基于結(jié)構(gòu)方程模型的全科住培學(xué)員職業(yè)倦怠影響因素分析

周 穩(wěn)，唐金海

(1.南京醫(yī)科大學(xué)醫(yī)政學(xué)院，江蘇 南京 211166；2.南京醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院，江蘇 南京 210029)

黨的十九大報(bào)告明確提出，加強(qiáng)基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系和全科醫(yī)生隊(duì)伍建設(shè)。全科醫(yī)生既是基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的主力軍，也是城鄉(xiāng)居民健康的“守門(mén)人”，全科住院醫(yī)師規(guī)范化培訓(xùn)(Residency Training Program on General Practice，RTPG)是全科醫(yī)生人才培養(yǎng)的必經(jīng)階段，是醫(yī)學(xué)畢業(yè)生從臨床醫(yī)學(xué)向全科醫(yī)學(xué)過(guò)渡的重要階段，也是全面認(rèn)識(shí)全科醫(yī)生職業(yè)特性的關(guān)鍵時(shí)期。然而，由于社會(huì)和患者對(duì)全科醫(yī)師的認(rèn)可度低，學(xué)業(yè)和工作生活壓力較大，全科住培學(xué)員容易產(chǎn)生職業(yè)倦怠。全科住培學(xué)員的職業(yè)倦怠將直接影響他們的工作狀態(tài)，甚至?xí)l(fā)他們的退培行為。

在職業(yè)倦怠影響因素分析中，結(jié)構(gòu)方程模型包含兩個(gè)基本的模型：測(cè)量模型與結(jié)構(gòu)模型，其融合了多因素分析、路徑分析和結(jié)構(gòu)方程分析[1]。本文通過(guò)對(duì)江蘇省13個(gè)樣本市的住院醫(yī)師規(guī)范化培訓(xùn)基地的全科住培學(xué)員進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查，以了解全科住培學(xué)員職業(yè)倦怠現(xiàn)狀，分析職業(yè)倦怠影響因素，為提高全科住培學(xué)員積極性提供對(duì)策。這對(duì)于健全全科醫(yī)生培養(yǎng)體系，加快壯大全科醫(yī)生隊(duì)伍，提升全科醫(yī)生培養(yǎng)質(zhì)量，建設(shè)健康中國(guó)具有重要意義。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

2019年1-3月，從江蘇省13個(gè)市各抽取1家國(guó)家級(jí)住院醫(yī)師規(guī)范化培訓(xùn)基地，基地內(nèi)全科學(xué)員采取全樣本調(diào)查，共有682名全科住培學(xué)員參與調(diào)查。此次調(diào)查共發(fā)放問(wèn)卷682份，回收653份，剔除49份無(wú)效問(wèn)卷，有效問(wèn)卷604份。

1.2 理論與方法

1.2.1 理論分析

職業(yè)倦怠(Job Burnout)也稱“工作倦怠”，是指當(dāng)工作本身對(duì)自身的能力、精力以及資源過(guò)度要求，從而導(dǎo)致工作者感到情緒枯竭、筋疲力盡時(shí)，而表現(xiàn)出的一系列心理、生理倦怠反應(yīng)綜合癥狀[2，3]。情緒耗竭、去個(gè)性化、低個(gè)人成就感是職業(yè)倦怠的主要表現(xiàn)[4]。

資源保存理論(Conservationof Resources Theory，COR)是關(guān)于倦怠過(guò)程的重要理論，認(rèn)為個(gè)體總是力求獲得、保護(hù)、建設(shè)對(duì)自身有價(jià)值的資源[5]。主要觀點(diǎn)有：與資源獲得相比，等量資源的損失對(duì)個(gè)體產(chǎn)生的影響較大；資源遭受損失后，個(gè)體獲得的資源更加重要；個(gè)體資源缺乏時(shí)，個(gè)體會(huì)更關(guān)注于現(xiàn)有資源，因而有可能喪失獲得更多資源的機(jī)會(huì)。從資源保存理論角度來(lái)看，影響全科住培學(xué)員職業(yè)倦怠的因素主要包括人格特征資源和能量性資源，能量性資源包括知識(shí)、職業(yè)發(fā)展機(jī)會(huì)、組織支持、社會(huì)支持等。積極的個(gè)體特征作為自身的一種資源將有助于個(gè)體化解由于資源喪失所產(chǎn)生的壓力和倦怠問(wèn)題[6]。

目前，關(guān)于職業(yè)倦怠的研究主要集中在職業(yè)倦怠現(xiàn)狀、影響因素、工作滿意度、離職傾向等方面的研究[7-9]，應(yīng)用COR理論研究職業(yè)倦怠的對(duì)象主要有護(hù)理人員、注冊(cè)會(huì)計(jì)師、高校輔導(dǎo)員、青少年等，相比于國(guó)內(nèi)大量的研究，我國(guó)關(guān)于全科住培學(xué)員職業(yè)倦怠的研究較少。全科住培學(xué)員是具有特殊性的群體，是全科醫(yī)生人才培養(yǎng)的必經(jīng)之路。然而，由于學(xué)科發(fā)展時(shí)間的局限性，在全科住培學(xué)員進(jìn)行規(guī)范化培訓(xùn)的過(guò)程中，全科學(xué)員面臨著積極性不高、甚至是退培的現(xiàn)象?；谫Y源保護(hù)理和文獻(xiàn)分析[10]，本文將工作資源因素進(jìn)行進(jìn)一步劃分，分別為個(gè)人因素、生活因素、職業(yè)因素、組織因素、社會(huì)因素。本文在梳理文獻(xiàn)及資源保護(hù)理論、結(jié)構(gòu)方程模型的基礎(chǔ)上，提出最終假設(shè)模型，假設(shè)匯總?cè)缦拢?/p>

H1：組織因素對(duì)職業(yè)倦怠具有顯著正向影響；

H2：職業(yè)因素對(duì)職業(yè)倦怠具有顯著正向影響；

H3：社會(huì)因素對(duì)職業(yè)倦怠具有顯著正向影響；

H4：個(gè)人因素對(duì)職業(yè)倦怠具有顯著正向影響。

1.2.2 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

調(diào)查所獲得的資料使用Excel建立數(shù)據(jù)庫(kù)，使用SPSS 22.0軟件進(jìn)行定量資料的描述性分析；使用AMOS 24.0軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析、結(jié)構(gòu)方程模型分析。

1.2.3 研究工具

社會(huì)人口學(xué)資料調(diào)查表：自行設(shè)計(jì)該問(wèn)卷，包括性別、年齡、婚姻狀況、文化程度、身份歸屬、平均月收入等社會(huì)人口學(xué)資料。

職業(yè)倦怠普適量表：采用李超平翻譯修訂的馬氏工作倦怠量表-普適量表(Maslach Burnout Inventory-General Survey，MBI-GS)，采用Likert 7級(jí)(0～6分)量表，0分代表“從不”，6分代表“每天都有”。整個(gè)量表分3個(gè)部分：情緒耗竭、去個(gè)性化以及低個(gè)人成就感，各題項(xiàng)得分越高，倦怠程度越嚴(yán)重。

職業(yè)倦怠影響因素問(wèn)卷：根據(jù)文獻(xiàn)資料，自行設(shè)計(jì)該調(diào)查問(wèn)卷，采用Likert 5級(jí)評(píng)分法評(píng)分(1～5分)，“完全不符合”“不符合”“一般”“符合”“完全符合”分別賦值1、2、3、4、5分。其中個(gè)人因素和生活因素部分反向計(jì)分，各題項(xiàng)得分越高，影響因素對(duì)倦怠發(fā)揮的作用越大。

2 結(jié)果

2.1 基本情況

604名全科住培學(xué)員中男性267名(44.21%)；女性337名(55.79%)；26～29歲占比較高(62.90%)；大部分調(diào)查對(duì)象為未婚(61.10%)；本科教育學(xué)歷者597名(98.80%)，碩士教育學(xué)歷者7名(1.20%)；外單位委培557人(92.20%)，社會(huì)招錄、本院招聘、專業(yè)學(xué)位碩士分別為34人、7人和6人。近一半調(diào)查對(duì)象月平均收入在4500～6000元(46.90%)，17.90%的調(diào)查對(duì)象月收入低于3000元，僅有1.80%的全科醫(yī)生月收入在6000元以上。

2.2 問(wèn)卷的信度與效度分析

2.2.1 信度分析

結(jié)果顯示職業(yè)倦怠影響因素量表各維度的信度全部在0.7以上，說(shuō)明職業(yè)倦怠影響因素問(wèn)卷及各個(gè)維度的信度非常好，見(jiàn)表1。

表1 問(wèn)卷及各維度的可靠性分析

2.2.2 收斂效度

平均方差抽取量(AverageVarianceExtracted，AVE)是潛變量可以解釋其指標(biāo)變量變異量的比值，是一種收斂效度，一般要求大于0.5[11]。AVE的數(shù)值越大，則測(cè)量指標(biāo)越能反映其共同因素的潛在特質(zhì)，即問(wèn)卷的質(zhì)量越好。本研究驗(yàn)證性因子分析得到的收斂效度結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 問(wèn)卷收斂效度分析

續(xù)表2

維度題項(xiàng)因子負(fù)荷量項(xiàng)目信度測(cè)量誤差變異社會(huì)因素(組合信度:0.861AVE:0.609)SOC10.8760.7670.233SOC20.7690.5910.409SOC30.7410.5490.451SOC40.7270.5290.471個(gè)人因素(組合信度:0.819AVE:0.602)PER10.8280.6860.314PER20.7830.6130.387PER30.7130.5080.492生活因素(組合信度:0.766AVE:0.622)LIF10.7510.5640.436LIF20.8240.6790.321

由表2可知，問(wèn)卷中的22個(gè)題目的因素負(fù)荷量只有1個(gè)未達(dá)標(biāo)，因子負(fù)荷量值越大，表示指標(biāo)變量越能有效地反映其要測(cè)得的維度內(nèi)容?？傮w來(lái)說(shuō)，問(wèn)卷中的22個(gè)題目可以較好地反映各自所在維度的內(nèi)容。問(wèn)卷中的5個(gè)維度的平均方差抽取量AVE值全部在0.5以上，由此可知問(wèn)卷的收斂效度較好，更進(jìn)一步說(shuō)明問(wèn)卷的內(nèi)部質(zhì)量非常好。

2.2.3 區(qū)分效度

可采用方差抽取檢驗(yàn)方法對(duì)問(wèn)卷的區(qū)分效度進(jìn)行檢驗(yàn)，即問(wèn)卷的每?jī)蓚€(gè)維度的AVE如果大于這2個(gè)維度的相關(guān)系數(shù)，則表明所設(shè)計(jì)的問(wèn)卷是具有區(qū)分效度的。從表3可以看出，5個(gè)維度的AVE全部大于相關(guān)系數(shù)的平方值。由此可以得出問(wèn)卷具有非常好的區(qū)分效度。綜合以上全部分析可以得出，職業(yè)倦怠影響因素問(wèn)卷具有較好的信度和效度。

表3 問(wèn)卷區(qū)分效度分析

2.3 驗(yàn)證性因子分析

本次研究共提取4個(gè)外生潛變量，包括組織因素、職業(yè)因素、社會(huì)因素、個(gè)人因素；1個(gè)中介變量，生活因素。潛變量及各項(xiàng)測(cè)量指標(biāo)及賦值見(jiàn)表4。

表4 潛變量及測(cè)量指標(biāo)

運(yùn)用AMOS 24.0軟件對(duì)全科住培學(xué)員職業(yè)倦怠影響因素進(jìn)行驗(yàn)證性分析，以判斷各因素是否從屬總的劃分。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，CMIN/DF=2.785<3，RMSEA=0.054，NFI=0.933，IFI=0.956，TLI=0.947，CFI=0.956>0.9，主要擬合指標(biāo)均達(dá)標(biāo)，說(shuō)明因素劃分合理。

2.4 結(jié)構(gòu)方程模型的構(gòu)建

構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，采用極大似然估計(jì)(Maximum Likelihood)對(duì)初始模型進(jìn)行修正，經(jīng)參數(shù)界定、參數(shù)檢驗(yàn)后得到最終模型路徑圖。本文通過(guò)結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)一步檢驗(yàn)研究假設(shè)，在刪除不顯著路徑后，結(jié)構(gòu)方程模型如圖1所示。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，χ2/df=2.826<3，RMSEA=0.055<0.08，NFI=0.902>0.9，IFI=0.935>0.9，TLI=0.927>0.9，CFI=0.934>0.9，主要擬合指數(shù)都達(dá)到了臨界值范圍，所以判定模型可以整體擬合。

圖1顯示職業(yè)因素和個(gè)人因素對(duì)生活因素的效應(yīng)值為0.484(P<0.05)和0.153(P<0.05)，正向效應(yīng)顯著，即職業(yè)因素和個(gè)人因素影響越大，生活因素影響越大。生活因素對(duì)情緒耗竭和去人格化的效應(yīng)值為0.333(P<0.05)和0.207(P<0.05)，正向效應(yīng)顯著，即生活因素影響越大，情緒耗竭和去個(gè)性化越嚴(yán)重。所以生活因素在職業(yè)因素、個(gè)人因素與情緒耗竭、去個(gè)性化之間均存在顯著的間接作用。

組織因素對(duì)情緒耗竭、去個(gè)性化、低個(gè)人成就感的正向效應(yīng)均顯著，效應(yīng)值大小依次是0.258、0.416和0.133，P值均小于0.05，即組織因素影響越大，情緒耗竭、去個(gè)性化、低個(gè)人成就感越嚴(yán)重。社會(huì)因素對(duì)情緒耗竭、去個(gè)性化、低個(gè)人成就感的正向效應(yīng)均顯著，效應(yīng)值大小依次是0.269、0.200、0.134，P值均小于0.05，即社會(huì)因素影響越大，情緒耗竭、去個(gè)性化、低個(gè)人成就感越嚴(yán)重。個(gè)人因素對(duì)去個(gè)性化、低個(gè)人成就感的正向效應(yīng)顯著，效應(yīng)值大小為0.081(P<0.05)、0.515(P<0.05)，即個(gè)人因素影響越大，情緒耗竭、去個(gè)性化、低個(gè)人成就感越嚴(yán)重。

圖1 結(jié)構(gòu)方程模型路徑

2.5 模型變量的效應(yīng)分析

組織因素、職業(yè)因素、社會(huì)因素、個(gè)人因素對(duì)情緒耗竭、去個(gè)性化、低個(gè)人成就感的總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)如表5所示。組織因素、職業(yè)因素、社會(huì)因素、個(gè)人因素對(duì)情緒耗竭所起的總效應(yīng)大小為0.739。其中，職業(yè)因素、個(gè)人因素通過(guò)生活因素對(duì)情緒耗竭所起的間接效應(yīng)大小分別為0.161、0.051，此外組織因素、社會(huì)因素還能對(duì)情緒耗竭起直接作用，效應(yīng)大小分別是0.258、0.269。組織因素、職業(yè)因素、社會(huì)因素、個(gè)人因素對(duì)去個(gè)性化所起的總效應(yīng)大小為0.829。其中，職業(yè)因素、個(gè)人因素通過(guò)生活因素對(duì)去個(gè)性化所起的間接效應(yīng)大小分別為0.1、0.032，組織因素、社會(huì)因素、個(gè)人因素對(duì)去個(gè)性化起直接效應(yīng)大小分別是0.416、0.2、0.081。組織因素、社會(huì)因素、個(gè)人因素對(duì)低個(gè)人成就感的總效應(yīng)大小為0.782。其中，組織因素對(duì)低個(gè)人成就感所起的直接效應(yīng)大小為0.133，社會(huì)因素對(duì)低個(gè)人成就感所起的直接效應(yīng)大小為0.134，個(gè)人因素對(duì)低個(gè)人成就感所起的直接效應(yīng)大小為0.515。

表5 總效應(yīng)、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)

3 討論與建議

3.1 個(gè)人因素對(duì)學(xué)員的低個(gè)人成就感的直接影響最大

通過(guò)結(jié)構(gòu)方程模型分析，假設(shè)H4成立，社會(huì)因素、個(gè)人因素對(duì)低個(gè)人成就感產(chǎn)生直接影響，其中個(gè)人因素為最主要影響因素，這可能是由于學(xué)員的知識(shí)學(xué)習(xí)能力和工作及抗壓能力得到有效提高時(shí)，他們的工作熱情和積極性也會(huì)得到提高，個(gè)人的成就感得到滿足，從而降低職業(yè)倦怠程度。在資源保存理論中，當(dāng)個(gè)體缺乏足夠的資源時(shí)，個(gè)體會(huì)產(chǎn)生倦怠的現(xiàn)象，從資源視角，個(gè)人因素的改善有利于減緩情緒耗竭[12]。本文研究結(jié)果表明個(gè)人因素對(duì)低個(gè)人成就感影響較大，與資源保存理論相吻合，即缺乏足夠的個(gè)人資源，職業(yè)倦怠程度越嚴(yán)重。本研究發(fā)現(xiàn)個(gè)人能力越高，全科住培學(xué)員職業(yè)倦怠程度越低，與黃冬梅等人[13]的結(jié)果一致。

共同構(gòu)成個(gè)人因素的主體分別有條目一“學(xué)習(xí)能力較強(qiáng)”、條目二“崗位勝任力較強(qiáng)”、條目三“抗壓能力較強(qiáng)”，個(gè)人因素條目得分均反向計(jì)分，得分越低，學(xué)習(xí)能力、崗位勝任力、抗壓能力越強(qiáng)。條目一“學(xué)習(xí)能力”所得均分為2.43，低于均值3.0，說(shuō)明學(xué)員的學(xué)習(xí)能力較強(qiáng)，這可能與學(xué)員均為國(guó)家級(jí)培訓(xùn)基地的住培學(xué)員有關(guān)，生源質(zhì)量高。條目二“崗位勝任力”所得均分為2.52，低于均值3.0，說(shuō)明參與調(diào)查的學(xué)員崗位勝任力較高。條目三“抗壓能力”所得均分為2.49，低于均值3.0，說(shuō)明學(xué)員的抗壓能力較強(qiáng)，心理素質(zhì)較好。總體來(lái)說(shuō)，學(xué)員的自我認(rèn)同感較高。從結(jié)構(gòu)方程模型可知，3個(gè)部分的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為0.82、0.79、0.71，表明“學(xué)習(xí)能力”和“崗位勝任力”變量對(duì)個(gè)人因素影響較大，應(yīng)更多關(guān)注于學(xué)員的學(xué)習(xí)能力和崗位勝任力的提升。本研究表明參與全科住培對(duì)象本科學(xué)歷者占98.80%，本科畢業(yè)生為全科住培的主要對(duì)象，由于專碩研究生醫(yī)教協(xié)同政策的培養(yǎng)模式，碩士研究生的出科考核成績(jī)高于本科住院醫(yī)師，可能是個(gè)人因素對(duì)全科住培學(xué)員低個(gè)人成就感的一大原因。因此，第一，堅(jiān)持鼓勵(lì)學(xué)員根據(jù)臨床患者、社區(qū)特點(diǎn)以及個(gè)人興趣，加強(qiáng)自身學(xué)習(xí)來(lái)提高自己的學(xué)識(shí)，保持全科住培學(xué)員不斷進(jìn)取的追求，激發(fā)全科住培學(xué)員的職業(yè)潛力，加強(qiáng)學(xué)員自我認(rèn)同感。第二，完善培訓(xùn)規(guī)劃，提高全科學(xué)員工作能力，將全科住培學(xué)員的自我能力發(fā)展作為培訓(xùn)的重點(diǎn)，開(kāi)展多種形式的培訓(xùn)活動(dòng)，增加全科住培學(xué)員獲得個(gè)人資源的機(jī)會(huì)。

3.2 組織因素對(duì)情緒耗竭、去個(gè)性化、低個(gè)人成就感產(chǎn)生較大的直接影響

通過(guò)分析，假設(shè)H1成立，發(fā)現(xiàn)組織因素對(duì)情緒耗竭、去個(gè)性化、低個(gè)人成就感的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.258、0.416、0.133，分別占各自總效應(yīng)值的34.91%、50.18%、17.01%，組織因素對(duì)去個(gè)性化影響較大。全科臨床帶教老師具有醫(yī)師和教師的雙重身份，在住院醫(yī)師規(guī)范化培訓(xùn)中起著至關(guān)重要的作用。全科基地作為培訓(xùn)任務(wù)的承擔(dān)部門(mén)，是全科住培的搖籃，對(duì)全科住培學(xué)員的身心狀況有著直接影響。目前，全科基地仍存在管理體系不完善、軟硬件設(shè)施不齊全、學(xué)員管理不嚴(yán)格的問(wèn)題。此外，中國(guó)全科醫(yī)學(xué)學(xué)科建設(shè)起步晚，師資匱乏。全科帶教老師大部分為專科醫(yī)師，缺乏全科理念，加之工作繁忙而降低帶教積極性，對(duì)學(xué)員的職業(yè)發(fā)展過(guò)程極為不利。全科住培學(xué)員培養(yǎng)標(biāo)準(zhǔn)主要依據(jù)《住院醫(yī)師規(guī)范化培訓(xùn)內(nèi)容與標(biāo)準(zhǔn)》，也有相應(yīng)的省級(jí)培訓(xùn)大綱，但是大綱內(nèi)容不夠細(xì)化，無(wú)法實(shí)現(xiàn)全科學(xué)員的同質(zhì)化培養(yǎng)。社區(qū)輪轉(zhuǎn)作為全科住培的一部分，全科臨床基地和社區(qū)基地間聯(lián)系不緊密，很多社區(qū)基地未開(kāi)展實(shí)質(zhì)性的教學(xué)活動(dòng)。以上組織環(huán)境存在的問(wèn)題將對(duì)學(xué)員職業(yè)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響，使其失去工作熱情和主動(dòng)性。資源保護(hù)理論認(rèn)為對(duì)個(gè)體提供充足的組織資源有利于降低員工的倦怠程度。因此，應(yīng)從資源角度為學(xué)員提供充足的組織資源保障，如基地管理、師資體系、培訓(xùn)標(biāo)準(zhǔn)與社區(qū)輪轉(zhuǎn)等。第一，醫(yī)院作為培訓(xùn)基地，應(yīng)該給予全科住培學(xué)員良好的發(fā)展平臺(tái)，改進(jìn)與完善組織激勵(lì)機(jī)制。第二，完善全科教育培訓(xùn)體系，嚴(yán)格帶教師資遴選[14]。細(xì)分師資，設(shè)立導(dǎo)師型、教學(xué)型、管理型師資，建設(shè)一支高水平、高質(zhì)量、兼具理論和技能操作的優(yōu)秀帶教師資隊(duì)伍。成熟的全科帶教模式及雄厚的帶教師資力量對(duì)學(xué)員的培訓(xùn)效果產(chǎn)生積極的影響，減少學(xué)員職業(yè)倦怠的產(chǎn)生。第三，要對(duì)全科住培學(xué)員采取全面的培訓(xùn)措施，合理安排理論課程，有必要延長(zhǎng)基層輪轉(zhuǎn)時(shí)間，確?；鶎虞嗈D(zhuǎn)落實(shí)下去，增強(qiáng)學(xué)員職業(yè)榮譽(yù)感，以降低情緒耗竭和去個(gè)性化程度。

3.3 社會(huì)因素是影響情緒耗竭、去個(gè)性化、低個(gè)人成就感的重要因素

通過(guò)結(jié)構(gòu)方程分析，假設(shè)H3成立，社會(huì)因素對(duì)情緒耗竭、去個(gè)性化、低個(gè)人成就感的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.269、0.200和0.134，分別占各自總效應(yīng)值的36.40%、24.13%和17.14%。社會(huì)因素對(duì)學(xué)員的情緒耗竭和去個(gè)性化影響較大?；颊卟徽J(rèn)可我的工作、患者提出無(wú)理要求、醫(yī)患關(guān)系緊張、工作環(huán)境緊張4個(gè)部分的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.87、0.77、0.74和0.73，表明各部分是社會(huì)因素的重要組成?；颊邔?duì)全科住培學(xué)員的不認(rèn)可對(duì)學(xué)員產(chǎn)生的負(fù)面影響最大[8]。前期研究也表明較低的社會(huì)認(rèn)可度導(dǎo)致我國(guó)全科醫(yī)師職業(yè)認(rèn)同感低于?？漆t(yī)師的主要原因之一。一項(xiàng)針對(duì)專碩全科學(xué)員的調(diào)查顯示，100%的調(diào)查對(duì)象均認(rèn)為全科醫(yī)生社會(huì)地位不高，居民對(duì)基層全科醫(yī)生的技術(shù)存在認(rèn)知偏差，對(duì)專業(yè)能力信任較低[15]。人們普遍認(rèn)為專科醫(yī)生的技術(shù)能力要優(yōu)于全科醫(yī)生，但全科醫(yī)生和?？漆t(yī)生本身并無(wú)差別，只是學(xué)科原因而導(dǎo)致其職責(zé)和服務(wù)范圍有所差別。宋麗萍認(rèn)為良好的社會(huì)支持能彌補(bǔ)在工作中消耗的積極情緒，有助于身心健康的恢復(fù)[16]，除此之外，全科住培學(xué)員應(yīng)學(xué)習(xí)自我調(diào)節(jié)和減壓，適應(yīng)復(fù)雜的醫(yī)療環(huán)境。因此，一是要加強(qiáng)患者對(duì)全科醫(yī)學(xué)的正確認(rèn)知，提高居民在基層的就診率，從而提高全科醫(yī)生的社會(huì)地位和職業(yè)榮譽(yù)感；二是要提高全科醫(yī)師的診療水平，增強(qiáng)社會(huì)各界對(duì)全科醫(yī)生的信任；三是要堅(jiān)持政府的主導(dǎo)作用，積極宣傳全科醫(yī)學(xué)在基層的必要性，強(qiáng)化社會(huì)認(rèn)同感，衛(wèi)生、教育、財(cái)政、人社、編制、法制等部門(mén)協(xié)同參與制度設(shè)計(jì)，建設(shè)和保護(hù)對(duì)全科住培學(xué)員有價(jià)值的社會(huì)資源。

3.4 生活因素在職業(yè)因素、個(gè)人因素與情緒耗竭、去個(gè)性化之間均存在顯著的間接影響

從結(jié)構(gòu)方程模型圖可知，職業(yè)因素、個(gè)人因素對(duì)情緒耗竭、去個(gè)性化產(chǎn)生直接影響的同時(shí)，還通過(guò)生活因素對(duì)其產(chǎn)生間接影響。情緒耗竭是指因工作而極度疲勞、喪失工作熱情等。去個(gè)性化是指?jìng)€(gè)體以冷漠、逃避的態(tài)度面對(duì)服務(wù)對(duì)象。生活因素條目反向計(jì)分，分值越高，對(duì)生活因素越不滿意。生活因素條目一所得均分為3.50，高于平均值3.0，說(shuō)明學(xué)員工作壓力大，不能經(jīng)常參加家庭活動(dòng)。生活因素條目二所得均分為3.89，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于平均值3.0，說(shuō)明學(xué)員沒(méi)有充足的時(shí)間享受生活、渴望兼顧工作與生活，表現(xiàn)學(xué)員積極向上的生活態(tài)度。全科住培學(xué)員是全科醫(yī)學(xué)生向全科醫(yī)師過(guò)渡的重要階段，臨床培訓(xùn)任務(wù)繁忙，面臨各種考核和培訓(xùn)，肩負(fù)學(xué)業(yè)與生活的雙重壓力。

職業(yè)因素、個(gè)人因素對(duì)生活因素的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.484和0.153，說(shuō)明職業(yè)因素對(duì)生活因素影響較大，個(gè)人因素對(duì)生活因素影響較小。生活因素對(duì)情緒耗竭、去個(gè)性化的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.333和0.207。職業(yè)因素對(duì)情緒耗竭的總效應(yīng)值為0.016，職業(yè)因素→情緒耗竭的直接效應(yīng)值0.000，職業(yè)因素→生活因素→情緒耗竭間接效應(yīng)值為0.016。職業(yè)因素對(duì)去個(gè)性化的總效應(yīng)值為0.100，職業(yè)因素→去個(gè)性化的直接效應(yīng)值0.000，職業(yè)因素→生活因素→去個(gè)性化間接效應(yīng)值為0.100。職業(yè)因素對(duì)低個(gè)人成就感并無(wú)任何影響。職業(yè)因素包括基層環(huán)境、社會(huì)對(duì)全科的低認(rèn)可度、職業(yè)榮譽(yù)感不強(qiáng)等，分條目得分均大于3.0，最高均分3.44。綜合分析，雖然職業(yè)因素得分高于均分，但是職業(yè)因素對(duì)全科學(xué)員職業(yè)倦怠不存在直接影響，這與當(dāng)前職業(yè)因素影響醫(yī)師職業(yè)倦怠存在矛盾。究其原因，可能是因?yàn)槿茖儆谌碌念I(lǐng)域，學(xué)員在規(guī)培過(guò)程中并不會(huì)因基層工作環(huán)境條件、全科職業(yè)前景等因素而產(chǎn)生職業(yè)倦怠，但是職業(yè)因素仍應(yīng)得到相應(yīng)的關(guān)注，有可能對(duì)學(xué)員產(chǎn)生其他負(fù)面影響，有待進(jìn)一步研究證實(shí)。

本研究發(fā)現(xiàn)職業(yè)因素對(duì)情緒耗竭和去個(gè)性化的影響是通過(guò)生活因素的中介效應(yīng)而發(fā)揮作用的，職業(yè)因素和生活因素密切相關(guān)，當(dāng)職業(yè)發(fā)展需求得不到滿足，對(duì)個(gè)人生活可能會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響。學(xué)員對(duì)全科職業(yè)發(fā)展前景并不抱有樂(lè)觀向上的態(tài)度，如不想從事基層全科工作、全科的認(rèn)可度低且不能滿足自我發(fā)展的需要，提示現(xiàn)有的全科住培政策并沒(méi)有滿足學(xué)員的職業(yè)發(fā)展需求。對(duì)于全科住培學(xué)員而言，職業(yè)因素和個(gè)人因素的改善，會(huì)間接改善生活因素，進(jìn)而降低學(xué)員的倦怠程度。資源保存理論認(rèn)為個(gè)體特征資源和組織的支持性資源對(duì)全學(xué)員行為產(chǎn)生影響，積極的個(gè)體特征有助于個(gè)體解決因資源缺乏所造成的倦怠問(wèn)題。當(dāng)職業(yè)因素等支持性資源得到有效滿足，學(xué)員在生活因素方面也會(huì)得到很大改善，會(huì)正向影響對(duì)生活因素的滿意程度，進(jìn)而間接降低學(xué)員的職業(yè)倦怠程度。因此，在學(xué)員培訓(xùn)期間應(yīng)及時(shí)了解學(xué)員生活、身心狀況，培養(yǎng)學(xué)員良好的心理素質(zhì)，緩解學(xué)員壓力，保障學(xué)員對(duì)生活更好的追求。此外，應(yīng)改善基層服務(wù)環(huán)境，需增強(qiáng)全科職業(yè)榮譽(yù)感，提高學(xué)員職業(yè)認(rèn)同感，滿足學(xué)員職業(yè)發(fā)展需求。

本文利用資源保護(hù)理論和結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)全科住培學(xué)員的職業(yè)倦怠的影響因素進(jìn)行分析，得到不同因素的影響程度大小，并根據(jù)影響程度針對(duì)性地提出建議以改善學(xué)員職業(yè)倦怠狀況。與其它研究另外不同之處在于本研究的研究對(duì)象是全科住培學(xué)員，前人研究普遍關(guān)注臨床醫(yī)生和護(hù)士的職業(yè)倦怠，而住培是成為臨床醫(yī)師的必經(jīng)階段，了解學(xué)員在這一階段的倦怠狀況及影響因素是非常有意義的。此外，本文利用中介效應(yīng)進(jìn)一步分析自變量對(duì)因變量影響的作用機(jī)制，下一步將結(jié)合全科住培激勵(lì)現(xiàn)狀進(jìn)行調(diào)查分析，為全科住培發(fā)展提供參考與建議。