上海某醫院職工職業倦怠調查與分析*

◆李 敏 蔡仁田 盧洪洲，2，3*

責任編輯:吳小紅

1974年，心理學家 Freudenberger首次提出職業倦?。?－2］。熊楠楠等的調查研究顯示［3］，52.4%的醫務人員存在職業倦怠，其中3.1%為高度職業倦怠。職業倦怠影響人們的工作，降低工作滿意度及工作效率，成為影響組織發展的重要原因［4－5］。本研究于 2013 年11月對上海某醫院職工進行職業倦怠調查，旨在找出職業倦怠影響因素，為醫院管理者提供參考。

1 資料與方法

1.1 資料

以上海某三級甲等專科醫院在崗職工為研究對象。對臨床一線和醫技科室的醫護人員進行整群抽樣，對行政后勤人員進行隨機抽樣。共下發問卷720份，回收635份，剔除前后邏輯錯誤、缺失值超過5%的問卷，保留有效問卷592份，問卷有效回收率為93.23%。

1.2 問卷設計

問卷量表摘自《醫學現場調查技術與統計分析》中的工作滿意度調查問卷［6］。結合醫院實際，將問卷分為調查對象一般情況14道題、社會支持狀況9道題和職業倦怠量狀況22道題，其中年齡為開放式問項。

1.3 統計方法

1.3.1 數據錄入與編碼 對整份問卷進行校對、編碼、編號。(1)受試者信息編碼。男為1，女為2;未婚為1，已婚為2，喪偶為3，離異為4，再婚為5;中專及以下為1，大專為2，本科為3，碩士為4，博士為5;無職稱為1，初級為2，中級為3，副高為4，正高為5。(2)調查對象工作情況以 A1～A10編碼。(3)社會支持狀況用 B11～13、B21～23、B31～33編碼，每道問項后均設5個選項，1為沒有，2為極少，3為很少，4為有些，5為很多。(4)職業倦怠量狀況反向題先轉向正向題并用r重標示，22道問項以D1～D22編碼，每道問項后依次有0為沒有、1為每年幾次、2為每月1次、3為每月幾次、4為每周1次、5為每周幾次、6為每天等7個選項。每份問卷從自然數1依次編制到592號，采用 SPSS 20.0軟件錄入，回歸分析和Logistic回歸分析。

1.3.2 組別合并 用頻率檢查數據遺落、缺失或錯誤，找到原問卷補齊、修正。根據頻率結果，對調查對象的性別、婚姻、學歷、職稱進行組織合并重編。對年齡分別求出前27%、后27%觀察值的臨界比值［7］，劃分成 1 低齡組、2 中齡組、3高齡組，為單因子方差分析做準備。

1.3.3 平均數差異檢驗 (1)對問卷保留問項作因子分析與信度分析，由若干個相關問題最終歸于、集中、反映一個問題，形成若干個構面。(2)求構面間 Pearson相關系數，比較差異。(3)對構面與性別、婚姻進行獨立樣本t檢驗。(4)對構面與學歷、職稱、年齡進行單因子方差分析。

2 結果與分析

2.1 調查對象一般情況

男 153 人(25.8%)，女 399人(67.4%);未婚 188 人(31.8%)，已婚 379 人(64.0%)，喪偶、離異和再婚分別為 3人(0.5%)、9人(1.5%)和2人(0.3%);中專及以下、大專、本科、碩士和博士分別是67人(11.3%)、218 人(36.8%)、199人(33.6%)、69 人(11.7%)和 22人(3.7%);無職稱、初級、中級、副高和正高分別是116人(19.6%)、311 人(52.5%)、113 人(19.1%)、18人(3.0%)和10 人(1.7%)。受試者信息符合醫院男女分布及公立醫院職工學歷、職稱“金字塔”分布特征。對性別、婚姻、學歷、職稱重編組別，男為 1女為 0，未婚為0已婚為1，碩士和博士合并為4，副高和正高合并為4，其余不變。項目分析中，以量表總得分前27%和后27%的差異比較稱為兩個極端組比較，結果差異值稱為決斷值或臨界比，決斷值檢驗不顯著的題項刪除［7］。年齡前27%、后27%的臨界比值分別為27歲和38歲，將年齡 ＜27歲者(低年齡組)編為 1，28歲 ～37歲者(中年齡組)編為 2，＞38歲者(高年齡組)編為3。A、B和 D問項中，只有D18項缺失值超過5%，予以刪除。

2.2 調查對象工作情況

A1/上一年值夜班次數中，值白班208人(35.1%)，≤12次 47人(7.9%)，13次 ～36 次 54 人(9.1%)，37次 ～48次 35人(5.9%)，49次 ～72次 52人(8.8%)，73次～96次49人(8.3%)，97次 ～120次85人(14.4%)，≥121次 46人(7.8%)。

A2/是否愿意從事目前工作，非常愿意89人(15.0%)，愿意307人(51.9%)，不愿意但沒辦法170人(28.7%)，有離職愿望 16 人(2.7%)，準備馬上離職 1 人(0.2%)。

A3/接受過心理知識培訓，沒有439人(74.2%)，每年 2次 19人(3.2%)，每 年 1 次 52 人(8.8%)，上崗時 46 人(7.8%)，近 3 年1次30人(5.1%)。

A4/接受過人際溝通知識培訓，近3年沒有291人(49.2%)，每年1次92人(15.5%)，近3年1次59人(10.0%)，上崗時 137 人(23.1%)。

A5/上一年休年假，沒有 346人(58.4%)，＜3天 73人(12.3%)，3天 ～5天 99人(16.7%)，6天 ～7天 44人(7.4%)，≥8天17人(2.9%)。

A6/近兩年參加過學術會，沒有 329人(55.6%)，1天 75人(12.7%)，2 天 73 人(12.3%)，≥3天 104人(17.6%)。

A7/每周專業學習，沒有151人(25.5%)，≤1 小時 117 人(19.8%)，＜1小時≤2小時137人(23.1%)，＞2小時176人(29.7%)。

A8/工作要求，非常高 93人(15.7%)，比較 高 269 人(45.4%)，一般 208 人(35.1%)，比較低 8人 (1.4%)，非 常 低 3人(0.5%)。

A9/畢業后調整過科室，沒有256人(43.2%)，1次59人(10.0%)，2次 54 人(9.1%)，≥3次210人(35.5%)。

A10/平均月收入，＜2000元21人(3.5%)，2 001～4 000元118人(19.9%)，4 001～6 000元 308人(52.0%)，6 001～8 000元 111人(18.8%)，≥8 001 元28 人(4.7%)。

2.3 社會支持狀況

社會支持狀況9個問項經因子分析、信度分析形成直接上級、家人朋友兩個構面，結果見表1。經積差相關檢驗，職工獲社會支持與直接上級、家人朋友相關，直接上級與家人朋友的Pearson相關系數是 0.364(P=0.000 ＜ 0.05)，兩者為顯著正相關。獨立樣本t檢驗，不同性別、婚姻、職稱與直接上級、家人朋友的獨立樣本t檢驗無顯著差異。單因子方差檢驗，不同學歷、不同年齡的單因子方差檢驗結果見表2、表3。可以看出，年齡＜27歲較 ＞38歲、本科較大專及以下學歷更易獲直接上級支持;28歲～37歲較 ＞38歲、本科及研究生學歷較大專及以下學歷更易獲家人朋友支持。

2.4 職業倦怠量狀況

職業倦怠量狀況22個問項經因子分析、信度分析形成煩悶麻木和身心疲憊兩個構面，結果見表4。經積差相關獨立樣本t檢驗，性別在煩悶麻木感受上無顯著差異;在身心疲憊感受上，女性較男性高(F=0.475，P=0.491 ＞ 0.05，t=－3.874，df=550，P=0.000 ＜ 0.05)。同理，未婚者較已婚者在煩悶麻木(F=0.900，P=0.343 ＞ 0.05，t=2.490，df=565，P=0.013 ＜ 0.05)和身心疲憊程度均較高(F=0.191，P=0.662 ＞ 0.05，t=2.254，df=565，P=0.025＜0.05)。單因子方差檢驗結果見表5、表6、表7。采用同時回歸分析職工職業倦怠與煩悶麻木、身心疲憊兩個構面間的關系，結果見表8。將婚姻、性別、身心疲憊的4個問項分別與職業倦怠作Logistic回歸分析，結果見表9。

表1 社會支持狀況因子分析與信度分析

表2 不同學歷在直接上級、家人朋友的描述性統計量表和差異比較方差分析摘要表

表3 不同年齡在直接上級、家人朋友的描述性統計量表和差異比較方差分析摘要表

表4 職業倦怠量因子分析與信度分析

表5 不同學歷在煩悶麻木、身心疲憊的描述性統計量表和差異比較方差分析摘要表

表6 不同職稱在煩悶麻木、身心疲憊的描述性統計量表和差異比較方差分析摘要表

表7 不同年齡在煩悶麻木、身心疲憊的描述性統計量表和差異比較方差分析摘要表

表8 煩悶麻木、身心疲憊對職業倦怠的復回歸分析摘要

表9 整體模型的適配度檢驗及個別參數顯著性的檢驗摘要表

從表5～表7可以看出，大專及以下較本科、研究生煩悶麻木與身心疲憊程度高;初級職稱較中級職稱煩悶麻木程度高;＜27歲較＞38歲煩悶麻木與身心疲憊程度高。從表8可以看出，煩悶麻木與身心疲憊兩個自變量與職業倦怠效標變量的多元相關系數是0.898，多元相關系數的平方為0.807，兩個自變量可解釋職業倦怠變量80.6%的變異量。職工職業倦怠與煩悶麻木、身心疲憊呈正相關，煩悶麻木較身心疲憊有較高解釋力。表9顯示，婚姻、性別與職業倦怠無顯著差異?！肮ぷ鲗η榫w影響很大”和“工作使我疲倦”兩個自變量與身心疲憊有顯著關聯，可有效預測與解釋高、低職業倦怠組別。兩個變量的勝算比值分別是 3.602和 1.763，表示問項“工作對情緒影響很大”測量值每增高1分，職工高職業倦怠比低職業倦怠勝算概率增加2.602(260.3%);問項“工作使我疲倦”測量值每增高1分，職工高職業倦怠比低職業倦怠勝算概率增加0.763(76.3%)。

經Logistic回歸分析，身心疲憊對職業倦怠有顯著差異。進一步觀察Logistic回歸分析結果，找出身心疲憊與職業倦怠的預測分類正確率。原先122位低職業倦怠的觀察值根據Logistic回歸模型進行分類預測，有107位被歸類于低職業倦怠組(分類正確)，有15位被歸類于高職業倦怠組(分類錯誤);原先140位歸于高職業倦怠組，有18位被歸類于低職業倦怠組(分類錯誤)，有122位被歸類于高職業倦怠組(分類正確)。整體分類正確的百分比為87.4%。592例調查對象中，上海某醫院職工高職業倦怠者122例，低職業倦怠者107例。

3 結論

首先，職工獲社會支持主要來源于上級領導。上級領導在工作中既是領導又是伯樂，既要帶領職工前進又要善于發現、挖掘、發揮職工潛能。在事業上能幫助職工的是家人與朋友，家人與職工朝夕相處，朋友與職工趣味相投，容易發現職工的優劣勢，給予支持。同事不是職工獲得支持的社會力量，這個現象值得進一步研究。

其次，關注女性職工。樣本醫院地處上海郊區，距離市區70公里，但約70%的職工為女性，每天往返市區，下班還需照顧家庭，較容易感到身心疲憊。建議醫院購買女職工保險，定期按時發放女職工用品，開展女性心理減壓講座與培訓，做好病、孕女職工的保護等。

第三，關注青年職工。除在技術上傳、幫、帶外，還應加強思想政治教育［8］，耐心教導青年職工客觀、公正對待市場化社會和醫患矛盾，盡量避免因工作變得冷漠、麻木、沮喪，從而產生緊張不安，最終導致工作效率降低。

第四，鼓勵職工不斷進修。盡管醫院人員結構呈低學歷低職稱者多、高學歷高職稱者少的“金字塔”結構，但職業倦怠往往發生在金字塔底部，人數較多。應努力營造學習型醫院，鼓勵職工通過進修、培訓、函授等不斷提高自身文化素質，提升職業成就感。

第五，建議各級醫療機構定期對醫務人員特別是臨床一線醫護人員進行心理疏導與輔導。比如，定期組織職工療休養，成立瑜伽班，開展關愛女性心理輔導課，組建釋放壓力屋等，有效實施心理干預，維護醫務人員良好心理健康，促其有效進行自我管理［9］。

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