自尊在紹興市某醫院醫護人員社會經濟地位與情緒調節策略間的中介作用分析

平宇婷，鄭 雯，張曼華

首都醫科大學醫學人文學院，北京，100069

醫護人員作為情緒勞動密集的群體,在工作中可能會產生職業倦怠[1],共情疲勞[2],甚至創傷后應激障礙等心理問題[3],嚴重影響其身心健康。而隨著醫護人員的心理健康問題逐漸進入大眾視野,適應性的情緒調節策略作為保障其身心健康的要素之一[4],逐漸受到了研究者的關注。情緒調節是指個體對自身的行為、認知和生理反應進行調控來適應環境的方式[5]。采用不恰當的情緒調節策略會導致個體心理應激水平升高[6],而適應性的情緒調節策略則有助于個體心理健康水平的提升[7]。已有研究證實了情緒調節策略對醫護人員抑郁、職業倦怠狀況以及心理困擾的良好預測作用[8-9]。對醫護人員情緒調節策略的研究有助于提升其情緒調節能力,改善其身心健康狀況。

社會經濟地位是以財富、聲望、權力的高低確定的個人在社會中的等級序列[10]。社會經濟地位給情緒調節策略的選取帶來的影響已經得到了大量研究證實[11]。社會經濟地位可以分為主觀和客觀兩種。客觀社會經濟地位(socioeconomic status,SES)是個人擁有的各類資源及其在社會中位置的綜合反映,其主要指標包括收入、職業和教育水平等。主觀社會經濟地位(subjective socioeconomic status,SSS)是個體對于他在社會中所處經濟地位的認知[12]。作為評價個體社會經濟狀況的兩種概念,研究者對SSS和SES之間的關系有著不同的觀點。一部分研究者認為他們之間存在相關關系,會對個體產生相似的影響[13],另一種觀點則認為二者之間存在巨大差異[14]。在情緒調節策略方面,研究者認為SSS和SES會產生一致的影響。具體表現為,低SSS、SES會導致個體更多采用非適應性的情緒調節策略,如表達抑制[11,15]。將社會經濟地位的影響引入醫護人員群體中,結果也證實了醫護人員的社會經濟地位會影響其情緒調節能力[16]。自尊是個人基于自我評價產生和形成的自重、自愛和自我尊重,并要求受到他人、集體和社會尊重的情感體驗[10],與個人的情緒和認知表現之間密切相關。SSS、SES與自尊的正相關關系以及自尊與適應性情緒調節策略的正相關關系已經得到了證實[13,17]。此外,前人研究多以認知重評和表達抑制這兩種方式來代表情緒調節策略的使用狀況[15-17],這兩種情緒調節策略并不能概括所有的情緒調節策略類型,情緒調節策略方面的探討亟需更精細的劃分。

紹興市作為一個二線城市,擁有102家醫院,本研究中選取的醫院規模較大,科室齊全,人員基數較多且分布合理,具有一定的代表性。基于此,本研究采用黃敏兒的方法將情緒調節策略依據其效價和調節方式分為8類[18],這一分類方法更加精細,有助于我們進一步了解情緒調節策略的差異。采用調查法分別從主觀和客觀兩個角度,探討醫護人員社會經濟地位對情緒調節策略的影響,并引入了自尊這一中介變量,探討紹興市某醫院醫護人員社會經濟地位與情緒調節策略之間關系的內在心理機制。

1 資料來源與方法

1.1 研究對象

于2019年5-6月,采取整群抽樣法抽取了浙江省紹興市某醫院內科及外科的醫生及護士共745名。采用問卷調查法,由研究者向參與者講述此次調查的目的以及問卷填寫的方法。納入標準包括:臨床醫生護士;中國籍;無藥物濫用史;近期無重大生活事件發生(如失戀;投資失敗;親友亡故等);自愿參與研究;無精神疾病或其他嚴重軀體疾病。排除標準為正在服用精神活性物質的醫護人員。在發放郵件時,問卷采用匿名的方式,并向參與者承諾不會泄露其任何隱私,在整個問卷填寫過程中允許參與者自由退出。發放問卷745份,排除無效問卷99份(這些參與者在問卷中所有題目均選擇了相同的選項),最終得到有效問卷646份,回收有效率86.7%。所有被試者均填寫了知情同意書。研究通過了清華大學心理學系倫理委員會審查,審查批號為清華大學心理學系2019倫審第(16)號。

1.2 研究工具

1.2.1 主觀社會經濟地位量表。采用MacArthur主觀社會經濟地位量表對醫護人員的主觀社會經濟地位進行調查。該量表僅有1個條目,量表中向參與者呈現了1個階梯,讓其按照自己主觀感受在階梯上選擇自己所處的地位(其中第1層社會地位最低,第10層社會地位最高)。該量表被廣泛用于國內外的研究中,其有效性已經得到了證實[19]。

1.2.2 客觀社會經濟地位量表。由3個部分組成:個人月收入,職業和受教育水平。參考前人研究并結合研究人群的實際經濟狀況,我們將月收入劃分為10個水平(1=500元以下,到10=50000元以上)[20]。職業按1-5進行分級(1=臨時工;2=體力勞動工人;3=一般專業技術人員;4=中層專業技術人員;5=高級管理人員)[21]。受教育水平采取6點評分,從1(小學或小學以下)到6(研究生)[22]。

1.2.3 羅森伯格自尊量表(Rosenberg self-esteem scale,RSES)。該量表為單維度量表,包括10個項目,采取1-4點計分,從1(非常不同意)到4(非常同意),其中3、5、9、10題為反向計分[23]。中文版信度良好[24]。該量表的Cronbach's alpha為0.72。

1.2.4 情緒調節習慣問卷。采用黃敏兒等人編制的情緒調節習慣問卷對情緒調節策略進行測量[18]。該問卷包括24個項目,分為8個維度,分別是:正性情緒宣泄(Cronbach's alpha為0.60)、重視(Cronbach's alpha為0.79)、忽視(Cronbach's alpha為0.57)、抑制(Cronbach's alpha為0.78)調節以及負性情緒宣泄(Cronbach's alpha為0.80)、重視(Cronbach's alpha為0.76)、忽視(Cronbach's alpha為0.71)、抑制(Cronbach's alpha為0.78)。采取1-4點計分,從1(偶爾或很少)到4(總是)。量表信度良好[25]。該量表的Cronbach's alpha為0.90。

1.2.5 數據統計。SES由個體收入,教育水平以及職業狀況的標準分數的均值計算所得。即SES = {Z(收入)+Z(教育水平)+Z(職業狀況)}/3。情緒調節策略則分為正性情緒重視、宣泄、忽視、抑制調節,以及負性情緒重視、宣泄、忽視、抑制調節8種。將正性情緒(快樂,興趣)在忽視、重視、抑制和宣泄上得分的均值分別作為正性情緒忽視、重視、抑制和宣泄調節量(P-忽視,P-重視,P-抑制,P-宣泄)的指標。負性情緒(悲傷,憤怒,恐懼,厭惡)按照同樣的方法計算得出各類調節量(N-忽視,N-重視,N-宣泄,N-抑制)的分值。

1.3 統計學方法

采用SPSS 23.0對調查對象的基本情況進行描述性統計及分析,采用頻數和百分比對計數資料進行分析,計量資料則采用平均數和方差的形式表現。采用Amos 24.0對數據進行結構方程模型的構建,當P<0.05時認為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 調查對象基本情況

共646名參與者的數據被納入分析,其中男性120名(18.6%),女性526名(81.4%),年齡在21-69歲,平均年齡為34.7歲(s=8.3)。職業方面,包括一般專業技術人員245例(37.9%);中層專業技術人員401例(62.1%)。平均月收入低于5000元/月237例(36.7%),高于5000元/月409例(63.3%)。

2.2 醫護人員的社會經濟地位、自尊以及情緒調節策略之間的相關性

SSS與SES之間呈顯著正相關(r=0.231,P<0.01)。SSS與正性情緒重視調節(r=0.114,P<0.01)以及自尊(r=0.257,P<0.01)呈顯著正相關,與正性情緒忽視調節(r=-0.097,P<0.05)以及負性情緒重視調節(r=-0.079,P<0.05)呈顯著負相關。SES與正性情緒忽視調節(r=-0.107,P<0.01),負性情緒重視調節(r=-0.137,P<0.01)以及負性情緒宣泄調節(r=-0.107,P<0.01)呈顯著負相關關系,與自尊(r=0.186,P<0.01)呈顯著正相關。自尊和SSS(r=0.257,P<0.01),SES(r=0.186,P<0.01),正性情緒重視調節(r=0.345,P<0.01),正性情緒宣泄調節(r=0.179,P<0.01)呈顯著正相關關系;與正性情緒忽視調節(r=-0.238,P<0.01),正性情緒抑制調節(r=-0.273,P<0.01),負性情緒重視調節(r=-0.416,P<0.01),負性情緒宣泄調節(r=-0.289,P<0.01)以及負性情緒抑制調節(r=-0.196,P<0.01)呈顯著負相關關系。各變量的描述性統計結果見表1。各變量之間的相關分析結果見表2。

表1 主、客觀社會經濟地位、情緒調節策略及自尊的描述性統計結果(N=646)

表2 SSS、SES、自尊以及情緒調節策略的相關

2.3 自尊在主觀社會經濟地位與情緒調節策略之間的中介效應

以SSS為自變量, 自尊為中介變量, 正性情緒重視忽視調節量和負性情緒重視調節量為因變量構建結構方程模型。最終模型中,中介路徑達到顯著水平,具體結果為,SSS正向預測自尊(β=0.257,P<0.001),而自尊正向預測了正性情緒重視調節(β=0.338,P<0.001),負向預測了正性情緒忽視調節(β=-0.228,P<0.001)和負性情緒重視調節(β=-0.424,P<0.001)。SSS與正性情緒重視調節(β=0.027,P>0.05),正性情緒忽視調節(-0.038,P>0.05)和負性情緒重視調節(β=-0.030,P>0.05)之間的直接效應不顯著。自尊在SSS和正性情緒重視調節策略之間起中介作用,Bootstrap的95%CI為[0.057, 0.125], 間接效應顯著, 間接效應值為0.087, 總效應的Bootstrap的95%CI為[0.037, 0.191],說明總效應顯著;自尊在SSS和正性情緒忽視調節策略之間起中介作用,Bootstrap的95%CI為[-0.091,-0.032],間接效應顯著,間接效應值為-0.059,總效應的Bootstrap的95%CI為[-0.174, -0.020],說明總效應顯著;自尊在SSS和負性情緒重視調節策略之間起中介作用,Bootstrap的95%CI為[-0.147, -0.074],間接效應顯著,間接效應值為-0.109,總效應的Bootstrap的95%CI為[-0.156, -0.002],說明總效應顯著。結果說明自尊在SSS和正性情緒重視調節,正性情緒忽視調節和負性情緒重視調節之間起完全中介作用。見圖1。

圖1 自尊對主觀社會經濟地位和情緒調節策略關系的中介作用

2.4 自尊在客觀社會經濟地位與情緒調節策略之間的中介效應

以SES為自變量, 自尊為中介變量, 正性情緒忽視調節量,負性情緒重視調節量和正性情緒宣泄調節量為因變量構建結構方程模型。最終模型中,中介路徑均達到顯著水平,具體結果為,SES正向預測自尊(β=0.186,P<0.01),而自尊負向預測正性情緒忽視調節(β=-0.226,P<0.01),負性情緒重視調節(β=-0.405,P<0.01)和負性情緒宣泄調節(β=-0.278,P<0.01)。SES與正性情緒忽視調節(β=-0.065,P>0.05)、負性情緒重視調節(β=-0.062,P>0.05)以及負性情緒宣泄調節(β=-0.055,P>0.05)之間的直接效應不顯著。自尊在SES和正性情緒忽視調節策略之間起中介作用,Bootstrap的95%CI為[-0.103,-0.030],間接效應顯著,間接效應值為-0.042,總效應的Bootstrap的95%CI為[-0.261,-0.043],說明總效應顯著;自尊在SES和負性情緒重視調節策略之間起中介作用,Bootstrap的95%CI為[-0.159,-0.062],間接效應顯著,間接效應值為-0.075,總效應的Bootstrap的95%CI為[-0.304,-0.086],說明總效應顯著;自尊在SES和負性情緒宣泄調節策略之間起中介作用,Bootstrap的95%CI為[-0.135,-0.040],間接效應顯著,間接效應值為-0.052,總效應的Bootstrap的95%CI為[-0.261,-0.042],說明總效應顯著。結果說明自尊在SES和正性情緒忽視調節、負性情緒重視調節以及負性情緒宣泄調節之間起完全中介作用。見圖2。

圖2 自尊對于客觀社會經濟地位和情緒調節策略關系的中介作用

3 討論

3.1 醫護人員更傾向于采用增強型正性情緒調節策略和減弱型負性情緒調節策略

結果顯示,醫護人員在正性情緒重視調節和正性情緒宣泄調節兩種策略上的得分高于在正性情緒忽視調節和正性情緒抑制調節兩種策略上的得分。表明醫護人員在感受到正性情緒時更多采用增強型調節方式。情緒調節策略分類方式將個體的情緒調節策略分為重視、忽視、宣泄、抑制4種,其中重視和宣泄為增強型調節策略,忽視和抑制屬于減弱型調節策略[18]。增強型調節方式有助于個體對情緒的感受加深,而減弱型調節方式會導致個體對情緒的感受降低。研究表明,正性情緒增強型調節和負性情緒減弱型調節更有利于個體的身心健康發展[25]。本研究中正性情緒調節策略的選擇頻率排序與前人研究基本一致,但醫護人員正性情緒的增強型調節的得分普遍低于前人研究中的得分水平,正性情緒的減弱型調節得分則普遍較高[18]。原因可能在于醫護人員長期處于高強度的工作環境中,較少產生積極情緒。在積極情緒產生后也常受突發性事件干擾[26],導致其相對較少采用增強型調節。醫護人員在工作時,情緒總是在正性和負性之間頻繁交替,導致其長期處于倦怠狀態[1],很難采用增強型調節方式對正性情緒做出反應。但正性情緒增強型調節方式的減少并不利于個體的身心健康[27]。引導醫護人員對正性情緒進行宣泄能有效提高其應對方式,有益于其身心健康[6]。對正性情緒的增強型調節也有利于醫護人員工作滿意度的提升[28],從而使其更好地投入到工作中。而減弱型調節方式則不利于積極情緒的維持。因此我們應當采取措施促使醫護人員更多地采用增強型調節方式調節正性情緒。

結果顯示,負性情緒調節策略得分中,負性情緒忽視調節,負性情緒抑制調節的得分高于負性情緒重視調節以及負性情緒宣泄調節的得分。表明醫護人員更多采用減弱型方式調節負性情緒。負性情緒調節策略的選擇頻率排序與前人研究基本一致,但醫護人員負性情緒的增強型調節的得分普遍高于前人研究中的得分水平[25]。這可能與醫護人員的職業特殊性有關,臨床醫護人員處于高強度的工作中,不斷面對各類負性事件,導致其情緒長期處于壓抑狀態之下[3]。

本研究所選取的醫院為紹興市某大型醫院,承擔了紹興市較多醫療工作,且紹興市人口基數較大,導致醫護人員工作壓力增加,當醫護人員的壓抑感受不斷積攢后,其對負性情緒的壓制變得更加艱難,即更傾向于采用負性情緒增強型調節方式[29]。負性情緒增強型調節分為宣泄和重視兩種。合理地宣泄負性情緒有助于個體的身心健康發展[30]。但過度宣泄是情緒管理能力不佳的表現,不利于個體的健康發展[31]。負性情緒重視型調節則會導致個體的負性情緒感受進一步增強,不利于個體的情緒發展[32]。綜上,醫護人員相對其他成年人采取了更多非適應性情緒調節方式,因此,對于其情緒調節策略的改善顯得尤為重要。

3.2 自尊在醫護人員社會經濟地位和情緒策略間起完全中介作用

結果顯示,SSS越高,個體的自尊水平越高,越多采用正性情緒重視調節策略,越少采用正性情緒忽視和負性情緒重視調節策略來調節情緒。SES的結果也表現出了相似的模式,自尊完全中介了SES和正性情緒忽視調節,負性情緒重視調節和負性情緒宣泄調節策略之間的關系。此外,我們的研究結果表明SSS與SES之間呈顯著正相關關系。這進一步證實了前人所述的SSS與SES的一致性[15]。也進一步反駁了前人研究中所述的SSS與SES無關的觀點[16]。根據自尊的畢生發展觀,社會支持等外部因素會影響個體的自尊[33]。成人從家庭中獲得的社會支持可以幫助其發展出更高的自尊水平,但醫護人員處于高壓力環境中,長期加班,遠離家庭,其從家庭中獲得的支持較少[34],而社會經濟地位的提高有助于醫護人員獲得更多的資源,得到良好的社會支持,幫助其發展出更高的自尊水平[16],從而采用更有利的情緒調節策略。

紹興市作為一個正在飛速發展的二線城市,其經濟水平不斷發展,醫護人員所需的收入保障也隨之增加,更需完善其收入保障體系。提升醫護人員的社會經濟地位可以提升其自尊,使其采用更恰當的方式來調節情緒。此外,醫護人員經常處于高強度的工作中,其身心健康受到各類壓力事件的威脅。完善醫護人員的保障體系有助于幫助其減緩壓力,促進其身心健康發展[35]。收入保障作為醫護人員保障體系中的重要部分,對醫護人員身心健康的發展有著重要作用[36]。

本研究為醫護人員經濟水平與情緒調節策略之間的關系提供了支持,也進一步證實了主、客觀社會經濟地位之間的相關性。但仍然存在一些不足,第一,我們將SSS和SES當作了穩定的變量進行測量,這是一般社會經濟地位有關研究的通用做法,但社會經濟地位并非穩定不變。青少年時期的家庭社會經濟地位對情緒調節策略的選擇也存在影響,未來研究可以綜合考慮不同時期社會經濟地位對情緒調節策略的作用。第二,對SSS的測量方法過于單一,前人研究已經證實了主觀社會經濟地位量表(中文版)在我國成年人中的良好信效度,未來研究中可以采用此量表[37]。第三,由于取樣偏差,選取的性別比例存在偏差(女性被試較多),未來研究中可以探討性別在社會經濟地位和情緒調節之間關系中所起的作用。