摘要：运用元分析方法探讨大三人格维度与职业倦怠的关系.通过文献检索，收集国内有关大三人格与职业倦怠关系的研究文献23篇，总样本量为10803，运用Comprehensive meta-analysis V2.0软件进行效应分析与调节效应检验.元分析结果表明，内外向、神经质、精神质与情感耗竭、人格解体维度以及精神质与低成就感的效应值均为中等；内外向、神经质与低成就感的效应值为小效应；大三人格与职业倦怠三维度之间的相关受被试类型、文献类型、测量工具的调节.结论：内外倾与职业倦怠三维度负相关，神经质、精神质与职业倦怠三维度正相关.
关键词：EPQ；职业倦怠；元分析；调节效应
0引言
职业倦怠，也称“工作倦怠”、“工作耗竭”、“职业枯竭”等，Freudenberger[1]首次提出职业倦怠这一概念，随着第一届国际职业倦怠研讨会(1981年)召开，职业倦怠被认为是一种在以人为服务对象的职业领域中，工作者心理功能与工作行为等方面的身心耗竭状态，包括情感耗竭、人格解体和个人成就感降低等表现[2].其被视为现代生活的疾病，引起了社会各界的广泛关注，其研究领域涉及心理学、管理学等不同学科[3]，特别在组织行为学与人力资源管理领域[4].
职业倦怠中的情感耗竭隶属于个体压力维度，是职业倦怠的核心成分，指向个体情绪过度消耗、资源枯竭的状态；人格解体指向个体的人际关系维度，包括对工作对象的疏远、低情感反应等状态；个人低成就感考查的是个体对自我期待、自我效能的消极评价[5].关于职业倦怠的测量，Maslach和Jackson在1986年编制的职业倦怠问卷(maslach burnout inventory, MBI)是应用最广泛的测量工具[6]，涵盖其概念内涵的三个维度，其中，情感耗竭9个项目，人格解体5个项目，个人成就感降低8个项目.MBI量表有三个修订版：MBI-HSS(MBI-human services survey)、MBI-ES(MBI-educators survey)和MBI-GS(MBI-general survey)[7].李超平等[8]修订了中文版的MBI-GS，且其信效度良好.李永鑫等[9]修订了适用于中国文化背景的CMBI(Chinese MBI).刘晓丽[10]编制了高校教师工作倦怠量表，把工作倦怠分为组织去人性化、情感耗竭、科研耗尽感和个人成就感降低四个维度.职业倦怠会引起员工身体、情绪、态度、行为以及人际等诸多问题[11]，还会对家庭和谐程度与工作绩效产生消极影响[12].
人格是个体独特而稳定的思维方式和行为风格，它决定着人与人之间的行为差异性，并会影响职业倦怠[13].研究证实，人格特质是预测个体职业倦怠状况的重要前因变量之一[6,14-15].国外研究表明，缺乏坚韧性、低自尊、外控型、A型人格以及消极、防御的压力应对模式与职业倦怠具有较高的相关[16].Gandoy-Crego等[17]发现人格特征和护士职业倦怠呈显著相关.Kokkinos[18]的研究结果证实了情感枯竭和去个性化维度更多与情境有关，而个人成就感维度则更多与个体变量相关.
艾森克认为人格是个体稳定的行为模式的总和，并采用因素分析法把人格分为三个维度：内外倾(E)、神经质(N)和精神质(P).内倾-外倾是性格的基本类型，内倾的人受环境影响大，情绪稳定，不擅长社交；外倾的人不易受环境影响，情绪不受控制，社交广泛；神经质又称情绪稳定性，情绪不稳定的个体容易高焦虑；精神质又称倔强性，高分者以自我为中心，低分者温柔顺从.此模型又称为大三人格理论.据此三维度，艾森克编制了艾森克人格问卷(EPQ人格问卷).已有研究发现内外倾与职业倦怠的三个维度存在显著负相关[19-22].神经质、精神质均与职业倦怠三维度呈显著正相关[19,21,23-24]；李永鑫等[20]研究发现神经质只与情感耗竭显著正相关，精神质只与人格解体显著正相关；崔志清等[22]发现精神质与人格解体和低成就感两维度显著正相关，而郭月平等[25]研究则发现精神质与情感耗竭和人格解体显著正相关.
随着社会经济的快速发展，城市已成为人类活动最为剧烈的区域，其生态环境受到工业生产、城市建设、交通运输和居民生活的多重影响（范佳民等，2014）。道路灰尘是城市Pb、Cd等微量重金属以及许多有毒物质的重要载体，在一定外动力条件下容易再次扬起并最终通过摄食、呼吸和皮肤接触等暴露途径对人体健康造成潜在威胁（田华等，2018）。
从大三人格与职业倦怠的已有研究来看，不同的人格维度对职业倦怠的三个维度预测作用是不同的，且各研究的结论存在差异.鉴于以上研究结果不一致，故本研究采用元分析的方法，综合国内大三人格与职业倦怠关系的研究结果，考察大三人格与职业倦怠的关系.此外，通过调节变量的设置，结合已有文献的信息报告情况[26-27]，分析被试类型、文献类型、测量工具以及被试性别对二者关系的调节作用，以期为今后的职业心理的干预与组织管理工作提供参考.
（5）加样回收率试验：取同样已测定的木香药材6份，每份约0.15 g，每份均加入去氢木香烃内酯与木香烃内酯对照品，按照“2.1.3”项方法制备，每次进样10 μL，求得平均加样回收率分别为100.6%、101.1%，RSD分别为0.89%、1.61%，表明回收率良好。
1 研究方法
1.1 文献搜集、排除与纳入
使用中国期刊网(CNKI)、中国博士学位论文全文数据库、中国硕士学位论文全文数据库、维普期刊网、万方数据库、百度学术，对国内有关职业倦怠与人格关系的研究进行检索.职业倦怠检索词为倦怠、职业倦怠、工作倦怠、耗竭，人格检索词为人格、艾森克、大三人格、EPQ.
对搜集到的文献特征进行编码，包括作者(年份)、被试类型、样本量、职业倦怠的测量工具、女性比例、文献类型等.具体见表1.文献编码与效应值获取依据如下标准：(1) 大三人格与职业倦怠均为多维变量，为了更加精细的考察二者间的关系，分别对大三人格各维度与职业倦怠各维度的相关系数进行编码；(2)纳入文献中被试包括中小学教师[20,28-30]、大学教师[21,31-32]、辅导员[33]、学校心理咨询师[34]、医生[4]、护士[22-23,35-40]、医务工作者[41-42]、企业员工[7]、警察[24]等类型.由于涉及某些被试群体的研究太少，如警察(1篇)、专职辅导员(1篇)、学校心理咨询师(1篇).故对被试类型进行整合，将小学教师、中学教师和大学教师整合为教师，医生、护士和医务工作者整合为医护人员，警察、辅导员和学校心理咨询师统称为其他.
随着教育的不断改革与深化，数学教学已经朝着培养学生核心素养全面发展，面对这个问题，除了在设计教学目标和课堂教学之外，很多教师还会在课后练习中为学生留下一些开放性的作业，这样不仅可以激发学生对于数学知识的学习兴趣，巩固学到的数学知识，还能提高他们的应用意识，提升他们的数学核心素养。
1.2 变量编码
选取标准为：(1)文献主要探讨职业倦怠与大三人格的关系；(2)职业倦怠的测量工具是MBI或MBI系列修订问卷，包含情感耗竭、人格解体和成就感降低三个维度；(3)人格的测量工具是艾森克人格问卷及其修订版；(4)数据完整，明确报告了相关系数r；(5)样本大小明确.
营改增即营业税改增值税，改革税收之后，对税种做出的结构性调整。营改增直接关系到酒店财务管理工作情况，该工作非常重要。目前，我国各行业均已完成营改增税收制度改革。受计算方法影响，改革税收制度后，企业税款缴纳也与以往不同。酒店运营发展过程中，应依托营改增政策，对财务管理工作予以改善，实现效益提升。
1.3 数据分析
使用CMA 2.0(Comprehensive meta analysis 2.0)软件专业版进行统计分析，采用Pearson积差相关系数r来计算效应值，通过Fisher Z转化r值，再计算95%的置信区间[27,43-46].效应值≤0.10为小效应，0.10～0.40为中等，效应值≥0.40为大效应[47].若95%CI包括0说明效应值不稳定.
测量工具对人格与职业倦怠的调节效应结果见表5，测量工具对内外倾、精神质、神经质与情感耗竭的调节效应均不显著.测量工具对人格各维度与职业倦怠中的人格解体维度的调节效应显著.内外向与人格解体的关系在不同的测量工具中呈显著负相关，具体而言，CTBI的效应值相对较大，MBI-ES效应值较小.神经质与人格解体的关系在不同测量工具中呈显著正相关，精神质与人格解体的关系在不同测量工具中为显著正相关.测量工具对人格与成就感降低维度的调节效应均显著.其中，内外向与成就感降低的关系在MBI量表中表现为正相关，在其他量表中表现为负相关.神经质与成就感降低的关系在MBI量表中呈负相关，在其他测量工具中呈正相关.测量工具对精神质与成就感降低均呈正相关.
表1大三人格与职业倦怠关系研究的基本信息
作者(年份)文献类型测量工具被试类型样本量女性/%徐 佳(2012)学位MBI-GS医护人员55075.09王 悦(2011)一般CTBI教师165550.39刘乐功(2011)学位CTBI教师1988NA梁小花(2011)一般MBI其他139NA崔志清(2013)核心MBI医护人员22483.93席明霞(2012)核心MBI医护人员579NA邹长华(2010)一般MBI-GS其他341NA李永鑫(2007)核心CMBI教师35072.00申继亮(2009)核心CMBI教师54565.87刘逍然(2010)学位MBI医护人员173NA秦震新(2012)一般MBI医护人员8073.75闫嵩悦(2016)核心MBI医护人员172100谢晓鹃(2009)学位MBI-GS企业员工15818.99刘淼(2013)学位CMBI医护人员73447.55卞小华(2014)一般CMBI其他51077.45张瑞华(2012)一般MBI医护人员67260.42余兰仙(2014)一般MBI医护人员95100武云鹏(2011)核心CTBI教师42158.43郑晓芳(2010)一般MBI教师37871.69尹晓明(2010)学位MBI-ES教师21547.91席波(2006)核心MBI医护人员432100李永鑫(2007)核心CMBI医护人员17596.57郭月平(2015)一般MBI-GS企业员工21747.47
注： CTBI=高校教师工作倦怠问卷；为缩减篇幅，均只列第一作者
2结果
2.1 同质性检验
效应值异质说明人格影响职业倦怠过程中可能存在着调节变量，因此，本研究分析了被试类型、文献类型和测量工具等因素对人格与职业倦怠关系的调节效应，见表4～6.
表2同质性检验
职业倦怠维度人格K 异质性 Tau-squared Qdf(Q)pI2Tau2SE方差Tau情感耗竭E2375.59220.00070.890.010.000.000.07N23253.03220.00091.310.020.010.000.15P23303.26220.00092.750.030.010.000.17人格解体E2378.05220.00071.810.010.000.000.08N23120.53220.00081.750.010.010.000.10P23189.78220.00088.410.020.010.000.13成就感降低E23309.15220.00092.880.030.010.000.17N23517.02220.00095.750.050.020.000.23P23535.28220.00095.890.050.020.000.23
2.2 主效应及发表偏倚检验
表3是人格与职业倦怠各维度主效应检验结果.由表3可以看出情感耗竭和人格解体与E、N、P以及低成就感与P的效应值均为中等，95%CI不包括0表明结果较稳定；成就感降低与E、N的效应值为小效应，95%CI包括0说明结果不稳定.同时采用失安全系数Nfs和漏斗图对出版偏倚进行了检查，人格与职业倦怠维度的Nfs均大于5k+10(k等于23)，表明本研究没有出版偏倚，元分析结果是可靠的.漏斗图的分析也显示，本研究中的大部分效应值处于漏斗图的顶部，且较为均匀地分布在平均值的附近，说明研究结果较少地受到出版偏倚影响.
表3主效应与发表偏倚检验
职业倦怠维度人格nrLLULNfs情感耗竭E10803-0.17-0.20-0.131581N108030.340.270.397364P108030.130.060.201047人格解体E10803-0.14-0.18-0.101145N108030.270.220.314175P108030.240.180.292923成就感降低E10803-0.06-0.130.02 307 N108030.09-0.010.18 820 P108030.160.070.26 2129
注：采用随机效应模型，LL、UL表示r的95%置信区间的上限和下限
2.3 调节效应检验
同质性检验结果(见表2)显示，Q值在75.59到535.28之间(P<0.001)，说明效应值的异质性显著，因此，选择随机效应模型进行数据分析.同时，效应值异质说明在人格影响职业倦怠的过程中可能存在显著的调节变量，还需要进行调节效应的分析.
基于以上标准，共选取23篇中文文献.这23项研究共包括23个独立样本的效应值(r和n)，各独立样本的被试规模在80～1988之间，共包括10803名被试，23篇符合元分析要求的文献的出版时间跨度为2006年1月至2017年5月.
被试类型对人格与情感耗竭的调节效应结果显示(见表4)，被试类型对内外倾、精神质与情感耗竭的调节效应不显著.被试类型对神经质与情感耗竭的调节效应显著，其中，教师、医护人员、其他类型与神经质、情感耗竭维度呈中等程度的正相关，企业员工对神经质与情感耗竭呈高度正相关(r>0.4).被试类型对人格与人格解体维度的调节效应结果显示，被试类型对内外倾、精神质、神经质与人格解体的调节效应均不显著.被试类型对人格与成就感降低的调节效应结果显示，被试类型对精神质与成就感降低的调节效应不显著.被试类型对内外倾、神经质与成就感降低的调节效应显著.其中，医护人员对内外倾与成就感降低的相关呈低程度的正相关，其他群体均为中等程度的正相关.教师和企业员工对内外倾与成就感降低的相关为中等程度的负相关.教师和企业员工对神经质与成就感降低的相关为中等程度的正相关.医护人员和其他群体对神经质与成就感降低的相关为低程度的负相关.
本研究对国内23篇有关大三人格与职业倦怠关系的研究进行了整合分析.主效应结果表明，情感耗竭和人格解体维度与内外倾、神经质、精神质以及低成就感与精神质的效应为中等效应；低成就感与内外向、神经质的效应为小效应.内外倾与职业倦怠三维度为负相关，神经质、精神质与职业倦怠维度皆成正相关，这一结果与以往研究结果相似[7,19,28,31,52].外向的人关注外部世界，开朗热情，沟通能力强，善于发现解决问题的资源，遇到困难时更会寻求帮助，因此，外向个体对工作充满热情，不容易产生职业倦怠，即使产生职业倦怠也善于进行自我调节.高神经质个体情感波动大，情绪不稳定，对刺激反应强烈，很难平静下来，个体必须花费大量的工作时间和精力来满足工作需求.根据工作需求—资源模型的观点，工作投入是能量的消耗过程[53]，持续的高水平工作投入，意味着高强度的能量消耗，这可能对个体的健康产生负性影响，容易疲惫，从而引起职业倦怠.精神质代表一种倔强、不屈不挠的特质，高精神质个体以自我为中心，孤独残忍，好斗，环境适应能力弱，人际交往容易出现问题，对工作丧失热情，从而导致职业倦怠.
纳入的研究在样本特征、实验方法和对比条件等方面存在不同时，选用随机效应模型较为合理[48].出版偏倚是指由于期刊偏好发表有显著差异的结果而导致的选择性偏差，结果不显著的报告往往难以发表[49].因此，本研究通过计算失安全系数Nfs可排除出版偏倚，Nfs>5K+10(K为纳入的文献数)，可认为有效控制了发表偏倚[50-51].
表4被试类型对人格与职业倦怠关系的调节效应
职业倦怠维度人格被试类型KnrLLULZPQbp情感耗竭ENP教师75552-0.19-0.23-0.14-8.410.000医护人员113886-0.15-0.23-0.08-3.850.000企业员工2375-0.19-0.28-0.09-3.650.000其他3990-0.15-0.23-0.07-3.650.000教师755520.140.360.4615.180.000医护人员1138860.240.100.373.390.001企业员工23750.500.420.5710.540.000其他39900.320.240.407.340.000教师755520.130.020.232.310.021医护人员1138860.14-0.000.281.920.054企业员工23750.120.010.222.190.029其他39900.150.090.214.690.0001.060.78716.030.0010.360.949人格解体ENP教师75552-0.13-0.20-0.06-3.630.000医护人员113886-0.14-0.19-0.08-4.920.000企业员工2375-0.24-0.37-0.11-3.500.000其他3990-0.11-0.20-0.02-2.400.016教师755520.280.220.348.320.000医护人员1138860.210.130.304.810.000企业员工23750.350.260.447.070.000其他39900.350.270.437.760.000教师755520.180.100.264.450.000医护人员1138860.250.170.326.150.000企业员工23750.270.180.375.410.000其他39900.310.120.483.160.0022.620.4547.500.0573.270.352成就感降低ENP教师75552-0.17-0.19-0.14-12.610.000医护人员1138860.02-0.110.150.350.726企业员工2375-0.34-0.43-0.25-6.900.000其他39900.12-0.180.390.780.433教师755520.260.170.345.840.000医护人员113886-0.00-0.140.14-0.050.957企业员工23750.170.070.273.370.001其他3990-0.06-0.280.16-0.550.581教师755520.300.180.424.560.000医护人员1138860.09-0.020.191.630.102企业员工23750.150.050.252.940.003其他39900.10-0.250.430.550.58525.170.00014.490.0026.780.079
文献类型对人格与职业倦怠关系的调节效应结果显示，文献类型对内外倾、精神质、神经质与情感耗竭及对人格与成就感降低的调节效应均不显著.文献类型对神经质与人格解体的调节效应显著(P<0.01)，神经质与人格解体的关系因文献类型的不同而有差异.具体而言，一般期刊的效应值相对较大，核心期刊效应值较小.
3)在高频近似分析下，花岗岩中频率衰减因子α(ω)和波数k(ω)均与圆频率ω近似成线性关系，但由不同相邻位置实测的粒子速度信息得到的α(ω)和k(ω)各不相同；
性别调节效应的P值多数达到显著性水平，但是加权回归系数均接近0，且95%CI多包括0，说明样本性别构成并未对研究结果产生实质性的影响.
表5测量工具对人格与职业倦怠关系的调节效应
职业倦怠维度人格测量工具类别knrLLULZPQbp情感耗竭ENPCMBI52314-0.18-0.25-0.10-4.780.000MBI102944-0.15-0.24-0.06-3.230.001MBI-ES1215-0.05-0.180.09-0.700.484MBI-GS41266-0.17-0.22-0.12-6.090.000CTBI34064-0.21-0.24-0.18-13.270.000CMBI523140.400.330.479.980.000MBI1029440.200.030.362.350.019MBI-ES12150.460.340.567.190.000MBI-GS412660.410.300.516.770.000CTBI340640.420.400.4528.580.000CMBI523140.100.040.163.390.001MBI1029440.15-0.040.321.570.116MBI-ES12150.11-0.020.241.650.098MBI-GS412660.090.030.143.030.002CTBI340640.230.140.315.080.0006.730.1518.530.0747.980.092人格解体ENPCMBI52314-0.11-0.17-0.04-3.190.001MBI102944-0.12-0.19-0.05-3.280.001MBI-ES1215-0.10-0.230.04-1.430.152MBI-GS41266-0.19-0.29-0.09-3.730.000CTBI34064-0.21-0.25-0.17-9.960.000CMBI523140.170.090.263.860.000MBI1029440.250.160.345.120.000MBI-ES12150.270.140.394.080.000MBI-GS412660.370.320.4213.780.000CTBI340640.310.290.3420.600.000CMBI523140.350.250.456.200.000MBI1029440.240.150.325.510.000MBI-ES12150.210.080.343.170.002MBI-GS412660.220.160.277.840.000CTBI340640.090.050.134.480.00010.630.03118.630.00133.280.000成就感降低ENCMBI52314-0.08-0.240.09-0.930.36MBI1029440.09-0.060.231.200.23MBI-ES1215-0.13-0.260.01-1.860.06MBI-GS41266-0.25-0.34-0.15-4.750.000CTBI34064-0.17-0.20-0.14-11.150.000CMBI523140.03-0.100.160.470.64MBI102944-0.030.190.14-0.300.767MBI-ES12150.160.030.292.400.017MBI-GS412660.180.130.246.520.000CTBI340640.360.330.3923.880.000
续表5
职业倦怠维度人格测量工具类别knrLLULZPQbp成就感降低PCMBI523140.10-0.060.261.270.204MBI1029440.08-0.060.221.090.278MBI-ES12150.270.150.394.090.000MBI-GS412660.240.140.334.650.000CTBI340640.390.280.496.640.00015.830.00374.850.00015.500.004
3 讨论
3.1 大三人格特质与职业倦怠的关系
既往病史与哮喘发病的关系研究显示，患有鼻息肉、肺炎、气管炎以及COPD的研究对象更有可能发生哮喘。其中，患有鼻息肉的患者发生哮喘的危险是未患有鼻息肉的9.5倍(95%CI=2.3～39.6)。国内有研究显示，患者患鼻炎或鼻息肉与哮喘发生率无相关性，而与支气管哮喘肺功能显著相关[20]，其中，国内外对于过敏性鼻炎的研究较多，均表示过敏性鼻炎是哮喘发病的危险因素[6，21]。本研究显示鼻炎与哮喘发病为阴性结果，可能与研究中患有鼻炎的研究对象数量偏少有关。本研究显示，患有肺炎的患者发生哮喘的危险是未患有肺炎的6.5倍(95%CI=3.7～11.2)。
其中峰6的准分子离子峰为m/z 609［M－H］-，二级质谱显示主要碎片离子为301［M‐C6H10O4‐C6H10O5‐H］-，与文献报道芦丁［15］的主要碎片离子一致，故推测为芦丁。
3.2 大三人格特质与职业倦怠关系的调节效应
在调节效应方面，本研究分析了被试类型、期刊类型和测量工具等因素对大三人格与职业倦怠关系的调节效应.被试类型对内外倾、精神质与情感耗竭的调节效应不显著，这说明内外倾与情感耗竭负相关，精神质与情感耗竭正相关的关系不受被试类型的影响，无论在哪个群体中这种关系都成立.情感耗竭与神经质人格特质的关系受到不同被试类型的影响，两者正相关的关系在企业员工中体现最为强烈(r=0.500)，其次是其他群体(辅导员、心理咨询师、警察)与医护人员，最后是教师群体.这可能是由于企业的工作性质所导致的，相对于其他工作，企业员工的工作单一性更强，工作压力更大，随时面临失去工作的风险，更容易疲惫不堪.被试类型对内外倾、精神质、神经质与人格解体的调节效应均不显著.成就感降低与内外倾、神经质的关系受到被试类型的影响.成就感降低与内外倾的关系在教师(r=-0.168)和企业员工(r=-0.344)中体现为负相关关系，而在医护人员(r=0.024)和其他群体(r=0.117)中体现为正相关关系.教师需要处理好与学生、家长、同事、领导的关系，职业性质表现出模式化、机械化、重复性[54]，企业员工需要处理好与同事、领导、外部合作伙伴以及政府机构的关系，且越是异质的交际网越可能带来利益[55]，外向的个体社交能力强，热情乐群，精力旺盛，依靠人际关系更容易取得成功.而医护人员、咨询师和警察的工作都具有应急性质[34,56-57]，内向的个体安静、敏感，容易觉察到情境的变化，容易取得工作的成功.
神经质与人格解体维度文献质量的调节效应显著(P<0.01)，但不同质量的文献结果均显示，神经质与职业倦怠呈显著正相关，且均是中等程度的效应，说明文献质量对元分析结果的影响并不大.
测量工具对人格与人格解体维度、成就感降低维度的调节效应均显著(P<0.05).不同的相关关系中，不同测量工具的效应值不同.本研究选取的职业倦怠测量工具皆是MBI及其修订版，理论及结构基础相同，但在使用过程中出现了不同的结果，这可能与问卷修订过程中产生的内容与心理测量学指标的差异有关.
性别对大三人格与职业倦怠的关系没有实质性影响.根据性别角色的观点，男性充当着“工具性角色”，其“工具性行为”与工作、成就、统治相联系，与赚钱养家密切相关；而女性在传统意义上充当“表达性角色”，其“表达性行为”与情绪、感受的表达有关，与处理好人际关系密切[58].具体到工作中，男性化气质中的抱负、理性、主动等会使男性比女性具有更强的成就动机，会在工作中付出更多的时间与精力，一旦职业受挫，会严重影响职业满意度，职业倦怠也更容易发生.随着女性地位的提升，现代中国女性在照顾家庭的同时，也踏入职场，来自工作与家庭两方面的压力使女性也容易产生职业倦怠.
3.3 研究不足与展望
本研究存在一些不足之处有待未来研究加以补充和完善.首先，为了尽量降低纳入研究间的异质性，本研究只纳入了国内关于大三人格与职业倦怠关系的研究，未来可以通过进一步综合国外的相关文献进行跨文化与文化间的比较研究，探讨文化因素及不同文化下的组织情境对研究结果的影响.第二，元分析对文献的查全率要求较高，虽然我们已努力纳入了所用符合标准的文献，但还是难免遗漏部分数据.第三，国内学者对职业倦怠进行了大量的研究，但是其研究成果在国内发表刊物级别都不是很高，从而限制了研究结果的推广.第四，本元分析仅对被试类型、期刊类型、测量工具、性别进行了调节效应检验，以后的研究可探索是否有其他潜在调节变量对人格与职业倦怠有调节作用；最后，未来可以考察职业倦怠的纵向研究，考察职业倦怠的变化.
4 结论
(1)内外倾与职业倦怠三维度负相关，神经质、精神质与职业倦怠三维度正相关；(2) 大三人格与职业倦怠的关系受到被试类型、文献类型、测量工具的调节.
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AMeta-analysisoftheRelationshipBetweenBigThreePersonalitiesandJobBurnout
ZHANGJiajiang1，ZHAOyi2，ZHOUKaiji2
(1.College of Special Education, Leshan Normal University, Leshan, Sichuan 614000，China；2. School of Teachers Education and Psychology, Sichuan Normal University, Chengdu，Sichuan 610066，China)
Abstract:A meta-analysis was conducted to explore the relationship between the big three personalities and job burnout. 23 academic papers studying the relationship between personality and job burnout with a total sample size of 10803 participants were collected and subjected to a comprehensive meta-analysis by means of the CMA2.0. software to conduct the effect analysis and test the moderator effect. The results showed that the effect values of Extrovision-Introvision, Neuroticism, Psychoticism with emotional exhaustion and Psychoticism with reduced personal personality accomplishment were at the medium level; The effect values of Extrovision-Introvision, Neuroticism with reduced personal personality accomplishment were of small effect. The correlation between personality and the three dimensions of job burnout is regulated by the types of subjects, journal types, and measurement tools. Conclusion: Extrovision-Introvision was negatively correlated with the three dimensions of job burnout; and neuroticism and psychoticism are positively correlated with the three dimensions of job burnout.
Keywords:EPQ; job burnout; meta-analysis; moderator effect
DOI：10.13603/j.cnki.51-1621/z.2019.02.004
中图分类号：G311
文献标志码：A
文章编号：1671-1785(2019)02-0022-09
收稿日期：2018-08-22
基金项目:乐山师范学院“科研培育计划项目”青年基金项目 (S15002)；四川省特殊教育发展研究中心青年项目 (SCTJ-2016-C01)
作者简介：张嘉江 (1990—)，男, 福建尤溪人, 乐山师范学院讲师, 硕士，研究方向:青少年社会性发展、自闭症儿童教育与康复
(责任编辑：王 佩)
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