基于結(jié)構(gòu)方程模型的全科住培學(xué)員職業(yè)倦怠影響因素分析

周 穩(wěn)，唐金海

(1.南京醫(yī)科大學(xué)醫(yī)政學(xué)院，江蘇 南京 211166；2.南京醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院，江蘇 南京 210029)

黨的十九大報告明確提出，加強基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系和全科醫(yī)生隊伍建設(shè)。全科醫(yī)生既是基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的主力軍，也是城鄉(xiāng)居民健康的“守門人”，全科住院醫(yī)師規(guī)范化培訓(xùn)(Residency Training Program on General Practice，RTPG)是全科醫(yī)生人才培養(yǎng)的必經(jīng)階段，是醫(yī)學(xué)畢業(yè)生從臨床醫(yī)學(xué)向全科醫(yī)學(xué)過渡的重要階段，也是全面認(rèn)識全科醫(yī)生職業(yè)特性的關(guān)鍵時期。然而，由于社會和患者對全科醫(yī)師的認(rèn)可度低，學(xué)業(yè)和工作生活壓力較大，全科住培學(xué)員容易產(chǎn)生職業(yè)倦怠。全科住培學(xué)員的職業(yè)倦怠將直接影響他們的工作狀態(tài)，甚至?xí)l(fā)他們的退培行為。

在職業(yè)倦怠影響因素分析中，結(jié)構(gòu)方程模型包含兩個基本的模型：測量模型與結(jié)構(gòu)模型，其融合了多因素分析、路徑分析和結(jié)構(gòu)方程分析[1]。本文通過對江蘇省13個樣本市的住院醫(yī)師規(guī)范化培訓(xùn)基地的全科住培學(xué)員進(jìn)行問卷調(diào)查，以了解全科住培學(xué)員職業(yè)倦怠現(xiàn)狀，分析職業(yè)倦怠影響因素，為提高全科住培學(xué)員積極性提供對策。這對于健全全科醫(yī)生培養(yǎng)體系，加快壯大全科醫(yī)生隊伍，提升全科醫(yī)生培養(yǎng)質(zhì)量，建設(shè)健康中國具有重要意義。

1 對象與方法

1.1 研究對象

2019年1-3月，從江蘇省13個市各抽取1家國家級住院醫(yī)師規(guī)范化培訓(xùn)基地，基地內(nèi)全科學(xué)員采取全樣本調(diào)查，共有682名全科住培學(xué)員參與調(diào)查。此次調(diào)查共發(fā)放問卷682份，回收653份，剔除49份無效問卷，有效問卷604份。

1.2 理論與方法

1.2.1 理論分析

職業(yè)倦怠(Job Burnout)也稱“工作倦怠”，是指當(dāng)工作本身對自身的能力、精力以及資源過度要求，從而導(dǎo)致工作者感到情緒枯竭、筋疲力盡時，而表現(xiàn)出的一系列心理、生理倦怠反應(yīng)綜合癥狀[2，3]。情緒耗竭、去個性化、低個人成就感是職業(yè)倦怠的主要表現(xiàn)[4]。

資源保存理論(Conservationof Resources Theory，COR)是關(guān)于倦怠過程的重要理論，認(rèn)為個體總是力求獲得、保護(hù)、建設(shè)對自身有價值的資源[5]。主要觀點有：與資源獲得相比，等量資源的損失對個體產(chǎn)生的影響較大；資源遭受損失后，個體獲得的資源更加重要；個體資源缺乏時，個體會更關(guān)注于現(xiàn)有資源，因而有可能喪失獲得更多資源的機會。從資源保存理論角度來看，影響全科住培學(xué)員職業(yè)倦怠的因素主要包括人格特征資源和能量性資源，能量性資源包括知識、職業(yè)發(fā)展機會、組織支持、社會支持等。積極的個體特征作為自身的一種資源將有助于個體化解由于資源喪失所產(chǎn)生的壓力和倦怠問題[6]。

目前，關(guān)于職業(yè)倦怠的研究主要集中在職業(yè)倦怠現(xiàn)狀、影響因素、工作滿意度、離職傾向等方面的研究[7-9]，應(yīng)用COR理論研究職業(yè)倦怠的對象主要有護(hù)理人員、注冊會計師、高校輔導(dǎo)員、青少年等，相比于國內(nèi)大量的研究，我國關(guān)于全科住培學(xué)員職業(yè)倦怠的研究較少。全科住培學(xué)員是具有特殊性的群體，是全科醫(yī)生人才培養(yǎng)的必經(jīng)之路。然而，由于學(xué)科發(fā)展時間的局限性，在全科住培學(xué)員進(jìn)行規(guī)范化培訓(xùn)的過程中，全科學(xué)員面臨著積極性不高、甚至是退培的現(xiàn)象。基于資源保護(hù)理和文獻(xiàn)分析[10]，本文將工作資源因素進(jìn)行進(jìn)一步劃分，分別為個人因素、生活因素、職業(yè)因素、組織因素、社會因素。本文在梳理文獻(xiàn)及資源保護(hù)理論、結(jié)構(gòu)方程模型的基礎(chǔ)上，提出最終假設(shè)模型，假設(shè)匯總?cè)缦拢?/p>

H1：組織因素對職業(yè)倦怠具有顯著正向影響；

H2：職業(yè)因素對職業(yè)倦怠具有顯著正向影響；

H3：社會因素對職業(yè)倦怠具有顯著正向影響；

H4：個人因素對職業(yè)倦怠具有顯著正向影響。

1.2.2 統(tǒng)計學(xué)方法

調(diào)查所獲得的資料使用Excel建立數(shù)據(jù)庫，使用SPSS 22.0軟件進(jìn)行定量資料的描述性分析；使用AMOS 24.0軟件進(jìn)行驗證性因子分析、結(jié)構(gòu)方程模型分析。

1.2.3 研究工具

社會人口學(xué)資料調(diào)查表：自行設(shè)計該問卷，包括性別、年齡、婚姻狀況、文化程度、身份歸屬、平均月收入等社會人口學(xué)資料。

職業(yè)倦怠普適量表：采用李超平翻譯修訂的馬氏工作倦怠量表-普適量表(Maslach Burnout Inventory-General Survey，MBI-GS)，采用Likert 7級(0～6分)量表，0分代表“從不”，6分代表“每天都有”。整個量表分3個部分：情緒耗竭、去個性化以及低個人成就感，各題項得分越高，倦怠程度越嚴(yán)重。

職業(yè)倦怠影響因素問卷：根據(jù)文獻(xiàn)資料，自行設(shè)計該調(diào)查問卷，采用Likert 5級評分法評分(1～5分)，“完全不符合”“不符合”“一般”“符合”“完全符合”分別賦值1、2、3、4、5分。其中個人因素和生活因素部分反向計分，各題項得分越高，影響因素對倦怠發(fā)揮的作用越大。

2 結(jié)果

2.1 基本情況

604名全科住培學(xué)員中男性267名(44.21%)；女性337名(55.79%)；26～29歲占比較高(62.90%)；大部分調(diào)查對象為未婚(61.10%)；本科教育學(xué)歷者597名(98.80%)，碩士教育學(xué)歷者7名(1.20%)；外單位委培557人(92.20%)，社會招錄、本院招聘、專業(yè)學(xué)位碩士分別為34人、7人和6人。近一半調(diào)查對象月平均收入在4500～6000元(46.90%)，17.90%的調(diào)查對象月收入低于3000元，僅有1.80%的全科醫(yī)生月收入在6000元以上。

2.2 問卷的信度與效度分析

2.2.1 信度分析

結(jié)果顯示職業(yè)倦怠影響因素量表各維度的信度全部在0.7以上，說明職業(yè)倦怠影響因素問卷及各個維度的信度非常好，見表1。

表1 問卷及各維度的可靠性分析

2.2.2 收斂效度

平均方差抽取量(AverageVarianceExtracted，AVE)是潛變量可以解釋其指標(biāo)變量變異量的比值，是一種收斂效度，一般要求大于0.5[11]。AVE的數(shù)值越大，則測量指標(biāo)越能反映其共同因素的潛在特質(zhì)，即問卷的質(zhì)量越好。本研究驗證性因子分析得到的收斂效度結(jié)果見表2。

表2 問卷收斂效度分析

續(xù)表2

維度題項因子負(fù)荷量項目信度測量誤差變異社會因素(組合信度:0.861AVE:0.609)SOC10.8760.7670.233SOC20.7690.5910.409SOC30.7410.5490.451SOC40.7270.5290.471個人因素(組合信度:0.819AVE:0.602)PER10.8280.6860.314PER20.7830.6130.387PER30.7130.5080.492生活因素(組合信度:0.766AVE:0.622)LIF10.7510.5640.436LIF20.8240.6790.321

由表2可知，問卷中的22個題目的因素負(fù)荷量只有1個未達(dá)標(biāo)，因子負(fù)荷量值越大，表示指標(biāo)變量越能有效地反映其要測得的維度內(nèi)容。總體來說，問卷中的22個題目可以較好地反映各自所在維度的內(nèi)容。問卷中的5個維度的平均方差抽取量AVE值全部在0.5以上，由此可知問卷的收斂效度較好，更進(jìn)一步說明問卷的內(nèi)部質(zhì)量非常好。

2.2.3 區(qū)分效度

可采用方差抽取檢驗方法對問卷的區(qū)分效度進(jìn)行檢驗，即問卷的每兩個維度的AVE如果大于這2個維度的相關(guān)系數(shù)，則表明所設(shè)計的問卷是具有區(qū)分效度的。從表3可以看出，5個維度的AVE全部大于相關(guān)系數(shù)的平方值。由此可以得出問卷具有非常好的區(qū)分效度。綜合以上全部分析可以得出，職業(yè)倦怠影響因素問卷具有較好的信度和效度。

表3 問卷區(qū)分效度分析

2.3 驗證性因子分析

本次研究共提取4個外生潛變量，包括組織因素、職業(yè)因素、社會因素、個人因素；1個中介變量，生活因素。潛變量及各項測量指標(biāo)及賦值見表4。

表4 潛變量及測量指標(biāo)

運用AMOS 24.0軟件對全科住培學(xué)員職業(yè)倦怠影響因素進(jìn)行驗證性分析，以判斷各因素是否從屬總的劃分。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，CMIN/DF=2.785<3，RMSEA=0.054，NFI=0.933，IFI=0.956，TLI=0.947，CFI=0.956>0.9，主要擬合指標(biāo)均達(dá)標(biāo)，說明因素劃分合理。

2.4 結(jié)構(gòu)方程模型的構(gòu)建

構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，采用極大似然估計(Maximum Likelihood)對初始模型進(jìn)行修正，經(jīng)參數(shù)界定、參數(shù)檢驗后得到最終模型路徑圖。本文通過結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)一步檢驗研究假設(shè)，在刪除不顯著路徑后，結(jié)構(gòu)方程模型如圖1所示。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，χ2/df=2.826<3，RMSEA=0.055<0.08，NFI=0.902>0.9，IFI=0.935>0.9，TLI=0.927>0.9，CFI=0.934>0.9，主要擬合指數(shù)都達(dá)到了臨界值范圍，所以判定模型可以整體擬合。

圖1顯示職業(yè)因素和個人因素對生活因素的效應(yīng)值為0.484(P<0.05)和0.153(P<0.05)，正向效應(yīng)顯著，即職業(yè)因素和個人因素影響越大，生活因素影響越大。生活因素對情緒耗竭和去人格化的效應(yīng)值為0.333(P<0.05)和0.207(P<0.05)，正向效應(yīng)顯著，即生活因素影響越大，情緒耗竭和去個性化越嚴(yán)重。所以生活因素在職業(yè)因素、個人因素與情緒耗竭、去個性化之間均存在顯著的間接作用。

組織因素對情緒耗竭、去個性化、低個人成就感的正向效應(yīng)均顯著，效應(yīng)值大小依次是0.258、0.416和0.133，P值均小于0.05，即組織因素影響越大，情緒耗竭、去個性化、低個人成就感越嚴(yán)重。社會因素對情緒耗竭、去個性化、低個人成就感的正向效應(yīng)均顯著，效應(yīng)值大小依次是0.269、0.200、0.134，P值均小于0.05，即社會因素影響越大，情緒耗竭、去個性化、低個人成就感越嚴(yán)重。個人因素對去個性化、低個人成就感的正向效應(yīng)顯著，效應(yīng)值大小為0.081(P<0.05)、0.515(P<0.05)，即個人因素影響越大，情緒耗竭、去個性化、低個人成就感越嚴(yán)重。

圖1 結(jié)構(gòu)方程模型路徑

2.5 模型變量的效應(yīng)分析

組織因素、職業(yè)因素、社會因素、個人因素對情緒耗竭、去個性化、低個人成就感的總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)如表5所示。組織因素、職業(yè)因素、社會因素、個人因素對情緒耗竭所起的總效應(yīng)大小為0.739。其中，職業(yè)因素、個人因素通過生活因素對情緒耗竭所起的間接效應(yīng)大小分別為0.161、0.051，此外組織因素、社會因素還能對情緒耗竭起直接作用，效應(yīng)大小分別是0.258、0.269。組織因素、職業(yè)因素、社會因素、個人因素對去個性化所起的總效應(yīng)大小為0.829。其中，職業(yè)因素、個人因素通過生活因素對去個性化所起的間接效應(yīng)大小分別為0.1、0.032，組織因素、社會因素、個人因素對去個性化起直接效應(yīng)大小分別是0.416、0.2、0.081。組織因素、社會因素、個人因素對低個人成就感的總效應(yīng)大小為0.782。其中，組織因素對低個人成就感所起的直接效應(yīng)大小為0.133，社會因素對低個人成就感所起的直接效應(yīng)大小為0.134，個人因素對低個人成就感所起的直接效應(yīng)大小為0.515。

表5 總效應(yīng)、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)

3 討論與建議

3.1 個人因素對學(xué)員的低個人成就感的直接影響最大

通過結(jié)構(gòu)方程模型分析，假設(shè)H4成立，社會因素、個人因素對低個人成就感產(chǎn)生直接影響，其中個人因素為最主要影響因素，這可能是由于學(xué)員的知識學(xué)習(xí)能力和工作及抗壓能力得到有效提高時，他們的工作熱情和積極性也會得到提高，個人的成就感得到滿足，從而降低職業(yè)倦怠程度。在資源保存理論中，當(dāng)個體缺乏足夠的資源時，個體會產(chǎn)生倦怠的現(xiàn)象，從資源視角，個人因素的改善有利于減緩情緒耗竭[12]。本文研究結(jié)果表明個人因素對低個人成就感影響較大，與資源保存理論相吻合，即缺乏足夠的個人資源，職業(yè)倦怠程度越嚴(yán)重。本研究發(fā)現(xiàn)個人能力越高，全科住培學(xué)員職業(yè)倦怠程度越低，與黃冬梅等人[13]的結(jié)果一致。

共同構(gòu)成個人因素的主體分別有條目一“學(xué)習(xí)能力較強”、條目二“崗位勝任力較強”、條目三“抗壓能力較強”，個人因素條目得分均反向計分，得分越低，學(xué)習(xí)能力、崗位勝任力、抗壓能力越強。條目一“學(xué)習(xí)能力”所得均分為2.43，低于均值3.0，說明學(xué)員的學(xué)習(xí)能力較強，這可能與學(xué)員均為國家級培訓(xùn)基地的住培學(xué)員有關(guān)，生源質(zhì)量高。條目二“崗位勝任力”所得均分為2.52，低于均值3.0，說明參與調(diào)查的學(xué)員崗位勝任力較高。條目三“抗壓能力”所得均分為2.49，低于均值3.0，說明學(xué)員的抗壓能力較強，心理素質(zhì)較好。總體來說，學(xué)員的自我認(rèn)同感較高。從結(jié)構(gòu)方程模型可知，3個部分的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為0.82、0.79、0.71，表明“學(xué)習(xí)能力”和“崗位勝任力”變量對個人因素影響較大，應(yīng)更多關(guān)注于學(xué)員的學(xué)習(xí)能力和崗位勝任力的提升。本研究表明參與全科住培對象本科學(xué)歷者占98.80%，本科畢業(yè)生為全科住培的主要對象，由于專碩研究生醫(yī)教協(xié)同政策的培養(yǎng)模式，碩士研究生的出科考核成績高于本科住院醫(yī)師，可能是個人因素對全科住培學(xué)員低個人成就感的一大原因。因此，第一，堅持鼓勵學(xué)員根據(jù)臨床患者、社區(qū)特點以及個人興趣，加強自身學(xué)習(xí)來提高自己的學(xué)識，保持全科住培學(xué)員不斷進(jìn)取的追求，激發(fā)全科住培學(xué)員的職業(yè)潛力，加強學(xué)員自我認(rèn)同感。第二，完善培訓(xùn)規(guī)劃，提高全科學(xué)員工作能力，將全科住培學(xué)員的自我能力發(fā)展作為培訓(xùn)的重點，開展多種形式的培訓(xùn)活動，增加全科住培學(xué)員獲得個人資源的機會。

3.2 組織因素對情緒耗竭、去個性化、低個人成就感產(chǎn)生較大的直接影響

通過分析，假設(shè)H1成立，發(fā)現(xiàn)組織因素對情緒耗竭、去個性化、低個人成就感的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.258、0.416、0.133，分別占各自總效應(yīng)值的34.91%、50.18%、17.01%，組織因素對去個性化影響較大。全科臨床帶教老師具有醫(yī)師和教師的雙重身份，在住院醫(yī)師規(guī)范化培訓(xùn)中起著至關(guān)重要的作用。全科基地作為培訓(xùn)任務(wù)的承擔(dān)部門，是全科住培的搖籃，對全科住培學(xué)員的身心狀況有著直接影響。目前，全科基地仍存在管理體系不完善、軟硬件設(shè)施不齊全、學(xué)員管理不嚴(yán)格的問題。此外，中國全科醫(yī)學(xué)學(xué)科建設(shè)起步晚，師資匱乏。全科帶教老師大部分為專科醫(yī)師，缺乏全科理念，加之工作繁忙而降低帶教積極性，對學(xué)員的職業(yè)發(fā)展過程極為不利。全科住培學(xué)員培養(yǎng)標(biāo)準(zhǔn)主要依據(jù)《住院醫(yī)師規(guī)范化培訓(xùn)內(nèi)容與標(biāo)準(zhǔn)》，也有相應(yīng)的省級培訓(xùn)大綱，但是大綱內(nèi)容不夠細(xì)化，無法實現(xiàn)全科學(xué)員的同質(zhì)化培養(yǎng)。社區(qū)輪轉(zhuǎn)作為全科住培的一部分，全科臨床基地和社區(qū)基地間聯(lián)系不緊密，很多社區(qū)基地未開展實質(zhì)性的教學(xué)活動。以上組織環(huán)境存在的問題將對學(xué)員職業(yè)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響，使其失去工作熱情和主動性。資源保護(hù)理論認(rèn)為對個體提供充足的組織資源有利于降低員工的倦怠程度。因此，應(yīng)從資源角度為學(xué)員提供充足的組織資源保障，如基地管理、師資體系、培訓(xùn)標(biāo)準(zhǔn)與社區(qū)輪轉(zhuǎn)等。第一，醫(yī)院作為培訓(xùn)基地，應(yīng)該給予全科住培學(xué)員良好的發(fā)展平臺，改進(jìn)與完善組織激勵機制。第二，完善全科教育培訓(xùn)體系，嚴(yán)格帶教師資遴選[14]。細(xì)分師資，設(shè)立導(dǎo)師型、教學(xué)型、管理型師資，建設(shè)一支高水平、高質(zhì)量、兼具理論和技能操作的優(yōu)秀帶教師資隊伍。成熟的全科帶教模式及雄厚的帶教師資力量對學(xué)員的培訓(xùn)效果產(chǎn)生積極的影響，減少學(xué)員職業(yè)倦怠的產(chǎn)生。第三，要對全科住培學(xué)員采取全面的培訓(xùn)措施，合理安排理論課程，有必要延長基層輪轉(zhuǎn)時間，確保基層輪轉(zhuǎn)落實下去，增強學(xué)員職業(yè)榮譽感，以降低情緒耗竭和去個性化程度。

3.3 社會因素是影響情緒耗竭、去個性化、低個人成就感的重要因素

通過結(jié)構(gòu)方程分析，假設(shè)H3成立，社會因素對情緒耗竭、去個性化、低個人成就感的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.269、0.200和0.134，分別占各自總效應(yīng)值的36.40%、24.13%和17.14%。社會因素對學(xué)員的情緒耗竭和去個性化影響較大。患者不認(rèn)可我的工作、患者提出無理要求、醫(yī)患關(guān)系緊張、工作環(huán)境緊張4個部分的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.87、0.77、0.74和0.73，表明各部分是社會因素的重要組成。患者對全科住培學(xué)員的不認(rèn)可對學(xué)員產(chǎn)生的負(fù)面影響最大[8]。前期研究也表明較低的社會認(rèn)可度導(dǎo)致我國全科醫(yī)師職業(yè)認(rèn)同感低于專科醫(yī)師的主要原因之一。一項針對專碩全科學(xué)員的調(diào)查顯示，100%的調(diào)查對象均認(rèn)為全科醫(yī)生社會地位不高，居民對基層全科醫(yī)生的技術(shù)存在認(rèn)知偏差，對專業(yè)能力信任較低[15]。人們普遍認(rèn)為專科醫(yī)生的技術(shù)能力要優(yōu)于全科醫(yī)生，但全科醫(yī)生和專科醫(yī)生本身并無差別，只是學(xué)科原因而導(dǎo)致其職責(zé)和服務(wù)范圍有所差別。宋麗萍認(rèn)為良好的社會支持能彌補在工作中消耗的積極情緒，有助于身心健康的恢復(fù)[16]，除此之外，全科住培學(xué)員應(yīng)學(xué)習(xí)自我調(diào)節(jié)和減壓，適應(yīng)復(fù)雜的醫(yī)療環(huán)境。因此，一是要加強患者對全科醫(yī)學(xué)的正確認(rèn)知，提高居民在基層的就診率，從而提高全科醫(yī)生的社會地位和職業(yè)榮譽感；二是要提高全科醫(yī)師的診療水平，增強社會各界對全科醫(yī)生的信任；三是要堅持政府的主導(dǎo)作用，積極宣傳全科醫(yī)學(xué)在基層的必要性，強化社會認(rèn)同感，衛(wèi)生、教育、財政、人社、編制、法制等部門協(xié)同參與制度設(shè)計，建設(shè)和保護(hù)對全科住培學(xué)員有價值的社會資源。

3.4 生活因素在職業(yè)因素、個人因素與情緒耗竭、去個性化之間均存在顯著的間接影響

從結(jié)構(gòu)方程模型圖可知，職業(yè)因素、個人因素對情緒耗竭、去個性化產(chǎn)生直接影響的同時，還通過生活因素對其產(chǎn)生間接影響。情緒耗竭是指因工作而極度疲勞、喪失工作熱情等。去個性化是指個體以冷漠、逃避的態(tài)度面對服務(wù)對象。生活因素條目反向計分，分值越高，對生活因素越不滿意。生活因素條目一所得均分為3.50，高于平均值3.0，說明學(xué)員工作壓力大，不能經(jīng)常參加家庭活動。生活因素條目二所得均分為3.89，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于平均值3.0，說明學(xué)員沒有充足的時間享受生活、渴望兼顧工作與生活，表現(xiàn)學(xué)員積極向上的生活態(tài)度。全科住培學(xué)員是全科醫(yī)學(xué)生向全科醫(yī)師過渡的重要階段，臨床培訓(xùn)任務(wù)繁忙，面臨各種考核和培訓(xùn)，肩負(fù)學(xué)業(yè)與生活的雙重壓力。

職業(yè)因素、個人因素對生活因素的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.484和0.153，說明職業(yè)因素對生活因素影響較大，個人因素對生活因素影響較小。生活因素對情緒耗竭、去個性化的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.333和0.207。職業(yè)因素對情緒耗竭的總效應(yīng)值為0.016，職業(yè)因素→情緒耗竭的直接效應(yīng)值0.000，職業(yè)因素→生活因素→情緒耗竭間接效應(yīng)值為0.016。職業(yè)因素對去個性化的總效應(yīng)值為0.100，職業(yè)因素→去個性化的直接效應(yīng)值0.000，職業(yè)因素→生活因素→去個性化間接效應(yīng)值為0.100。職業(yè)因素對低個人成就感并無任何影響。職業(yè)因素包括基層環(huán)境、社會對全科的低認(rèn)可度、職業(yè)榮譽感不強等，分條目得分均大于3.0，最高均分3.44。綜合分析，雖然職業(yè)因素得分高于均分，但是職業(yè)因素對全科學(xué)員職業(yè)倦怠不存在直接影響，這與當(dāng)前職業(yè)因素影響醫(yī)師職業(yè)倦怠存在矛盾。究其原因，可能是因為全科屬于全新的領(lǐng)域，學(xué)員在規(guī)培過程中并不會因基層工作環(huán)境條件、全科職業(yè)前景等因素而產(chǎn)生職業(yè)倦怠，但是職業(yè)因素仍應(yīng)得到相應(yīng)的關(guān)注，有可能對學(xué)員產(chǎn)生其他負(fù)面影響，有待進(jìn)一步研究證實。

本研究發(fā)現(xiàn)職業(yè)因素對情緒耗竭和去個性化的影響是通過生活因素的中介效應(yīng)而發(fā)揮作用的，職業(yè)因素和生活因素密切相關(guān)，當(dāng)職業(yè)發(fā)展需求得不到滿足，對個人生活可能會產(chǎn)生負(fù)面影響。學(xué)員對全科職業(yè)發(fā)展前景并不抱有樂觀向上的態(tài)度，如不想從事基層全科工作、全科的認(rèn)可度低且不能滿足自我發(fā)展的需要，提示現(xiàn)有的全科住培政策并沒有滿足學(xué)員的職業(yè)發(fā)展需求。對于全科住培學(xué)員而言，職業(yè)因素和個人因素的改善，會間接改善生活因素，進(jìn)而降低學(xué)員的倦怠程度。資源保存理論認(rèn)為個體特征資源和組織的支持性資源對全學(xué)員行為產(chǎn)生影響，積極的個體特征有助于個體解決因資源缺乏所造成的倦怠問題。當(dāng)職業(yè)因素等支持性資源得到有效滿足，學(xué)員在生活因素方面也會得到很大改善，會正向影響對生活因素的滿意程度，進(jìn)而間接降低學(xué)員的職業(yè)倦怠程度。因此，在學(xué)員培訓(xùn)期間應(yīng)及時了解學(xué)員生活、身心狀況，培養(yǎng)學(xué)員良好的心理素質(zhì)，緩解學(xué)員壓力，保障學(xué)員對生活更好的追求。此外，應(yīng)改善基層服務(wù)環(huán)境，需增強全科職業(yè)榮譽感，提高學(xué)員職業(yè)認(rèn)同感，滿足學(xué)員職業(yè)發(fā)展需求。

本文利用資源保護(hù)理論和結(jié)構(gòu)方程模型對全科住培學(xué)員的職業(yè)倦怠的影響因素進(jìn)行分析，得到不同因素的影響程度大小，并根據(jù)影響程度針對性地提出建議以改善學(xué)員職業(yè)倦怠狀況。與其它研究另外不同之處在于本研究的研究對象是全科住培學(xué)員，前人研究普遍關(guān)注臨床醫(yī)生和護(hù)士的職業(yè)倦怠，而住培是成為臨床醫(yī)師的必經(jīng)階段，了解學(xué)員在這一階段的倦怠狀況及影響因素是非常有意義的。此外，本文利用中介效應(yīng)進(jìn)一步分析自變量對因變量影響的作用機制，下一步將結(jié)合全科住培激勵現(xiàn)狀進(jìn)行調(diào)查分析，為全科住培發(fā)展提供參考與建議。