工作場所暴力影響員工心理健康的組織支持紓解機制*
——基于對醫護人員的樣本調查分析

趙富強， 劉惟伊

(武漢理工大學 管理學院，武漢 430070)

一、 引 言

工作場所暴力事件不但誘發員工心理健康風險，而且影響其工作態度、行為與績效，從而不利于組織的可持續健康發展。近年來我國醫院工作場所暴力事件頻發，其不但造成醫患關系緊張、醫患間信任下降，而且也給醫護人員帶來巨大的心理負擔，嚴重影響醫護人員的心理健康，尤其是近年發生的北京朝陽醫院眼科醫生陶勇被砍、湖北孝感中心醫院患者帶刀醫鬧、江西胡醫生查房被刺致死等醫暴事件，說明醫院暴力仍未得到有效遏制。醫院工作場所暴力事件的發生在干擾醫院診療秩序、降低醫院診療質量的同時，也引發了醫護人員的心理健康風險。新冠肺炎疫情期間，醫護人員的巨大貢獻得到社會廣泛認可的同時，其在這場疫情中可能面臨的心理健康風險也再次受到社會的廣泛關注，已有多項研究表明疫情期間醫護群體均存在不同程度的焦慮和抑郁[1-2]，而在履行診療工作時，只有具有良好心理健康狀況的醫護人員方能作出及時、科學以及準確的醫學判斷，進而有利于提高醫院的服務質量。因此，2020年1月27日，國家衛生健康委印發《新型冠狀病毒感染的肺炎疫情緊急心理危機干預指導原則》，將醫護及相關人員列入重點關注人群。同年3月5日，國家衛生健康委和民政部聯合印發《關于加強應對新冠肺炎疫情工作中心理援助與社會工作服務的通知》，要求加強對一線醫護及相關人員的心理援助與社會工作服務。綜上所述，從醫院工作場所暴力氛圍(簡稱醫暴氛圍)與防暴組織支持(簡稱防暴支持)角度研究如何紓解醫暴氛圍帶給醫護人員心理健康風險的影響，從而提升其心理健康水平，具有重要的現實意義。創傷后應激障礙(Post-traumatic Stress Disorder)、焦慮、抑郁和倦怠是目前最為普遍的心理健康風險表現[3]，而工作場所暴力影響員工心理健康的既有相關研究主要集中在創傷后應激障礙和倦怠方面，而對焦慮和抑郁的影響研究尚不多見[4]。同時，醫院暴力作為工作場所暴力之一，在醫患關系日趨緊張的背景下，醫生群體的焦慮發生率為46.5%，抑郁發生率為46.9%，均遠高于全國常模，這對醫護人員工作職責的有效履行以及醫院服務質量的提高帶來嚴重不良影響[5]。基于此，本研究旨在關注醫護人員心理健康風險中的焦慮和抑郁。

社會認知理論認為，患者、同事、家人以及社會對醫護人員工作的反饋評價信息會影響醫護人員的職業自我效能感，而自我效能感又影響個體的焦慮和抑郁水平[6-7]。為進一步探究醫暴氛圍影響醫護人員心理健康風險的作用機制，本研究基于社會認知理論，提出職業自我效能感(Occupational Self-efficacy)中介醫暴氛圍對醫護人員心理健康風險的影響。為紓解醫暴氛圍對醫護人員心理健康的影響，本研究借鑒組織支持概念，引入防暴支持這一概念，根據社會交換理論，本研究認為良好的防暴支持有利于提高醫護人員的職業認同，而具有高職業認同的個體在困難時會表現得更加堅定自信與堅忍不拔，對潛在職業威脅有著更為清晰的認知與靈活的應對[8]。基于此，本研究認為，對于高職業認同的醫護人員來說，在醫暴氛圍下，會通過主動調控自身情緒或心理狀態積極獲取外界有利信息去預防和處理醫院工作場所暴力事件，那么醫暴氛圍對其職業自我認同感以及心理健康的負面影響會大大減小。

基于此，本研究擬圍繞“醫暴氛圍對醫護人員心理健康風險的作用機制”這一核心問題，基于社會認知理論與社會交換理論，探究醫暴氛圍對醫護人員心理健康風險的作用機制，重點分析防暴支持是否有利于醫護人員塑造并增強職業認同，并通過職業認同紓解醫暴氛圍通過職業自我效能感對醫護人員心理健康風險的間接作用機制。從而構建防暴支持管理實踐，強化職業認同教育培訓，進而形成醫暴氛圍影響醫護人員心理健康的紓解機制，以期降低醫暴氛圍對醫護人員心理健康風險的影響。

二、 理論基礎和研究假設

(一) 醫暴氛圍對醫護人員心理健康的作用機制

醫暴即醫院工作場所暴力，屬于工作場所暴力之一，鑒于工作場所暴力對員工、組織與社會帶來的危害，諸多學者從不同視角對工作場所暴力(Workplace Violence)的內涵進行了相關界定，其中最為廣泛接納與使用的是Wynne等的定義，其將工作場所暴力界定為“工作相關情形下，對工作人員的虐待、恐嚇與攻擊，并影響其安全、幸福與健康的明確或隱晦行為”[9]。研究表明，醫護人員是世界上工作場所暴力的最主要受害者[10]，醫院工作場所暴力是威脅醫務工作者生理與心理健康的第一危險因素[11]。王立成等將醫院工作場所暴力定義為“在醫療工作場所內，患者、家屬或探訪者等人對醫療衛生人員通過軀體、語言攻擊和性威脅等造成其生理和心理傷害的暴力事件”[12]。Hesketh等將衛生保健工作者工作場所暴力分為軀體攻擊、攻擊威脅、情感威脅、言語的性騷擾和軀體的性騷擾四種類型[13]。Farinaz實證研究發現，一年內完全直接接觸或直接和間接接觸過工作場所暴力的護士報告創傷后應激障礙、焦慮、抑郁和倦怠的可能性是未接觸過工作場所暴力護士的2至4倍[4]。暴力氛圍感知即當個體面臨暴力事件、信息傳播、軀體攻擊、威脅恐嚇、情感虐待以及性騷擾時，所感知到的生理與心理上的威脅與挑戰，其可以預測生理應激反應、心理應激反應(焦慮和抑郁)以及工作場所安全[14]。綜上所述，本研究將“醫院工作場所暴力氛圍感知”簡稱為“醫暴氛圍”，描述為醫護人員所感知到的患者及其家屬對醫護及相關人員造成生理和心理傷害的包括軀體攻擊、攻擊威脅、情感威脅、言語的性騷擾或軀體的性騷擾的暴力事件。根據情緒評價理論,認知工作不安全感會引發消極的情緒體驗[15]，強烈的醫暴氛圍會增加醫護人員的工作不安全感，進而影響醫護人員的心理健康，加大醫護人員焦慮或抑郁的風險。

自我效能感(Self-efficiency)是指人們對自己是否能實現某特定領域行為目標所需能力的判斷和信念[16]，所以職業自我效能感是指自我效能感在工作領域的具體體現，即個體在職業生涯中所有與職業內容相關的自我效能感[17]。高自我效能感作為個體面對困境時的積極心理資源，是其身心健康的重要保護因子[18]，研究表明，自我效能感與抑郁、焦慮顯著負相關[6-7]。根據社會認知理論，醫護人員的職業自我效能感受到患者及其家屬、同事、上級等與醫護工作相關的人員的影響，工作過程中相關人員根據醫護人員能否完成某項工作任務而采取的信息反饋或指導會使醫護人員對自身能力產生一定判斷，從而加強或削弱醫護人員的職業自我效能感。因此，處于暴力氛圍中的醫護人員會認為患者及其家屬不認可本人或所在職業群體的工作能力或工作質量，從而導致醫護人員心情緊張或情緒低落[19]，進而挫傷醫護人員的職業自我效能感。社會認知理論認為，自我效能感的主體對所處情境抱有積極的態度并預期成功的機會能幫助其有效應對組織環境障礙[20]，從而降低不良環境對個體帶來的負面影響。因此，職業自我效能感可能是影響醫暴氛圍與醫護人員心理健康間關系的重要因素。綜上所述，醫暴氛圍可能通過醫護人員職業自我效能感對自身心理健康產生影響。基于此，本研究提出如下假設：

假設H1：職業自我效能感在醫暴氛圍與醫護人員焦慮/抑郁之間有顯著中介作用。

(二) 職業認同的調節作用

職業認同(Professional Identity)是個體對所從事職業的肯定性評價[21]。個體職業認同很大程度上有利于其在多變職業環境中發現并抓住機遇，高職業認同個體在面臨不確定情境時會表現得更加自信，更能積極調控情緒和主動探索外部信息，對潛在職業威脅有著更為清楚的認知[8]。因此，高職業認同個體會不斷提高自我效能感，從而具備更高的自我調節能力與環境適應能力。反之，低職業認同個體會具有低職業決策效能感[22]。因此，高職業認同的醫護人員能更好地適應與應對醫暴氛圍，降低醫暴氛圍對自身的不良影響。高職業認同影響下，醫暴氛圍對醫護人員職業自我效能感產生的負向影響減小。綜上所述，本研究提出如下假設：

假設H2： 職業認同負向調節醫暴氛圍與職業自我效能感間的關系，即職業認同感越強，醫暴氛圍對職業自我效能感的影響越弱。

根據社會認知理論，醫暴氛圍會降低醫護人員的職業自我效能感，進而影響其心理健康，因而職業認同調節醫暴氛圍與職業自我效能感之間的關系，從而調節醫暴氛圍通過醫護人員職業自我效能感對其心理健康的間接作用。具體而言，當醫護人員職業認同水平較低時，其職業自我效能感越低，因而醫暴氛圍通過職業自我效能感對醫護人員心理健康風險的影響越強；而對于具有高職業認同感的醫護人員，其職業自我效能感越強，醫暴氛圍通過職業自我效能感對醫護人員心理健康風險的間接作用越弱。綜上所述，本研究提出如下假設：

假設H3：職業認同負向調節醫暴氛圍通過醫護人員職業自我效能感對醫護人員焦慮/抑郁的間接作用，職業認同水平越高，醫暴氛圍通過醫護人員職業自我效能感對其焦慮/抑郁的間接作用越弱。

(三) 防暴支持通過職業認同的紓解機制

暴力預防氛圍(Violence Prevention Climate)最早由Spector等提出，基于組織角度將其描述為員工對管理層制定的暴力預防政策、程序和培訓等的看法或感知評價[14]。基于此，本研究將醫院為預防和處理醫護人員發生暴力事件而做出的一系列管理政策、程序、實踐或措施等定義為“防暴支持”，具體包括組織支持、管理支持、管理承諾、管理培訓、安全氛圍營造、暴力事件發生前的預防、發生中的處置以及發生后的補救處理等。社會交換理論表明，員工對組織是否重視與關心自己的總體知覺與自信，反應組織對員工的責任[23]，即積極的防暴支持可以讓醫護人員感受到醫院在暴力事件上對醫護人員的支持與幫助,進而滿足醫護人員在職場環境中的工具與情感需求[24]，從而一定程度上有利于增強醫護人員的職業認同。綜上所述，本研究提出如下假設：

假設H4：防暴支持正向影響職業認同。

完善而有效的防暴支持有利于醫護人員塑造并加強職業認同，防暴支持可為醫護人員提供醫暴事件的預防和應對措施以及心理關懷等，基于社會交換的互惠原則，醫護人員對其所從事的職業和所在醫院會產生強烈的認同感。社會認知理論認為，個體通過特定社會背景下角色模型的行為進行觀察學習，從中提取信息并進行自我判斷，進而對外部刺激作出一定反應[25]。醫院針對醫暴事件的防暴組織支持舉措，會使具有高度職業認同的醫護人員在醫暴事件發生前后，更為積極主動地依照醫院防暴政策與程序，預防與處理相關醫暴事件，從而維持或增強其在醫暴氛圍下的職業自我效能感。因此，防暴支持可能通過職業認同阻礙醫暴氛圍對醫護人員職業自我效能感的削弱作用，進而弱化醫暴氛圍對醫護人員心理健康的消極影響。因此，防暴支持通過影響職業認同負向調節醫暴氛圍與職業自我效能感間關系。基于以上分析，提出下列假設：

假設H5：防暴支持通過影響職業認同負向調節醫暴氛圍對醫護人員職業自我效能感的影響。

綜上所述，本研究理論概念模型如圖1所示。

圖1 理論概念模型

三、 研究設計

(一) 數據收集

本研究采用問卷調查法收集數據。由于疫情影響，把各量表以問卷星的方式通過微信群發放給研究對象。問卷注明調查目的與填寫規則，承諾保密原則，設置每位用戶地址限填1次，隨機選取北京市、上海市、湖北省、浙江省和廣東省三甲醫院中的在職醫護人員，共發放問卷509份，剔除前后矛盾的無效問卷后得到有效問卷506份，回收率達99.41%。在性別方面，男性117名，占23.12%；女性389名，占76.88%。婚姻狀況上，未婚者173名，占34.18%；已婚者331名，占65.42%；選擇其他情況(離婚等)的2名，占0.40%。在學歷方面，大專及以下55名，占10.87%；本科378名，占74.70%；碩士及以上73名，占14.43%。在職位方面，護士141名，占27.87%；醫生365名，占72.13%。在職級方面，未定級56名，占11.07%；初級211名，占41.70%；中級192名，占37.94%；高級47名，占9.29%。在年齡上，平均年齡為30.889歲，標準差為6.571；在工作時間上，平均任職時間為9.077年，標準差為6.425。

(二) 變量測量

醫暴氛圍：采用改編自王培席等的中國版工作場所暴力量表[26]，將暴力實施者設定為“患者及其家屬”，該量表共有五維10個條目，包括軀體攻擊、威脅恐嚇、情感虐待、語言的性騷擾和軀體性騷擾五個維度，例題如“近12個月有患者及其家屬對您進行軀體攻擊(軀體攻擊包括咬、打、推、吐唾沫等行為)嗎”。采用李克特5點計分方式，1-5分別代表“從未”、“1次”、“2次”、“3次”、“4次及以上”。該量表Cronbach’s α系數為0.756。

防暴支持：根據黃荷芳的護士工作場所暴力支持氛圍感知量表[27]，該量表分為三個維度28項條目，例題如“管理層鼓勵醫護人員報告身體暴力”。采用Likert 5點計分，1-5分別代表“非常不符合”、“比較不符合”、“一般”、“比較符合”、“非常符合”。該量表Cronbach’s α系數為0.986。

職業自我效能感：采用Schyns和Collani的8條目簡明版職業自我效能感量表[28]，采用Likert5點計分，從“完全不同意”到“完全同意”的分數為1-5分。例題如“以我的才智，我知道如何應對工作中突如其來的事情”。該量表Cronbach’s α系數為0.944。

職業認同：采用劉鴻宇等設計的職業認同感13條目量表[29]，例題如“為了單位的成功，我愿意盡全力去履行超過崗位要求的工作任務和職責”。得分越高，表示對職業認可度越高。采用Likert5點計分,從“完全不同意”到“完全同意”的分數為1-5分。該量表Cronbach’s α系數為0.948。

焦慮：采用Spitzer等的7條目廣泛性焦慮障礙量表(GAD-7)[30]，例題如“最近兩周感覺緊張，焦慮或急切”，各條目采用1-4分的4級評分法。該量表Cronbach’s α系數為0.929。

抑郁：采用Spitzer等的患者健康問卷9條目抑郁癥狀群量表(PHQ-9)[31]，例題如“最近兩周做事情時提不起勁或只有少許樂趣”。該量表對各條目進行1-4分的4級評分法。該量表Cronbach’s α系數為0.904。

控制變量：由于醫護人員的性別、年齡、婚姻狀況、學歷、工作時間、職位和職級等可能影響變量間作用關系，因而本研究將其作為控制變量。性別、年齡、婚姻狀況、學歷、職位和職級均為虛擬變量，男性編碼為1，女性編碼為2；30歲及以下編碼為1，31～40歲編碼為2，41～50歲編碼為3，51歲及以上編碼為4；未婚編碼為1，已婚編碼為2，其他情況(離婚等)編碼為3；大專及以下編碼為1，本科編碼為2，碩士及以上編碼為3；護士編碼為1，醫生編碼為2；未定級編碼為1，初級編碼為2，中級編碼為3，高級編碼為4。

(三) 統計分析

本研究采用EXCEL進行數據錄入與管理，使用SPSS 25.0進行描述統計、相關性分析以及多元線性回歸進行中介作用與調節效應假設檢驗，并采用運用SPSS宏程序PROCESS程序進行有調節的中介作用假設檢驗。

四、 統計分析

(一) 共同方法偏差檢驗

本研究Harman單因子檢驗結果顯示，未經旋轉的因子分析發現8個特征值大1的公共因子，累計解釋變異量為75.928%，其中第一因子解釋變異量為36.717%，沒有超過40%判斷標準。進一步采用共同潛變量法檢驗共同方法偏差，加入共同方法偏差潛變量前后，驗證性因子分析模型擬合指標變化為：Δχ2/df=-0.067，ΔGFI=0.005，ΔCFI=0.004，ΔNFI=0.005，ΔIFI=0.005，ΔTLI=0.005，ΔRMSEA=-0.001，沒有較大改善，說明變量測量不存在嚴重的共同方法偏差。

(二) 驗證性因子分析

本研究驗證性因子分析結果如表1。六因子模型擬合效果最為理想，說明本研究變量間區分效度良好。

表1 驗證性因子分析結果

(三) 描述性統計與相關性分析

各變量的平均值、標準差以及變量間相關系數如表2所示。醫暴氛圍與焦慮、抑郁呈顯著正相關(r=0.306,p<0.001;r=0.307,p<0.001);醫暴氛圍與職業自我效能感呈顯著負相關(r=-0.256,p<0.001);職業自我效能感與焦慮、抑郁呈顯著負相關(r=-0.333,p<0.001;r=-0.321,p<0.001)；防暴支持與醫暴氛圍呈顯著負相關(r=-0.361,p<0.001)；防暴支持與職業自我效能感呈顯著正相關(r=0.491,p<0.001)；防暴支持與焦慮、抑郁呈顯著負相關(r=-0.321,p<0.001;r=-0.351,p<0.001);防暴支持與職業認同呈顯著正相關(r=0.587,p<0.001)；職業認同與醫暴氛圍呈顯著負相關(r=-0.312,p<0.001);職業認同與職業自我效能感呈顯著正相關(r=0.729,p<0.001)；職業認同與焦慮、抑郁呈顯著負相關(r=-0.354,p<0.001;r=-0.352,p<0.001)。

表2 變量的相關系數

表3 中介作用回歸分析

(四) 假設檢驗

1.職業自我效能感的中介作用檢驗

根據Baron和Kenny的中介檢驗程序[32]，本研究對職業自我效能感進行中介檢驗結果如表3所示。根據模型6和模型9可知，醫暴氛圍顯著正向影響焦慮(β=0.246，p<0.001)和抑郁(β=0.221，p<0.001)；由模型2可知，醫暴氛圍顯著負向影響職業自我效能感(β=-0.195，p<0.001)；由模型7和模型10可知，當職業自我效能感納入回歸后，醫暴氛圍對焦慮(β=0.190，p<0.001)和抑郁(β=0.173，p<0.001)顯著下降。醫暴氛圍通過職業自我效能感影響醫護人員焦慮的間接效應值0.056,其95%的置信區間為[0.040,0.095]，區間不包含0；醫暴氛圍通過自我效能感影響醫護人員抑郁的間接效應值0.048,其95%的置信區間為[0.037,0.094]，區間不包含0。因此，職業自我效能感在醫暴氛圍與醫護人員心理健康風險(焦慮/抑郁)之間存在部分中介作用。

2.職業認同的調節作用檢驗

本研究將醫暴氛圍、職業認同進行中心化處理后，采用分層回歸檢驗職業認同對醫暴氛圍和職業自我效能感的調節效應，結果如表3所示。由模型4可知，將醫暴氛圍和職業認同的交互項放入回歸方程后，交互項對職業自我效能感的負向影響顯著(β=-0.042,p<0.05)，且交互項的回歸系數方向與自變量相同。因此，職業認同負向調節醫暴氛圍與職業自我效能感間的關系，假設H2得到支持。

職業認同在醫暴氛圍與職業自我效能感間調節效應的簡單斜率分析如圖2所示。在高職業認同水平上，醫暴氛圍與自我效能感顯著負相關，職業自我效能感隨醫暴氛圍強度增加而有所提升；在低職業認同水平上，醫暴氛圍與職業自我效能感幾乎沒有影響。進一步采用Hayes的Process插件[33]的bootsrtap調節效應檢驗結果如表4，高職業認同下，醫暴氛圍與職業自我效能感顯著負相關，而低職業認同下，醫暴氛圍與職業自我效能感沒有顯著影響。

如表5所示，在職業認同水平較低(M-1SD)和中等(M)的被試，職業自我效能感的中介效應bootstrap 95%置信區間的上、下限包含0，表明不存在中介效應；在職業認同水平較高(M+1SD)的被試，職業自我效能感的中介效應bootstrap 95%置信區間的上、下限不包含0，表明存在中介效應。根據Hayes有調節的中介效應檢驗方法[34]，當不同水平下間接作用有的顯著有的不顯著時，可以檢驗參數Index，本研究中“醫暴氛圍→職業自我效能感→焦慮”和“醫暴氛圍→職業自我效能感→抑郁”兩條路徑下的參數Index 95%置信區間均不包括0，表明均存在被調節的中介效應。因此，假設H3得到支持。

圖2 職業認同在醫暴氛圍和職業自我效能感之間的調節效應

表4 簡單斜率分析

表5 有調節的中介作用檢驗

3.防暴支持的紓解作用檢驗

本研究中職業認同的調節作用是在防暴支持的影響下發生的，即防暴支持通過醫護人員的職業認同調節醫暴氛圍與醫護人員職業自我效能感間關系。針對該類型有中介的調節效應，本研究使用系數乘積法[35]進行假設檢驗，結果如表6所示。由模型2可知，防暴支持顯著正向影響職業認同(β=0.420,p<0.001)。因此，假設H4得到支持。根據系數乘積法，如果防暴支持對職業認同的影響系數(模型2，β=0.420,p<0.001)與“醫暴氛圍*職業認同”的交互項對職業自我效能感的影響系數(模型6，β=-0.050,p<0.05)的乘積顯著，則表明存在有中介的調節效應。Sobel檢驗表明，間接效應為-0.021(即0.420*(-0.050))，效應顯著(Z=-2.151,p<0.05)；運用Bootstrap法對全樣本進行5000次抽樣發現，醫暴氛圍與職業認同交互項95%置信區間為[-0.096，-0.004]，區間不包含0，進一步證明間接調節效應顯著。因此，假設H5得到支持。

表6 防暴支持的調節作用

五、 結果討論

(一) 研究結論

本研究通過醫暴氛圍對醫護人員心理健康作用機制以及防暴支持紓解機制的模型構建與實證研究得出如下結論：(1)職業自我效能感中介醫暴氛圍對醫護人員心理健康(焦慮/抑郁)的影響。其中醫暴氛圍正向影響醫護人員的心理健康風險，職業自我效能感與醫護人員的心理健康風險呈負相關，這與Spector等[14]、Farinaz[4]、于成林等[6]、陳倩冬等[7]學者的研究結論一致。(2)職業認同負向調節醫暴氛圍對醫護人員職業自我效能感的直接作用以及其通過職業自我效能感對心理健康風險(焦慮/抑郁)的間接作用。說明職業認同的確能夠抑制醫暴氛圍對醫護人員職業自我效能感的削弱。(3)防暴支持正向影響醫護人員的職業認同。這與社會交換、社會認同以及資源保存等理論相一致。(4)防暴支持通過影響職業認同負向調節醫暴氛圍與職業自我效能感之間的影響關系。說明醫院的防暴政策、程序與措施能夠有效提升醫護人員的職業認同，從而抑制醫暴氛圍對自我效能感的削弱，進而緩解醫暴氛圍對醫護人員心理健康風險的影響。

(二) 理論貢獻

本研究主要理論貢獻在于：(1)豐富了醫暴氛圍影響效果的理論研究。本研究通過實證研究闡釋了醫暴氛圍通過削弱其職業自我效能感，從而影響醫護人員心理健康風險的作用機理，因而拓展了醫暴氛圍對醫護人員心理健康風險的作用路徑與機制研究；(2)拓展了職業認同的情景條件研究。職業認同在醫暴氛圍對職業自我效能感直接作用以及其通過職業自我效能感對醫護人員心理健康間接作用的情景條件研究，有利于學界更好地認識與理解醫暴氛圍為何會對醫護人員心理健康水平產生不同程度的影響；(3)提出了醫暴氛圍對心理健康的紓解機制研究。本研究通過探究防暴支持通過職業認同紓解醫暴氛圍通過職業自我效能感對其心理健康風險的影響，從而在探究醫暴氛圍對醫護人員心理健康風險作用機制探究的基礎上，明確了防暴支持通過職業認同在其間的紓解機制。

(三) 管理啟示

本研究通過揭示醫暴氛圍對醫護人員心理健康(焦慮/抑郁)作用機制與防暴支持紓解機制的研究，對醫院管理層如何有效防范醫暴事件發生、緩解醫暴氛圍影響、提高職業自我效能感、提升職業認同以及防范與化解醫護人員心理健康水平具有重要的指導意義。(1)醫院管理層應充分考慮與積極實施心理援助、教育培訓以及組織關懷等，提高醫護人員職業自我效能感，例如鼓勵醫護人員多參加繼續教育與學術交流、關懷醫護人員家屬、建立完善的醫護人員職業發展機制、日常工作中管理層多鼓勵與認可醫護工作、認真聽取并適當采納醫護人員對于醫院暴力管理方面的建議等；(2)醫院管理層應建立完善的防暴組織管理實踐與措施，例如成立跨專業工作小組，設計并推行預防醫暴計劃，具體包括對醫院的危機評估、安全預案和預警機制等；加強風險管理，具體包括完善醫院監控手段、完善醫院異常事件通報系統、對暴力事件個案進行風險評估、對高風險醫護及相關人員提供個人防護裝備等；對醫護及相關人員進行預防及處理暴力事件的科普及培訓等，從而紓解醫暴氛圍對醫護人員心理安全健康風險的影響；(3)醫院管理層一方面應該通過培訓開發、團隊拓展訓練以及知識技能提升等培育開發員工的職業自我效能感，以弱化醫暴氛圍對醫護人員心理健康的傳導影響；另一方面，應該加強醫護人員職業使命感、意義感、責任感以及義務感等培訓，從而提升醫護人員職業認同，以強化防暴支持對醫暴氛圍影響醫護人員心理健康的紓解作用。

(四) 研究展望

由于知識、資源、能力和認知所限，本研究還存在如下局限：(1)數據采集。本研究采用橫截面數據分析變量關系與檢驗理論模型，雖然可以反應變量間累積因果關系但難以真實反應變量間時間序列因果關系，因而未來研究可嘗試利用縱向研究設計或多波段收集數據，從而使變量間因果關系更具嚴謹性。(2)同源方差。本研究數據均源自醫護人員自行填寫的問卷，因而共同方法偏差在所難免，因而未來研究可以考慮主觀評價與客觀評價相結合的異源配對法等方式來測量各個變量，以提高數據質量。(3)控制變量。本研究盡管選取醫護人員的性別、年齡、婚姻狀況、學歷、工作時間、職位與職級作為控制變量，但仍然存在例如科室等其他因素對研究結果的影響，因而未來研究可進一步探索可能對職業自我效能感、職業認同、醫護人員心理健康風險等變量產生影響的其他因素。(4)變量測量。本研究所測量的醫暴氛圍僅考慮了醫護人員直接接觸醫暴事件的情況，而沒有考慮醫護人員間接接觸醫暴事件的情形，因而未來研究可進一步探究醫護人員以不同的形式接觸不同類型暴力事件后的心理健康狀態，從而豐富完善醫暴氛圍對醫護人員心理健康風險的影響機制。