醫護人員領悟社會支持對心理彈性的影響

余習德，劉嘉帆，李婧婧，張紹高，賴麗英

1廣東技術師范大學心理學系，廣東廣州，510665；2中山大學腫瘤防治中心，廣東廣州，510060；3廣州市公安局，廣東廣州，510435；4廣州市第十二人民醫院，廣東廣州，510620；5中山大學公共衛生學院，廣東廣州，510080

全世界范圍內，醫護人員普遍存在不同程度的心理健康困擾[1]。醫護人員的心理健康影響患者的康復，然而，較多因素限制了醫護人員尋求專業心理幫助，如短時間內無法適應從救助者到求助者的角色轉變，擔憂尋求心理幫助的經歷會影響職稱晉升與業界口碑[2]。因此，激發醫護人員自身抵御壓力的心理彈性，或是有效的“心理幫扶”途徑。心理彈性是在面對壓力時能順利調整的心理過程，也是從壓力中恢復的心理能力[3]。以往針對不同人群的國內外研究均表明心理彈性受到領悟社會支持的影響，這些支持包括來自家人、朋友與其他人的支持[4-5]。積極應對方式是積極尋求資源、構建問題解決策略的認知方式與行為傾向[6]。應對方式與領悟社會支持顯著相關[7]，也與心理彈性顯著相關[8]。鑒于應對方式是相對穩定的行為模式[9]，有理由推測醫護人員領悟社會支持與心理彈性間的關系受應對方式的調節。工作投入是指向工作的一種積極的情感與認知狀態，其概念內涵是奉獻、專注與活力[10]。工作投入具有角色指向性與心理卷入性特征[10]，其常被視為一個中間變量。因此，本研究假設工作投入在醫護人員領悟社會支持與心理彈性間起中介作用。與以往研究不同，本研究僅選擇工作投入概念中的認知成分，即以工作投入意愿替代工作投入。原因是：第一,如取“情緒-狀態”定義，則易受到測量情境的影響而不穩定；第二,工作投入的奉獻與精力內涵只有在實際工作過程中方能體現，在完成心理測驗時，更多的還是思維與決策等認知加工。目前尚未多見探究醫護人員領悟社會支持影響其心理彈性的路徑研究，因此本研究以“情感-認知-能力”的邏輯鏈為基礎，將領悟社會支持與心理彈性分別設為自變量與因變量，將應對方式設為調節變量，將工作投入意愿設中介變量，首次提出了醫護人員領悟社會支持影響心理彈性的有中介的調節模型，以期為提高醫護人員的心理彈性提供實踐思路。

1 資料來源與方法

1.1 資料來源

于2020年2-3月，采用整群抽樣方法，分別在廣州市第十二人民醫院、中山大學腫瘤防冶中心、南昌大學第一附屬醫院、中國人民解放軍聯勤保障部隊第九O八醫院對醫護人員發放電子問卷。發放前，由各醫院負責人通過微信與QQ群向醫護人員告知調查目的、內容及隨時可退出作答。共發放問卷790份，剔除答題時間超過平均時間3個標準差、答案呈明顯規律、不符合要求的問卷，最終回收有效問卷768份，有效回收率為97.22%。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調查表。包括性別、年齡、工齡、受教育水平、職稱等人口統計學變量。

1.2.2 領悟社會支持量表。使用Zimet等編制、汪向東等修訂的領悟社會支持量表[11-12]。該量表包括家庭、朋友和其他支持3個維度。采用7級計分法，選1表示“非常不同意”，選7表示“非常同意”，條目總分反映領悟社會支持程度。本研究中量表的Cronbach's alpha為0.94。

1.2.3 積極應對方式量表。采用肖計劃等編制的應對方式問卷中的解決問題分量表[9]。采用兩點計分，選“是”計1分，選“否”計0分。本研究中量表的Cronbach's alpha為0.85。

1.2.4 工作投入意愿量表。使用Schaufeli等編制的9題簡版工作投入量表中的專注維度[13]，并結合一線醫護人員的實際情況，突出工作投入意愿性，增加修訂至4個條目。采用5點計分，選擇“極不同意”計1分，選擇“極其同意”計5分。針對該修訂量表，使用一半被試(384人)的探索性因素分析結果顯示，KMO值為0.79，Bartlett檢驗χ2/df為163.78，P<0.001，表明適合進行探索性因子分析。共抽取特征值大于1的因子1個，項目載荷范圍是0.41-0.84，單因子方差貢獻率為72.42%。對另一半被試(384人)的驗證性因子分析結果表明，χ2/df= 1.14，RMSEA=0.02，CFI=0.99，TLI=0.98，SRMR=0.01。這符合測量學標準(RMSEA與SRMR均小于0.08，CFI、TLI均大于0.90)，說明條目能較好地反映醫護人員的工作投入意愿。本研究中量表的Cronbach's alpha為0.84。

1.2.5 心理彈性量表。使用中文版心理彈性量表(Connor-Davidson resilience scale,CD-RISC)[14]。采用5點計分，選擇“完全不這樣”計0分，選擇“幾乎總這樣”計4分。本研究中量表的Cronbach's alpha為0.96。

1.3 統計學方法

采用SPSS 22.0進行數據分析。使用t檢驗與方差分析檢驗心理彈性、領悟社會支持、應對方式與工作投入意愿這4個主要變量在各人口統計學變量上是否存在顯著性差異；采用描述性統計及偏相關分析探討各變量間的相關性；使用回歸分析以及Muller等提出的有中介的調節模型檢驗應對方式、工作投入意愿所分別起到的調節與中介效應[15]。

2 結果

2.1 調查對象基本情況

在768名有效被試中，男性62人(8.1%)，女性706人(91.9%)；年齡在16-64歲，平均年齡為(34.71±8.48)歲。其中，初級職稱方面，護士161人(21.0%)，護師232人(30.2%)，醫師19人(2.5%)；中級職稱方面，主管護師216人(28.1%)，主治醫師10人(1.3%)；高級職稱方面，副主任護師70人(9.1%)，主任護師6人(0.8%)，副主任醫師25人(3.3%)，主任醫師10人(1.3%)。在學歷分布上，?？茖W歷方面，中專23人(3.0%)，大專190人(24.7%)；本科學歷514人(66.9%)；研究生學歷方面，碩士34人(4.4%)，博士5人(0.7%)。

2.2 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素因子分析檢驗共同方法偏差。結果表明，未旋轉時特征值大于1的因子共9個，且第一個主因子解釋的變異量為34.26%，小于40%的臨界標準。因此，本研究的數據不存在明顯的共同方法偏差。

2.3 領悟社會支持、應對方式、投入意愿、心理彈性的人口學差異分析

心理彈性存在性別、職稱與受教育水平的顯著差異，即男性醫護人員的心理彈性得分顯著高于女性醫護人員(P<0.05)；高級職稱醫護人員得分顯著高于中級、初級職稱者(P<0.05)；研究生學歷醫護人員得分顯著高于?？茖W歷者(P<0.05)。?？坪捅究茖W歷醫護人員的領悟社會支持得分顯著低于研究生學歷者(P<0.05)。應對方式與工作投入意愿得分均不存在性別、職稱與受教育水平的顯著性差異。

2.4 各變量的描述性統計及偏相關分析

低、中與高領悟社會支持的醫護人員分別有17人(2.2%)、302人(39.3%)、449人(58.5%)，隨著領悟社會支持得分的增加，心理彈性的得分也越高，但低、中領悟社會支持組的心理彈性得分分別顯著低于高社會支持組(P<0.05)。在控制性別、年齡、工齡、職稱與學歷后，偏相關分析結果顯示，變量間皆呈顯著正相關。具體偏相關系數及變量均值與標準差情況見表1。

表1 描述性統計與偏相關分析

2.5 領悟社會支持影響心理彈性的有中介的調節效應檢驗

偏相關分析表明領悟社會支持、應對方式、工作投入意愿和心理彈性間的關系滿足有中介的調節模型檢驗的條件。在檢驗過程中，將性別、年齡、工齡、職稱與學歷作為控制變量。有中介的調節模型需對3個回歸方程檢驗[15]，結果見表2。需滿足：①方程1中應對方式對領悟社會支持與心理彈性之間關系的調節效應顯著；②方程2中應對方式對領悟社會支持與工作投入意愿關系的調節效應顯著，并且方程3中工作投入意愿與心理彈性的關系顯著；或者方程2中領悟社會支持與工作投入意愿的關系顯著，并且方程3中應對方式對工作投入意愿與心理彈性關系的調節效應顯著。

表2 領悟社會支持影響心理彈性的有中介的調節效應檢驗結果

由表2可知，在方程1中，領悟社會支持、應對方式及交互項對心理彈性均有顯著正向預測作用。在方程2中，領悟社會支持、應對方式及交互項對工作投入意愿均有正向預測作用。在方程3中，工作投入意愿對心理彈性具有正向預測作用，工作投入意愿與應對方式的交互項未達到顯著水平。因此，假設的有中介的調節效應模型成立。工作投入意愿與應對方式在模型中分別起中介和調節作用。

為更清晰地揭示應對方式在領悟社會支持和心理彈性間所起的調節作用，將應對方式按正負一個標準差分出高低組，作簡單斜率檢驗，考察領悟社會支持與心理彈性的關系在不同水平應對方式上有何具體差異，并繪制簡單效應圖。見圖1。結果顯示，當應對水平較低時，領悟社會支持能顯著預測心理彈性(βsimple=0.52,t=9.62,P<0.001)。當應對水平較高時，領悟社會支持也能顯著預測心理彈性(βsimple=0.73,t=14.13,P<0.001)，但預測能力更強。應對方式在領悟社會支持和工作投入意愿間所起的調節作用的簡單斜率檢驗表明，當應對水平較低時，領悟社會支持能顯著預測工作投入意愿(βsimple=0.12,t=9.41,P<0.001)，當應對水平較高時，領悟社會支持也能顯著預測工作投入意愿，不過預測系數較低(βsimple=0.04,t=3.16,P<0.05)。見圖2。綜上，應對方式對領悟社會支持和心理彈性、工作投入意愿之間的關系具有調節效應。

圖1 應對方式對領悟社會支持與心理彈性的調節效應

圖2 應對方式對領悟社會支持與工作投入意愿的調節效應

3 討論

3.1 醫護人員領悟社會支持影響其心理彈性

本研究發現男性醫護人員心理彈性顯著高于女性，且職稱與學歷越高，心理彈性越強，這與以往調查結果基本一致[16]。本研究還發現社會支持越多，心理彈性也越強，這與呂藝芝等的研究結果一致[17]。本研究檢測出有近一半的醫護人員處于中度和低度領悟社會支持狀態，醫護人員既要照顧自已與家庭，又要關懷他人，普遍處于壓力狀態，如果是處在公共衛生事件暴發期，其情感資源更容易出現透支，因此對其的心理支持刻不容緩[18]。2016年發布的《關于加強心理健康服務的指導意見》中明確指出要普遍開展職業人群的心理幫扶。此外，國家衛生健康委等部門在2021年發布《關于建立保護關心愛護醫務人員長效機制的指導意見》，其明確指出要從物質、心理等層面給予醫護人員支持。值得一提的是，本研究還發現受教育年限越長，其領悟社會支持水平越高。鑒于社會支持影響心理彈性[17]，結合前文所述心理彈性的學歷與職稱間的顯著性差異，這提示管理部門可在靈活安排調休的同時，可多開展一些包含專題講習班、境內外交流與訪學、非全日制研究生等在內的繼續教育項目，這在提高專業素質的同時，也是在提高醫護人員自身抵御風險的能力。

3.2 醫護人員應對方式同時調節領悟社會支持與工作投入意愿、心理彈性間的關系

本研究發現應對方式調節醫務人員領悟社會支持與心理彈性間的關系，即高水平的積極應對強化了領悟社會支持對心理彈性的影響，而低水平應對則強化力不足。這與孫鵑娟等的研究結論基本一致[19]，其研究表明相較于低水平應對，高水平應對更能緩沖負性生活事件對心理健康的損害。積極應對作為內在認知方式，在與社會支持的共同作用下增強心理彈性，這一推論具有一定的合理性，因為已有研究表明高感知支持和應對方式共同作用促進心理適應[20]。這提示在給予醫護人員心理支持的同時，管理部門也可倡導醫護人員在困境中啟用自身“正念”系統，將關注點更多地聚集于“解決問題”而非負情緒的感知與宣泄。本研究還發現應對方式在領悟社會支持和工作投入意愿之間也起調節作用，但相對于低水平應對，當應對水平較高時，領悟社會支持預測工作投入意愿的系數更低。這說明對于低水平應對的醫護人員，領悟社會支持對其心理彈性的提高尤為重要。對于低水平應對個體來說，由于認知資源不足、應對策略不優，其更需要來自外界的情感資源支持；而對于高水平應對個體，其已然具備了較充沛的資源與積極穩定的行為傾向，社會支持的重要性將會降低。這提示管理部門在開展相關工作前可先以應對水平作為初篩，進而對低應對水平的醫護人員開展更具針對性的心理支持，既達到了幫扶效果，又能實現有限資源的高效配置。

3.3 醫護人員領悟社會支持通過工作投入意愿的中介作用影響其心理彈性

領悟社會支持與心理彈性緊密相關，這已被研究證實[5]，但領悟社會支持究竟如何促進心理彈性還有待進一步研究。本研究引入工作投入意愿作為中介變量來尋求潛在路徑，研究證明這一中介路徑成立。值得一提的是，本研究與以往研究存在較大不同：第一，以往將心理彈性作為中介變量[21]，工作投入作為結果變量[22]，本研究剛好相反。這一差異主要與本研究的概念界定及考察視域有關，已有研究將工作投入作為一種能力和結果[16]，而本研究考察工作投入的認知和過程。第二，本研究突出了作為認知因素的工作投入意愿在領悟社會支持與心理彈性間的中介作用。雖然暫未見這一中介的相關研究，但已有關于工作投入的研究結論能為這一中介提供佐證。研究表明積極體驗促進工作投入[23]，工作投入又與心理彈性呈正相關[24]，加之，已發現工作投入在其他變量間起中介作用[25]，鑒于工作投入意愿是工作投入的認知成分，因此工作投入意愿的中介效應在理論上也是成立的。綜上，提高醫護人員心理彈性需個體和外界共同努力，一方面，外界需提供強大社會支持系統；另一方面，在面對困境時，個體也需以建設性的方式整合內外資源，并將資源通過“工作投入意愿”指向工作，從而在工作中提高心理彈性。