護理人員職業緊張、工作倦怠與抑郁關系的路徑分析

王青 張皓園

滕州市中心人民醫院 277599

當今社會,護士作為工作任務重、風險高的職業群體,是職業緊張和工作倦怠的易感人群〔1-2〕,其身心健康日益受到關注。職業緊張是員工不能滿足所在崗位工作要求的個人能力、資源及需求,引起的一系列有害的心理和生理反應〔3〕。工作倦怠通常發生頻繁、密切的醫療護理服務中,由于較高工作壓力、情感耗竭會造成工作興趣降低、成就感下降等不良心理癥狀〔2〕。抑郁癥狀是影響護士身心健康以及醫療服務質量的重要因素。護理人員的抑郁情況不僅與自身因素有關,還與職業緊張、工作倦怠密切相關,但是之間的關系在國內在研究結果中不一致,較少通過路徑分析研究護理人員中職業緊張、工作倦怠與抑郁的關系。因此,筆者通過開展護理人員職業緊張、工作倦怠和抑郁癥狀的橫斷面研究,分析職業緊張、工作倦怠和抑郁之間的關系,提出兩因素對抑郁的影響模式,為預防護士抑郁的發生和加重,提高醫務工作質量提供科學的參考依據。

1 對象與方法

1.1 研究對象

2019年4～7月采用隨機抽樣方法抽取滕州市多家醫院650名護士。回收有效問卷630份,回收率96.92%。

1.2 方法

對護理人員采用橫斷面調查,事先與醫院簽署知情同意書,表明研究目的和內容。培訓調查員,內容包括項目方案、調查表填寫注意事項、現場調查要點和方法等內容。質控員負責審查,隨機抽取調查問卷,通過電話回訪發現并補充錯項或漏項內容,隨機抽取比例為5%,保證調查問卷內容的真實性和完整性。

1.2.1職業緊張 采用付出-回報失衡問卷(ERI)測量職業緊張。內容包括22個條目，問卷各條目均采用 Likert 5 級賦值，外在付出6個條目，回報11個條目，內在投入5個條目。以量表總分來判斷職業緊張程度。外在付出、回報、內在投入Cronbach α系數分別為0.804、0.927、0.857。

1.2.2工作倦怠 采用工作倦怠問卷量表(MBI-GS)測量護士工作倦怠。MBI-GS包括情緒衰竭(EE)5個條目、消極怠慢(CY)4個條目和個人成就感(PA)7個條目，共3個維度16個條目，采用0～6七級賦分，與自己情況完全不符合計0分，完全符合計6分，每個維度的得分是該分量表所包括的項目得分的總和。參考李永鑫、李藝敏〔4〕，以公式“情緒衰竭得分+消極怠慢得分+(6-個人成就感得分)”來判斷工作倦怠。情緒衰竭、消極怠慢和個人成就感的Cronbach α系數分別為0.922、0.929、0.843。

1.2.3抑郁癥狀 采用健康問卷抑郁量表(PHQ-9)測量抑郁癥狀。該量表共分2個部分，第1部分有9個條目即9個抑郁癥狀組成，第2部分1個條目，按過去2 w內出現相應的情況或感覺的頻度進行評定，分別是完全不會、偶爾、一半以上、一直如此，分別賦值為0、1、2、3。以量表總分來判斷抑郁癥狀。本研究中該問卷的Cronbach α系數為0.897。

1.3 統計學分析

采用Epidata3.0建立數據庫，SPSS22.0進行Pearson進行數據處理。統計學分析采用描述性分析、相關分析及多元分層回歸分析。參考溫忠麟等〔5〕建議的方法應用現行回歸分析對中介效應和調節效應進行檢驗，P<0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 一般情況

630名護士平均年齡(32.0±7.9)歲,平均工作年限(9.9±7.1)年;其中男36人(5.7%),女594人(94.3%);<30歲287人(45.6%),30～40歲209人(33.2%),>40歲134人(21.3%);單身241人(38.3%),已婚389人(62.7%);大專及以下337人(53.5%),本科274人(43.3%),碩士及以上18人(2.9%);上夜班500人(79.4%);每周工作時間超過40 h 467人(74.1%)。

2.2 護士抑郁癥狀的單因素分析

不同年齡護士的抑郁得分比較差異無統計學意義(P>0.05)；女護士抑郁得分低于男護士(F=3.879，P<0.05)；不同學歷護士的抑郁得分比較差異無統計學意義(P>0.05)；不同婚姻狀態比較護士抑郁得分差異無統計學意義(P>0.05)；≤9.9年和>9.9年工作年限護士的抑郁得分差異無統計學意義(P>0.05)；上夜班和固定班護士抑郁得分比較差異無統計學意義(P>0.05)；每周工作時間超過40 h的護士抑郁得分高于其他護士(F=14.220，P<0.01)。

2.3 職業緊張、工作倦怠與抑郁癥狀的相關分析

職業緊張和工作倦怠的Pearson相關系數為0.162(P<0.01)，職業緊張和抑郁的Pearson相關系數為0.296(P<0.01)，工作倦怠和抑郁的Pearson相關系數為0.610(P<0.01)。

2.4 中介效應

排除控制變量(年齡、性別、婚姻、教育)的影響后，①以抑郁為因變量，工作倦怠為自變量，回歸系數具有顯著性(P<0.01)；②以職業緊張為因變量，工作倦怠為自變量，回歸系數具有顯著性(P<0.01)；③以抑郁為因變量，工作倦怠和職業緊張為自變量，回歸系數具有顯著性(P<0.01)。因變量抑郁和自變量工作倦怠之間具有顯著相關性(P<0.01),當在他們之間加入中介變量職業緊張之后,抑郁和工作倦怠之間的回歸系數明顯降低(偏回歸系數從3.501降低到3.285)。見表1。因此,職業緊張在工作倦怠和抑郁之間的部分中介效應顯著,中介效應與總效應之比為〔B2B3職業緊張/(B3工作倦怠+B2B3職業緊張)〕=0.0598,直接效應與總效應之比為1-0.059 8=0.940 2,中介效應與直接效應之比為0.063 6。即工作倦怠對抑郁的效應中,有94.02%是直接效應,另外5.98%是通過中介變量職業緊張的間接效應(中介效應)起作用的。

表1 運用多元分層回歸分析中介效應的結果(α入=0.05，α出=0.10)

2.5 調節效應

在排除控制變量(年齡、性別、婚姻、教育)的影響，交互作用項“職業緊張×工作倦怠”的回歸系數在以抑郁為因變量的回歸方程中未達到顯著性水平(β=0.208，t=0.681，P=0.496)，且引入交互作用項后新增解釋量(ΔR2)亦未達到顯著性水平(ΔR2=0.017，P=0.177)，表明職業緊張不能調節工作倦怠與抑郁的關系。見表2。

表2 檢驗工作倦怠的調節效應(α入=0.05，α出=0.10)

3 討論

人口學特征方面：女護士的抑郁得分低于男護士，可能是由于社會上對護理專業仍存在一定的偏見，而且男護士在醫療單位數量較少，社會地位還不能被社會所認可，在心理上存在不平衡〔6-7〕。本研究中其他人口學特征(年齡、學歷、婚姻狀態)組別抑郁得分比較差異均無統計意義。工作狀況方面：每周工作時間超過40 h的護士抑郁得分高于其他護士，長時間工作會引起護士休息時間減少、精神狀態不佳，易導致疲勞和加重心理負荷，長期緊張的腦力勞動和超負荷的工作狀態，使護士群體中抑郁情緒的發生率較高〔8〕，國內有研究顯示，護士抑郁發生率達25%～38%〔9〕。

職業緊張、工作倦怠和抑郁之間呈正相關，與李佳歡等〔9〕、趙雪等〔10〕、高博〔11〕研究結果一致。多因素分析中介效應和調節效應結果顯示，中介效應分析：對職業緊張中介效應的檢驗說明職業緊張存在部分中介效應。工作倦怠對抑郁的效應中有94.02%是直接效應，而另外5.98%是通過中介變量職業緊張的間接效應(中介效應)起作用的。職業緊張的作用在于工作倦怠通過職業緊張對抑郁產生影響，即影響工作倦怠的因素可能先正向作用于職業緊張，使其情緒消極、工作態度怠慢和沮喪水平較高，導致工作能力下降、問題解決信心減小，造成個體的抑郁，甚至產生自殺傾向。可見，職業緊張在工作倦怠和抑郁之間可以起到橋梁的作用，工作倦怠水平高者同時由于職業緊張水平高進而表現出較高的抑郁情緒〔12-13〕。調節效應分析：職業緊張不能調節工作倦怠與醫院的關系。護士職業緊張的影響因素包括責任感、自我保健、社會支持、理性處理等〔14〕。同時，對抑郁癥狀具有調節效應的因素有很多，比如社會支持和應對方式〔15〕、自我效能感〔16〕、心理韌性〔17〕等方面，提示職業緊張可能是通過社會支持和應對方式等變量發揮中介效應的，且不表現調節效應。

醫院管理層在制定護理人員職業緊張、工作倦怠和抑郁相關策略時，應以緩解工作倦怠為切入點，減輕職業緊張程度，達到減少護理人員抑郁的發生。為新進護理人員開展技能培訓，提高職業技能，樹立短期目標和長期目標；完善獎勵機制，改善工作環境；拓寬人才培養渠道；指定專人負責緩和、調解醫患關系；引導社會輿論正面樹立醫務人員形象；定期多渠道給予更多的社會支持，提高護理人員的工作成就感和獲得感。

綜上所述，醫院管理層應積極多層次緩解護理人員的工作倦怠，最終達到保證護理人員身心健康，提高護理服務能力的目標。

利益沖突所有作者均聲明不存在利益沖突