臨床護士工作不安全感對心理困擾的影響：一個有調節的中介模型*

鄭 美 王愛青 劉 云 鄒桂元 曹 昱 艾憲英

近年來，面對醫院內部競爭加劇、專業知識更新速度加快、工作考評機制繁瑣及護患關系的日趨嚴峻等形勢，護士感到護理工作不再像以前那樣穩定，帶給護士較高的不安全感體驗，進一步加重護士心理困擾問題。研究顯示，工作不安全感作為一種負性的工作壓力源不僅對個體生理和心理產生影響[1,2 ]，而且會影響其工作態度及組織行為[3～5]。護士心理困擾同職業壓力密切相關[1,6]，同時受個體社會支持[7]、應對方式[8]等影響。既往研究證實，應對方式是壓力與心理困擾之間聯系的關鍵，其影響作用在不同個體間存在差異[8,9]。研究顯示，積極應對可以中介職業壓力與主觀幸福感之間的聯系[10]。基于此，本研究提出以下假設：積極應對可能是工作不安全感影響心理困擾的中介變量。亦有研究表明，不同的社會支持類型對緩解個體壓力、維護身心健康具有積極的改善作用[11]。假設工作不安全感通過積極應對影響心理困擾途徑成立，這種影響是否會因人而異，是否會因為環境因素不同而產生一定差異？因此，本研究也將探討社會支持的調節作用。

1 對象與方法

1.1 對象 采用方便抽樣的方法，選取山東省某市三甲醫院480名護士作為被試。納入標準：(1)獲得護士執業證書，密切接觸患者的臨床一線護士；(2)簽署知情同意書，自愿參加。發放問卷480份，回收有效問卷462份，有效回收率96.25%。

1.2 方法

1.2.1 研究工具

1.2.1.1 一般資料問卷 包括年齡、性別、婚姻情況、文化程度、職稱、工齡、用工形式等資料。

1.2.1.2 心理健康評定量表(K10)[12]用來評估過去4周內個體體驗到的焦慮壓力等非特異性心理健康相關癥狀的頻率，包括10個條目，每個條目采用李克特五級評分，從1～5分別代表“沒有”～“所有時間”,所有條目得分相加得總分，總分越高表明心理困擾狀況越差。K10量表得分≥16分提示個體心理健康狀況相對較差。本研究中該量表的內部一致性為0. 92。

1.2.1.3 工作不安全感量表 由Hellgren J等[13]編制而成，主要用來測量員工對喪失工作本身的擔心及員工對威脅到雇傭關系質量好壞的知覺，包括7個條目。每個條目采用1(沒有)～5(所有時間)五級評分，各條目的相加得總分，總分越高代表個體體驗的工作不安全感水平越高。王慧卿等[14]對該量表在國內應用進行了測量，證明了該量表信效度較好。本研究中該量表內部一致性為0.70。

1.2.1.4 領悟社會支持量表(PSSS)[15]由Zimet編制而成，后經姜乾金漢化而來，該量表包含家庭支持(4個條目)、朋友支持(4個條目)和其他支持(4個條目)3個維度共計12個條目。每個條目采用李克特 7級評分法， 從1～7依次代表“極不同意”～“極同意”，12個條目得分之和即PSSS總分，得分越高，說明社會支持越多。本研究中該量表內部一致性為0.86。

1.2.1.5 簡易應對方式量表(SCSQ)[16]為自評量表，包括積極應對、消極應對2個維度，共20個條目，采用四級評分法：0～3 分別表示“不采用”“偶爾采用”“有時采用”和“經常”，受試者根據自己的情況作答。本研究中只收集積極應對條目得分(1～12條目)，該分量表的內部一致性為0.86。

1.2.2 統計學方法 所有數據資料用SPSS 22.0 進行統計分析，采用t檢驗或方差分析、Pearson分析及多重線性回歸等統計學方法探討變量間的關系。通過Hayes開發的SPSS-PROCESS宏插件進行中介效應檢驗，抽樣數為5 000，若95%CI不包括0，表明中介效應顯著[17]。以P<0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 各量表的描述性統計及Pearson相關分析 臨床護士K10總分為(23.72±7.22)分，85.9%的臨床護士存在不同程度的心理困擾。t檢驗和方差分析結果顯示，不同年齡、工作年限、學歷、職稱類型、雇傭類型等護士K10得分比較差異均有統計學意義(P<0.05)。見表1。Pearson分析表明，K10得分與工作不安全感得分呈正相關(P<0.01)，與積極應對得分、社會支持得分均呈負相關(P<0.01)；社會支持得分與工作不安全感得分呈負相關(P<0.01)，與積極應對得分呈正相關(P<0.01)。見表2。

表1 462名不同人口學特征護士K10得分比較

表2 各變量的描述統計及Pearson相關分析

2.2 積極應對在工作不安全感與心理困擾間的中介作用 首先，采用Hayes開發的SPSS-PROCESS宏插件進行中介檢驗，在控制一般資料中與心理困擾關系有統計學差異的變量后，驗證SCSQ積極應對在工作不安全感與心理困擾關系間的中介效應。Bootstrap檢驗結果顯示(見表3)，積極應對在工作不安全感與心理困擾間的間接效應的95%CI為0.0165～0.1324，可信區間不包含0，中介效應顯著，中介效應占總效應的9.30%。

表3 積極應對在工作不安全感與心理困擾間的Bootstrap分析

2.3 社會支持在工作不安全感、積極應對及心理困擾間的調節作用 采用經典的中介變量的調節效應檢驗程序[18]進行多重回歸分析。為避免共線性問題發生，先將各變量進行中心化處理。首先，以積極應對為因變量，分別以工作不安全感、社會支持、工作不安全感×社會支持為自變量進行回歸分析，建立模型1。其次，以K10為因變量，分別以工作不安全感、社會支持、積極應對、工作不安全感×社會支持、積極應對×社會支持為自變量進行回歸分析，建立模型2。結果見表4，模型1 中，工作不安全感×社會支持對積極應對的影響效果不顯著(β=0.007，P>0.05)，說明社會支持不能調節工作不安全感與積極應對方式間的關系。模型2中，積極應對×社會支持對心理困擾的影響效果顯著(β=-0.148，P<0.01)，說明社會支持可以調節積極應對與心理困擾間的關系，且社會支持調節了工作不安全感—積極應對—心理困擾這一過程的后半路徑。進一步的簡單斜率回歸分析表明，當社會支持低時(M-SD)，積極應對對心理困擾的預測作用無統計學意義(β=-0.089,P>0.05)；當社會支持高時(M+SD)，積極應對對心理困擾有負向預測作用(β=-0.398,P<0.01)，即當社會支持高時，積極應對對心理困擾的預測作用呈下降趨勢。見圖1。

表4 社會支持在工作不安全感、積極應對、心理困擾間調節效應檢驗

圖1 社會支持在積極應對與心理困擾之間的調節效應

3 討論

本研究結果表明，護士工作不安全感可以正向預測心理困擾的變化，即護士工作不安全感水平越高，心理困擾問題越嚴重，該結果進一步證實了工作不安全感作為負性壓力源對身心健康的負面效應[19]。工作不安全感是員工對喪失工作本身的擔心。護理職業工作強度大、風險高、技術更新換代速度快，再加上醫療衛生體制改革的深入及去編制化的影響，護士極易對目前工作及工作重要特征存續性產生擔憂。而員工持續性處于安全感缺乏狀態下，其身心健康必然會受到不同程度的損害。本研究中，臨床護士心理困擾問題檢出率為85.9%。因此，臨床護士的工作不安全感及其導致的心理困擾問題應當引起關注。

本研究發現，積極應對作為中介變量可以影響工作不安全感與心理困擾的關系，即工作不安全感可以通過直接和間接兩條途徑作用于臨床護士的心理困擾。一方面，工作不安全感會直接影響護士的心理健康水平，工作不安全感水平越高，心理困擾越嚴重；另一方面，工作不安全感通過影響積極應對間接作用于心理困擾。研究發現，面對工作中的壓力，不同的應對傾向給個體身心狀況帶來不同影響，選擇恰當的方法應對困境，有助于提高工作滿意度[20,21]。盡管臨床護士工作繁重、易發生情緒耗竭、整日處于緊張壓力狀態下，但如果能夠更多地采取主動求助、勇敢面對、解決問題等積極應對方式，有助于緩解工作不安全感引起的消極影響和個體消極感受。因此，在強調改善臨床護士工作不安全感對心理困擾影響的直接途徑時，更應關注臨床護士積極應對方式的作用，通過干預積極應對方式這條間接途徑，可以有效緩解工作不安全感對臨床護士心理困擾的影響。

調節作用結果顯示，社會支持調節工作不安全感—積極應對—心理困擾的后半程。當社會支持水平低時，積極應對對心理困擾無預測作用，社會支持不起調節作用。當社會支持水平高時，積極應對對心理困擾有負向預測作用，即高社會支持能增強積極應對與心理困擾間的負向關系。換句話說，護士的社會支持水平越高，就越能緩解工作不安全感產生的負面影響。社會支持是社會或他人對個人提供的支持，與低社會支持水平的個體相比，高社會支持的個體更能夠感知和積極調用自身所擁有的社會資源，應對危機時會選擇采取更合理的應對策略，從而有效降低工作不安全感產生的負性結果，維護個體身心健康。因此，在針對臨床護士心理困擾問題的干預方面，應該強調社會支持的作用，建立有效的社會支持系統，減少職業壓力帶來的損害。

本研究進一步探討了工作不安全感與心理困擾的保護因素及作用機制，積極應對和社會支持作為保護因素對心理困擾具有緩沖作用，為改善臨床護士心理困擾制定干預方案提供新思路。從干預的有效性考慮，首先，醫院管理者應當重點關注臨床護士工作不安全感的預防，工作不安全感源自于對工作的不確定及未來的不可預測性，醫院的管理人員應向護士闡明機構政策、程序、目標和標準，并為其提供持續的學習和培訓機會，以減少不確定性，提高可預測性；其次，是鼓勵護士盡可能采取主動求助、勇敢面對、解決問題等積極應對方式；最后，應從社會、組織、家庭多維層次關心關愛護士，認可護理工作價值，努力構建支持性的工作生活氛圍，提高護士主觀上所感受的社會支持度。