流水線工人職業緊張與心理健康：自我效能感調節效應

魯曉涵 錢銘周 金平 袁勤 邢曉萍

摘? 要：目的? 用簡明職業緊張問卷[基于工作要求-自主性模型（JDC）及付出-回報失衡模型（ERI）]分別評估電子制造廠流水線工人的職業緊張狀態，研究并反映職業緊張不同維度評分與心理健康程度、自我效能感之間的關系。方法? 采用單純隨機抽樣法于2021年1月抽取某電子制造廠的流水線作業工人272例，采用一般健康問卷（GHQ）、簡明職業緊張問卷及一般自我效能感量表（GSES）對研究對象進行調查。結果? 本研究顯示，GHQ篩查陽性率（即心理不健康者所占比）50.74%，JDC職業緊張率69.12%，ERI職業緊張率58.09%。一般心理健康與自我效能感（r=-0.263，P<0.01）、JDC工作自主性（r=-0.178，P<0.01）、JDC社會支持（r=-0.226，P<0.01）、ERI工作回報（r=-0.240，P<0.01）呈負相關，與ERI工作付出（r=0.209，P<0.01）、ERI內在投入（r=0.146，P<0.05）呈正相關;自我效能感與JDC工作要求（r=0.150，P<0.05）、JDC工作自主性（r=0.358，P<0.01）及JDC社會支持（r=0.290，P<0.01）呈正相關，與ERI工作付出、ERI工作回報及ERI內在投入無統計學相關。自我效能感在JDC模型職業緊張與一般心理健康中存在調節作用（F=2.564，P<0.05），在ERI模型職業緊張與一般心理健康中的調節效應不顯著（F=0.161，P>0.05）。結論 流水線工人JDC模型職業緊張及ERI模型職業緊張均處于較高水平，JDC職業緊張并非直接影響心理健康，而是通過自我效能感的調節作用對心理健康產生負面影響，ERI職業緊張不受自我效能感的調節，而獨立對流水線工人的心理健康產生負面影響。

關鍵詞：工作要求-自主性模型;付出-回報失衡模型;一般心理健康;自我效能感

中圖分類號：R395.1 文獻標識碼：A 文章編號：1009-8011（2022）-8-0-04

隨著我國工業化、現代化進程的不斷加快，職業人群的心理健康問題受到廣泛關注。電子制造業的員工以外來務工者居多，他們所從事的流水線作業有工作節奏快、時間長、重復機械性勞動以及生產過程紀律嚴格等特征，更易誘發從業者職業緊張、對心理健康有負面影響。近年來，社會-心理因素作為一項影響職業人群心理健康的因素，越來越受到研究者的重視，相關研究發現：工作中高要求、低自主性、過高心理需求、付出-回報失衡、低社會支持等社會-心理因素均是影響心理健康的危險因素[1-3]。目前，工作要求-自主性模型（job demand-control，JDC）與工作付出-回報失衡模型（effort-reward imbalance，ERI）是兩種被廣泛認可的職業緊張模型，能從不同角度考慮緊張源，JDC強調個體自身內在感受，ERI則以整個社會交換的互惠為出發點，兩者聯用有良好的預測作用。

對緊張源的反應過程中，個體特征發揮重要作用，應考慮個體特征的調節效應。自我效能感是指個體對自身能否完成某一任務的推測和判斷，是一種內在潛能。自我效能感的差異導致個體面對相同事件產生不同應對方式。自我效能感與人格特征、應對方式密切相關，且與個體的情緒失調、倦怠有關[4-5]，可以緩沖外界應激源對個體情緒的負面影響[6]，是重要的個人資源。基于此，本研究提出假設：自我效能感在基于兩種模式的職業緊張與心理健康中起調節作用。

1? 資料與方法

1.1? 一般資料

樣本來源于某電子制造廠里在制造及代加工筆記本電腦、手機等電子信息產品流水線作業的工人。本研究以P=40%為預估率，檢驗水準α=0.05，允許誤差δ=0.15P，以N=Zα/22P（1-P）/δ2為樣本估算公式，計算樣本量256例。本研究采用單純隨機抽樣的方法，以工人工號的編碼為抽樣框抽取樣本，發放并收回問卷共計300份，最終納入有效問卷272份。其中，男性172例（63.24%），女性100例（36.76%）;年齡19～39歲，平均年齡（27.88±5.25）歲;工齡11～49個月，平均工齡（24.88±5.66）個月;每周工作時長48～75小時，平均工作時長（59.75±9.87）小時。所有研究對象均自愿參與研究并簽署知情同意書，本研究已經上海市浦東新區南匯精神衛生中心醫學倫理委員會審查批準。

1.2? 納入與排除標準

納入標準：①年齡19～39歲;②工齡11～49個月;③每周工時48～75小時;④所從事流水線均包括生產、組裝、測試、包裝、質檢等生產流程者;⑤實行兩班倒的輪班制度且長時間暴露于流水線作業。

排除標準：①排除既往有精神疾病史者;②填寫問卷無效者（問卷勾選有規律、有缺失、邏輯錯誤者）。

1.3? 方法

1.3.1? 一般健康問卷（generalhealth questionnair，GHQ）

本問卷調查研究對象近1個月以來的一般心理健康狀況，共包含12個條目。根據WHO推薦的計分方式，采用1～4級評分，以0-0-1-1方式計分（被試者選擇第1、2選項均計0分，選擇第3、4選項均計1分，總分0～12分）。總分越低表示心理健康狀況越好，總分越高表示心理健康狀況越差[7]。本研究問卷內在一致性信度Cronbach’sα系數為0.831，以GHQ評分≥3分為心理健康篩檢陽性。

1.3.2? 簡明職業緊張問卷

采用戴俊明教授基于JDC及ERI指導下研發的簡明職業緊張問卷。問卷內在一致性信度Cronbach’s α系數分別為0.744和0.922。JDC包括工作要求、工作自主性和社會支持3個維度，以工作要求與工作自主性得分比值（D/C比值）>1為JDC職業緊張。ERI包括工作付出、工作回報和內在投入3個維度，以工作付出與工作回報得分比值（ERI比值）>1為ERI職業緊張。

1.3.3? 一般自我效能量表（generalself-efficacyscale，GSES）

GSES由德國心理學家Schwarzer R等編制，中文版經王才康等研究顯示其具有良好的信效度。量表共10個條目，采用1～4級評分法，包括“完全不正確”、“尚算正確”、“多數正確”、“完全正確”。此量表為單維量表，所有條目得分之和除以10，即為一般自我效能感的最終得分，得分越高表示自我效能感越強。本研究中問卷內在一致性信度系數Cronbach’s α為0.861。

1.4? 質量控制

調查前統一對調查員進行培訓，統一調查流程及指導用語。問卷調查開始前，向調查對象告知調查意義、目的及內容，明確量表填寫要求，經調查對象知情同意后，調查對象自主填寫并完成問卷。問卷實行集中填寫，當場收齊，保證問卷填寫的準確性及完整性。問卷填寫完成后，回收的問卷由專人負責審核及編碼，以統一的標準剔除無效問卷，同時采取雙人錄入數據并核查，控制數據錄入的質量。

1.5? 數據處理

本研究采用SPSS 22.0統計學軟件對數據進行分析，采用PROCESS3.3宏插件進行調節效應分析，觀測變量的相關分析采用偏相關分析;自我效能感在兩種模型職業緊張與心理健康關系中的調節效應分析采用。[缺少必要的統計學描述，可能是用了多因素方差分析（主效應、交互效應）]，進一步簡單斜率分析檢驗調節變量，自我效能感分別取高值（高于平均數一個標準差）和低值（低于平均數一個標準差）時，各模型自變量對心理健康的預測效應。本研究檢驗水準α=0.05，P<0.05為差異有統計學意義。

2? 結果

2.1? 各量表評分情況

本研究GHQ評分的均值為3.06分，GSES評分的均值為（2.60±0.57）分，D/C比值的均值為（1.18±0.42），ERI比值的均值為（1.09±0.42）。另外，GHQ心理健康篩查陽性率50.74%（138/272），JDC職業緊張率69.12%（188/272），ERI職業緊張率58.09%（158/272）。見表1。

2.2? 觀測變量的偏相關分析

相關分析結果顯示：GHQ與自我效能感（r=-0.263，P<0.01）、JDC工作自主性（r=-0.178，P<0.01）、JDC社會支持（r=-0.226，P<0.01）、ERI工作回報（r=-0.240，P<0.01）呈負相關，與ERI工作付出（r=0.209，P<0.01）、ERI內在投入（r=0.146，P<0.05）呈正相關;自我效能感與JDC工作要求（r=0.150，P<0.05）、JDC工作自主性（r=0.358，P<0.01）及JDC社會支持（r=0.290，P<0.01）呈正相關，與ERI工作付出、ERI工作回報及ERI內在投入無統計學相關。見表2。

2.3? 自我效能感在兩種職業緊張模型與一般心理健康關系中的調節效應

本研究結果顯示：自我效能感在D/C比值與一般心理健康中有調節作用，但D/C比值主效應不顯著（F=2.564，P<0.05）;ERI比值對一般心理健康影響的主效應顯著，但自我效能感在ERI比值與一般心理健康中不存在調節效應（F=0.161，P>0.05）。見表3。

進一步簡單斜率分析檢驗調節變量，結果顯示：低自我效能感個體D/C比值對一般心理健康有正向預測作用（β=1.617，P<0.01）;社會支持對一般心理健康有負向預測作用（β=-1.253，P<0.01）;高自我效能感個體內在投入對一般心理健康有正向預測作用（β=1.211，P<0.01）。見圖1a～c。

3? 討論

本研究JDC職業緊張率69.12%，高于另一研究中所調查的我國六省份流水線工人（64.50%）[8]。已有研究調查顯示，ERI職業緊張率為10.5%～81%[9-11]，本研究中該結果為58.09%，提示電子廠流水線工人有較高職業緊張水平。自我效能感得分均值為3.06分，可見流水線工人自我效能處于較低水平。本研究相關數據分析顯示：心理健康與JDC、ERI模型職業緊張有關，與已有研究一致[12-13]。

JDC模型可預測心理健康，高要求及低自主性對心理健康不利。本研究采用調節效應分析顯示：自我效能感在D/C比值與心理健康中起調節作用，D/C比值主效應不顯著。這個結果提示JDC職業緊張無法獨立影響心理健康，可能通過自我效能感調節發揮影響。自我效能感處于不同水平的個體D/C比值對心理健康作用方向相反（圖1a），因此主效應不顯著可能受交互效應掩蓋，低自我效能感會增強JDC職業緊張對心理健康的負面影響，可能由于低自我效能感個體缺少信念，面對高要求更傾向以退縮方式被動應對，從而產生倦怠、影響心理健康。

社會支持對心理健康保護作用僅在低自我效能感個體中顯著，高自我效能感者即使社會支持較低也不會影響心理健康，而低自我效能感會增強缺乏社會支持對心理健康的負面影響（圖1b）。社會支持對自信能否應對壓力事件起作用[14]，缺乏社會支持對處于職業緊張狀態的個體的心理健康不利，提高自我效能感可對此有緩沖作用。

本研究結果表明，ERI比值主效應顯著，但自我效能感的調節效應不顯著，即ERI職業緊張不受自我效能感調節而獨立影響心理健康，ERI職業緊張程度越高越易導致心理健康問題，高工作付出可能是造成影響的核心因素，與已有研究一致[15]。

高自我效能感個體內在投入過高對心理健康有負面影響（圖1c）。可能由于高自我效能感個體會投入更高的專注及奉獻，即內在投入越高[16]，反映其對收到高度認可的渴望，對付出回報失衡的狀態更敏感，于是導致出現職業緊張及心理健康問題。

可見，自我效能感在職業緊張與心理健康中起調節作用。低自我效能感個體，需重視JDC職業緊張的監測，提供常態化心理干預提高自我效能感，通過促進工作中積極互動提高社會支持;高自我效能感個體應關注是否因內在投入高而存在過高認可需求，對付出回報失衡更敏感而影響心理健康，這些個體可能需要及時接受心理疏導。另外，本研究中高自我效能感個體自變量的GHQ效應量低于低自我效能感者，即提高自我效能感可緩沖自變量對心理健康的影響。因此，關注職業緊張的同時，需注重個體自我效能感的培養。

由于本研究為橫斷面調查，無法對變量間因果關系作明確判斷，具有一定局限，有待進一步開展隊列研究。盡管可能因為樣本源于同一單位而缺少多樣性，但考慮到所抽樣的單位為在崗職工5萬以上的大型電子制造廠，據研究前估算本研究需要樣本量為256例而實際入組272例，故能保證納入樣本充足且具有一定的代表性。

綜上所述，JDC及ERI模型職業緊張對電子廠流水線工人心理健康有負面影響，JDC職業緊張通過自我效能感的調節效應影響心理健康，ERI職業緊張是心理健康的獨立影響因素。定期監測JDC、ERI職業緊張，積極采取策略提高工人自我效能感，對維護心理健康具有重要公共衛生意義。

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