|
体制外 |
611 |
2.566 |
1.196 |
|
Table 3. Regression analysis of burnout of employees inside and outside the system
表3. 体制内外员工职业倦怠的回归分析结果
| 因变量 |
自变量 |
体制内 |
体制外 |
| B |
S.E. |
B |
S.E. |
| 职业倦怠 |
常量 |
1.966*** |
0.193 |
3.635*** |
0.416 |
| 性别 |
−0.034 |
0.041 |
0.143 |
0.093 |
| 年龄 |
−0.005 |
0.002 |
0.000 |
0.005 |
| 受教育程度 |
0.026 |
0.033 |
0.000 |
0.098 |
| 婚姻状况 |
−0.028 |
0.061 |
−0.113 |
0.131 |
| 保健因素 |
−0.379*** |
0.037 |
−0.754*** |
0.075 |
| 激励因素 |
0.253*** |
0.038 |
0.431*** |
0.079 |
4.3. 付出回报感的中介效应分析
利用Process 3.5中的模型4检验保健因素、激励因素、付出回报感与职业倦怠之间的关系。首先，对保健因素、付出回报感和职业倦怠间的关系进行分析，将性别、年龄、婚姻状况和受教育程度纳入控制变量后，分析结果如表2所示，保健因素对职业倦怠具有显著负向影响(β = −0.235, p < 0.001)，保健因素对付出回报感具有显著正向影响(β = 0.594, p < 0.001)。当保健因素与付出回报感同时预测职业倦怠时，付出回报感对职业倦怠具有显著负向影响(β = −0.156, p < 0.001)，此时保健因素对职业倦怠的负向影响仍然显著(β = −0.143, p < 0.001)，模型整体对职业倦怠变异程度的解释率为13.8%。假设H1a得到验证。进一步的中介效应分析如表3所示，保健因素对职业倦怠的直接效应值为−0.143，95%的置信区间为[−0.208, −0.077]，付出回报感的中介效应值为−0.093，95%的置信区间为[−0.132, −0.058]，直接效应和间接效应的置信区间均不包含0，表明付出回报感在保健因素对职业倦怠的影响中起到部分中介作用，中介效应比为39.57%，假设H2a得到验证。保健因素、付出回报感与职业倦怠之间的关系如图2所示。
Figure 2. Diagram of the mediation model of sense of payoff between health care factors and burnout
图2. 付出回报感在保健因素与职业倦怠之间的中介模型图
其次，对激励因素、付出回报感和职业倦怠间的关系进行分析。同样将性别、年龄、婚姻状况和受教育程度作为控制变量纳入，分析结果如表4所示，激励因素对职业倦怠无显著影响(β = 0.028, p > 0.05)，这与假设H1b不符，故H1b不成立。激励因素对付出回报感具有显著正向影响(β = 0.251, p < 0.001)，当激励因素与付出回报感同时预测职业倦怠时，付出回报感对职业倦怠具有显著负向影响(β = −0.213, p < 0.001)，此时激励因素对职业倦怠有显著的正向影响(β = 0.081, p < 0.05)，模型整体对职业倦怠变异程度的解释率为12.4%，付出回报感在激励因素和职业倦怠之间起着遮掩作用。Bootstrap法计算结果如表5所示，总效应95%的置信区间[−0.036, 0.092]包含0，激励因素对职业倦怠的影响并不显著，在纳入付出回报感的中介作用后，直接效应为0.081，95%的置信区间为[0.020, 0.143]，间接效应为−0.053，95%的置信区间为[−0.086, −0.026]，根据温忠麟[35]的观点，总效应不显著，直接效应和间接效应均显著且异号时，中介变量在自变量对因变量的关系中具有遮掩效应，即付出回报感在激励因素与职业倦怠的关系中产生了遮掩效应，遮掩效应值为0.654，因此H2b不成立。
Table 4. Mediation modeling tests for payoff perceptions
表4. 付出回报感的中介模型检验
| 结果变量 |
预测变量 |
R |
R² |
F |
β |
LLCI |
ULCI |
| 职业倦怠 |
保健因素 |
0.298 |
0.089 |
13.729 |
−0.235*** |
−0.296 |
−0.175 |
| 付出回报感 |
保健因素 |
0.443 |
0.196 |
34.53 |
0.594*** |
0.503 |
0.684 |
| 职业倦怠 |
保健因素 |
0.371 |
0.138 |
18.802 |
−0.143*** |
−0.208 |
−0.077 |
| 付出回报感 |
−0.156*** |
−0.204 |
−0.108 |
| 职业倦怠 |
激励因素 |
0.120 |
0.014 |
2.055 |
0.028 |
−0.036 |
0.092 |
| 付出回报感 |
激励因素 |
0.197 |
0.039 |
5.716 |
0.251*** |
0.150 |
0.352 |
| 职业倦怠 |
激励因素 |
0.352 |
0.124 |
16.612 |
0.081* |
0.020 |
0.143 |
| 付出回报感 |
−0.213*** |
−0.257 |
−0.168 |
Table 5. Analysis of the mediating effect of sense of payoff on health care-motivational factors and burnout
表5. 付出回报感对保健–激励因素与职业倦怠的中介效应分析
| 自变量 |
效应 |
效应值 |
BootSE |
LLCI |
ULCI |
| 保健因素 |
总效应 |
−0.235 |
0.031 |
−0.296 |
−0.175 |
| 直接效应 |
−0.143 |
0.033 |
−0.208 |
−0.077 |
| 间接效应 |
−0.093 |
0.019 |
−0.132 |
−0.058 |
| 激励因素 |
总效应 |
0.028 |
0.033 |
−0.036 |
0.092 |
| 直接效应 |
0.081 |
0.031 |
0.020 |
0.143 |
| 间接效应 |
−0.053 |
0.015 |
−0.086 |
−0.026 |
4.4. 工作满意度的调节效应分析
利用Process 3.5中的模型14来检验工作满意度在付出回报感对职业倦怠产生影响的过程中是否存在调节效应。首先分析工作满意度在保健因素通过付出回报感对职业倦怠产生影响过程中的调节作用。如表6、表7所示，保健因素、付出回报感对职业倦怠的负向影响作用显著，工作满意度对职业倦怠的影响不显著，付出回报感与工作满意度的交互项系数显著(Coeff = 0.083, p < 0.01)，即付出回报感与职业倦怠关系受到了工作满意度的调节作用。进一步简单斜率分析如图3所示，在低工作满意度(M − 1SD)下，付出回报感对职业倦怠的负向影响作用比高工作满意度水平(M + 1SD)下更显著，在保健因素通过付出回报感影响职业倦怠的作用路径中，工作满意度调节了后半段的关系，H3得到验证。由于激励因素与职业倦怠没有显著关系，在激励因素通过付出回报感影响职业倦怠的路径中，工作满意度与付出回报感的交互项系数不显著(Coeff = 0.051, p > 0.05)，因此不存在调节作用。
Figure 3. Moderating effect of job satisfaction between sense of reward for giving and burnout
图3. 工作满意度在付出回报感和职业倦怠之间的调节作用
Table 6. Moderating effects test for job satisfaction
表6. 工作满意度的调节效应检验
| 变量 |
Coeff |
SE |
LLCI |
ULCI |
t |
p |
| 保健因素 |
−0.165 |
0.045 |
−0.254 |
−0.076 |
−3.649 |
0.000 |
| 付出回报感 |
−0.154 |
0.025 |
−0.202 |
−0.105 |
−6.264 |
0.000 |
| 工作满意度 |
0.043 |
0.043 |
−0.042 |
0.128 |
0.993 |
0.321 |
| 付出回报感 × 工作满意度 |
0.083 |
0.026 |
0.031 |
0.135 |
3.159 |
0.002 |
Table 7. Moderating effects at different levels of job satisfaction
表7. 工作满意度不同水平上的中介效应
| 项目 |
工作满意度水平 |
Effect |
BootSE |
BootLLCI |
BootULCI |
| 调节效应 |
−0.669 |
−0.124 |
0.023 |
−0.171 |
−0.080 |
| 0.000 |
−0.091 |
0.018 |
−0.129 |
−0.057 |
| 0.669 |
−0.058 |
0.019 |
−0.097 |
−0.022 |
5. 讨论与结论
5.1. 讨论
研究以体制内员工为对象，利用CLDS2018问卷调查的数据，通过实证分析对保健因素、激励因素、付出回报感、工作满意度和职业倦怠之间的关系进行了研究，下面将对本文主要研究发现进行讨论。
第一，体制内员工的职业倦怠显著低于体制外，而保健、激励因素对体制外员工职业倦怠的作用大于对体制内员工。从当前的就业环境来看，体制外员工面临着激烈的市场竞争和更高的生存压力，长期高强度的工作容易增加身体和心理的双重疲劳，从而产生职业倦怠，相比之下，体制内工作更稳定，面临的竞争和生存压力较小，工作起来也相对轻松，其职业倦怠程度更低。从保健、激励因素的作用来看，体制内员工的晋升渠道和薪酬水平有严格的规定限制，保健、激励因素相对较为固定，因此对体制内员工的职业倦怠作用也相对较小；而体制外员工的保健、激励因素则更容易受到企业环境和个人绩效的影响，波动性相对较强，而受到劳动市场优胜劣汰的影响，员工在工作中面临着更高的风险和不确定性，因此对保健、激励因素的需求也更迫切，二者的细微波动都可能对职业倦怠产生重要影响。
第二，保健因素对职业倦怠具有显著负向影响，体制内员工获得的保健因素越多，其产生职业倦怠的可能越低，这与已有研究结论一致[36]。适当的保健因素能够维持员工工作状态的稳定，对员工的职业倦怠起到预防性作用。当员工认为工作收入、工作环境、工作合作者和工作时间安排都在可接受水平之上时，员工就不会产生对工作的不满，从而按部就班做好分内工作。而当保健因素在员工的可接受水平之下时，就会产生对工作的不满，在工作中表现出动力不足、身心疲倦等状态，形成负面情绪，加重职业倦怠。另外，研究发现激励因素的多少对职业倦怠没有显著的影响，这与已有研究结论有所不同[4]。一般认为激励因素能够激发员工的工作积极性，也有利于减少职业倦怠，但本研究认为，由于体制内工作的特殊性，员工受到严格的规章制度约束，可能难以放开手脚进行富有创造性的工作，加上工作内容繁杂，晋升限制条件多，竞争激烈，员工即便有晋升机会，也会因为主客观条件难以满足而降低竞争意愿，激励因素的积极作用难以发挥，员工的职业倦怠也就不能得到缓解。
第三，付出回报感在保健因素与职业倦怠之间发挥着部分中介作用，保健因素的增加能够显著提升员工付出回报感从而缓解职业倦怠。保健因素在满足员工基本需求方面发挥着重要作用，当员工努力工作后，基本需求得到满足，就会获得一定的付出回报感，保健因素越充足，这种付出回报感就越强，得到的回报越多，越能激发员工的工作热情，从而缓解其职业倦怠。体制内员工在工作稳定性方面拥有天然的优势，其工作福利较好，日常工作时间也相对较少，因此体制内员工的保健因素相对充足，这也就有利于其维持较高的付出回报感，保持良好的工作状态，积极完成工作任务，而不易产生职业倦怠。
第四，付出回报感在激励因素与职业倦怠之间起到遮掩作用，激励因素对职业倦怠无直接相关关系，在纳入付出回报感后，激励因素能够通过正向影响付出回报感而缓解职业倦怠。前面已经提到，由于体制内工作的特殊性，激励因素可能难以直接对职业倦怠产生影响，而如果充足的激励因素让员工有能力发挥的空间，并通过自身的努力获得了一定成就，那么员工的付出回报感也会得到增强，也能让员工保持积极向上，努力进取的心态，有利于减轻职业倦怠。
第五，工作满意度在付出回报感与职业倦怠之间起到调节作用，在低工作满意度水平下，付出回报感对职业倦怠的负向影响作用比高工作满意度水平下更显著。这一发现与已有研究结论一致[14] [37]，工作满意度作为员工衡量职业生活的重要心理指标，带有一定的主观性和个人情感，且能够对员工的工作情绪和状态产生影响，较高的工作满意度能够有效调节员工情绪，激发工作潜能，补充被压力消耗的能力，缓解压力带来的负面影响，从而有利于减轻员工的职业倦怠。在工作满意度较低的情况下，员工需要更多的其他因素来调节其职业倦怠，此时高付出回报感的负向作用会更凸显。相反，若员工已经具有较高的工作满意度，那么其职业倦怠感会较小，此时付出回报感的负向作用也就相对减少。
5.2. 结论
研究从双因素理论视角出发，探讨了保健因素、激励因素对体制内员工职业倦怠的影响，以及付出回报感的中介作用和工作满意度的调节作用，结果发现保健因素对体制内员工的职业倦怠有负向影响，激励因素对体制内员工的职业倦怠无直接作用，付出回报感在保健因素与职业倦怠之间起到部分中介作用，工作满意度能够调节付出回报感对职业倦怠的负向影响。以上研究发现为缓解员工职业倦怠提供了新的理论参考，有利于体制内员工心态建设，保持良好的工作状态，为人民提供更优质的服务。
本文还存在一些局限性。第一，研究使用CLDS2018年的横截面调查数据，因此无法确认变量之间的关系是因果关系，也难以从纵向角度考察保健–激励因素的变化可能对职业倦怠产生的影响；第二，由于可使用的数据库有限，缺少疫情之后的相关数据，在疫情期间保健因素可能更受体制内员工的青睐，未来可以考察保健因素和激励因素重要性的变化；第三，研究以体制内员工为对象，体制内工作的特殊性使得研究结论可能不适用于其他劳动行业，未来可针对体制外员工进行进一步实证分析，丰富职业倦怠的相关研究结论。