工作場所暴力影響員工心理健康的組織支持紓解機(jī)制*
——基于對醫(yī)護(hù)人員的樣本調(diào)查分析

趙富強(qiáng)， 劉惟伊

(武漢理工大學(xué) 管理學(xué)院，武漢 430070)

一、 引 言

工作場所暴力事件不但誘發(fā)員工心理健康風(fēng)險(xiǎn)，而且影響其工作態(tài)度、行為與績效，從而不利于組織的可持續(xù)健康發(fā)展。近年來我國醫(yī)院工作場所暴力事件頻發(fā)，其不但造成醫(yī)患關(guān)系緊張、醫(yī)患間信任下降，而且也給醫(yī)護(hù)人員帶來巨大的心理負(fù)擔(dān)，嚴(yán)重影響醫(yī)護(hù)人員的心理健康，尤其是近年發(fā)生的北京朝陽醫(yī)院眼科醫(yī)生陶勇被砍、湖北孝感中心醫(yī)院患者帶刀醫(yī)鬧、江西胡醫(yī)生查房被刺致死等醫(yī)暴事件，說明醫(yī)院暴力仍未得到有效遏制。醫(yī)院工作場所暴力事件的發(fā)生在干擾醫(yī)院診療秩序、降低醫(yī)院診療質(zhì)量的同時(shí)，也引發(fā)了醫(yī)護(hù)人員的心理健康風(fēng)險(xiǎn)。新冠肺炎疫情期間，醫(yī)護(hù)人員的巨大貢獻(xiàn)得到社會廣泛認(rèn)可的同時(shí)，其在這場疫情中可能面臨的心理健康風(fēng)險(xiǎn)也再次受到社會的廣泛關(guān)注，已有多項(xiàng)研究表明疫情期間醫(yī)護(hù)群體均存在不同程度的焦慮和抑郁[1-2]，而在履行診療工作時(shí)，只有具有良好心理健康狀況的醫(yī)護(hù)人員方能作出及時(shí)、科學(xué)以及準(zhǔn)確的醫(yī)學(xué)判斷，進(jìn)而有利于提高醫(yī)院的服務(wù)質(zhì)量。因此，2020年1月27日，國家衛(wèi)生健康委印發(fā)《新型冠狀病毒感染的肺炎疫情緊急心理危機(jī)干預(yù)指導(dǎo)原則》，將醫(yī)護(hù)及相關(guān)人員列入重點(diǎn)關(guān)注人群。同年3月5日，國家衛(wèi)生健康委和民政部聯(lián)合印發(fā)《關(guān)于加強(qiáng)應(yīng)對新冠肺炎疫情工作中心理援助與社會工作服務(wù)的通知》，要求加強(qiáng)對一線醫(yī)護(hù)及相關(guān)人員的心理援助與社會工作服務(wù)。綜上所述，從醫(yī)院工作場所暴力氛圍(簡稱醫(yī)暴氛圍)與防暴組織支持(簡稱防暴支持)角度研究如何紓解醫(yī)暴氛圍帶給醫(yī)護(hù)人員心理健康風(fēng)險(xiǎn)的影響，從而提升其心理健康水平，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙(Post-traumatic Stress Disorder)、焦慮、抑郁和倦怠是目前最為普遍的心理健康風(fēng)險(xiǎn)表現(xiàn)[3]，而工作場所暴力影響員工心理健康的既有相關(guān)研究主要集中在創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙和倦怠方面，而對焦慮和抑郁的影響研究尚不多見[4]。同時(shí)，醫(yī)院暴力作為工作場所暴力之一，在醫(yī)患關(guān)系日趨緊張的背景下，醫(yī)生群體的焦慮發(fā)生率為46.5%，抑郁發(fā)生率為46.9%，均遠(yuǎn)高于全國常模，這對醫(yī)護(hù)人員工作職責(zé)的有效履行以及醫(yī)院服務(wù)質(zhì)量的提高帶來嚴(yán)重不良影響[5]?；诖?，本研究旨在關(guān)注醫(yī)護(hù)人員心理健康風(fēng)險(xiǎn)中的焦慮和抑郁。

社會認(rèn)知理論認(rèn)為，患者、同事、家人以及社會對醫(yī)護(hù)人員工作的反饋評價(jià)信息會影響醫(yī)護(hù)人員的職業(yè)自我效能感，而自我效能感又影響個(gè)體的焦慮和抑郁水平[6-7]。為進(jìn)一步探究醫(yī)暴氛圍影響醫(yī)護(hù)人員心理健康風(fēng)險(xiǎn)的作用機(jī)制，本研究基于社會認(rèn)知理論，提出職業(yè)自我效能感(Occupational Self-efficacy)中介醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員心理健康風(fēng)險(xiǎn)的影響。為紓解醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員心理健康的影響，本研究借鑒組織支持概念，引入防暴支持這一概念，根據(jù)社會交換理論，本研究認(rèn)為良好的防暴支持有利于提高醫(yī)護(hù)人員的職業(yè)認(rèn)同，而具有高職業(yè)認(rèn)同的個(gè)體在困難時(shí)會表現(xiàn)得更加堅(jiān)定自信與堅(jiān)忍不拔，對潛在職業(yè)威脅有著更為清晰的認(rèn)知與靈活的應(yīng)對[8]?；诖?，本研究認(rèn)為，對于高職業(yè)認(rèn)同的醫(yī)護(hù)人員來說，在醫(yī)暴氛圍下，會通過主動(dòng)調(diào)控自身情緒或心理狀態(tài)積極獲取外界有利信息去預(yù)防和處理醫(yī)院工作場所暴力事件，那么醫(yī)暴氛圍對其職業(yè)自我認(rèn)同感以及心理健康的負(fù)面影響會大大減小。

基于此，本研究擬圍繞“醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員心理健康風(fēng)險(xiǎn)的作用機(jī)制”這一核心問題，基于社會認(rèn)知理論與社會交換理論，探究醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員心理健康風(fēng)險(xiǎn)的作用機(jī)制，重點(diǎn)分析防暴支持是否有利于醫(yī)護(hù)人員塑造并增強(qiáng)職業(yè)認(rèn)同，并通過職業(yè)認(rèn)同紓解醫(yī)暴氛圍通過職業(yè)自我效能感對醫(yī)護(hù)人員心理健康風(fēng)險(xiǎn)的間接作用機(jī)制。從而構(gòu)建防暴支持管理實(shí)踐，強(qiáng)化職業(yè)認(rèn)同教育培訓(xùn)，進(jìn)而形成醫(yī)暴氛圍影響醫(yī)護(hù)人員心理健康的紓解機(jī)制，以期降低醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員心理健康風(fēng)險(xiǎn)的影響。

二、 理論基礎(chǔ)和研究假設(shè)

(一) 醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員心理健康的作用機(jī)制

醫(yī)暴即醫(yī)院工作場所暴力，屬于工作場所暴力之一，鑒于工作場所暴力對員工、組織與社會帶來的危害，諸多學(xué)者從不同視角對工作場所暴力(Workplace Violence)的內(nèi)涵進(jìn)行了相關(guān)界定，其中最為廣泛接納與使用的是Wynne等的定義，其將工作場所暴力界定為“工作相關(guān)情形下，對工作人員的虐待、恐嚇與攻擊，并影響其安全、幸福與健康的明確或隱晦行為”[9]。研究表明，醫(yī)護(hù)人員是世界上工作場所暴力的最主要受害者[10]，醫(yī)院工作場所暴力是威脅醫(yī)務(wù)工作者生理與心理健康的第一危險(xiǎn)因素[11]。王立成等將醫(yī)院工作場所暴力定義為“在醫(yī)療工作場所內(nèi)，患者、家屬或探訪者等人對醫(yī)療衛(wèi)生人員通過軀體、語言攻擊和性威脅等造成其生理和心理傷害的暴力事件”[12]。Hesketh等將衛(wèi)生保健工作者工作場所暴力分為軀體攻擊、攻擊威脅、情感威脅、言語的性騷擾和軀體的性騷擾四種類型[13]。Farinaz實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，一年內(nèi)完全直接接觸或直接和間接接觸過工作場所暴力的護(hù)士報(bào)告創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙、焦慮、抑郁和倦怠的可能性是未接觸過工作場所暴力護(hù)士的2至4倍[4]。暴力氛圍感知即當(dāng)個(gè)體面臨暴力事件、信息傳播、軀體攻擊、威脅恐嚇、情感虐待以及性騷擾時(shí)，所感知到的生理與心理上的威脅與挑戰(zhàn)，其可以預(yù)測生理應(yīng)激反應(yīng)、心理應(yīng)激反應(yīng)(焦慮和抑郁)以及工作場所安全[14]。綜上所述，本研究將“醫(yī)院工作場所暴力氛圍感知”簡稱為“醫(yī)暴氛圍”，描述為醫(yī)護(hù)人員所感知到的患者及其家屬對醫(yī)護(hù)及相關(guān)人員造成生理和心理傷害的包括軀體攻擊、攻擊威脅、情感威脅、言語的性騷擾或軀體的性騷擾的暴力事件。根據(jù)情緒評價(jià)理論,認(rèn)知工作不安全感會引發(fā)消極的情緒體驗(yàn)[15]，強(qiáng)烈的醫(yī)暴氛圍會增加醫(yī)護(hù)人員的工作不安全感，進(jìn)而影響醫(yī)護(hù)人員的心理健康，加大醫(yī)護(hù)人員焦慮或抑郁的風(fēng)險(xiǎn)。

自我效能感(Self-efficiency)是指人們對自己是否能實(shí)現(xiàn)某特定領(lǐng)域行為目標(biāo)所需能力的判斷和信念[16]，所以職業(yè)自我效能感是指自我效能感在工作領(lǐng)域的具體體現(xiàn)，即個(gè)體在職業(yè)生涯中所有與職業(yè)內(nèi)容相關(guān)的自我效能感[17]。高自我效能感作為個(gè)體面對困境時(shí)的積極心理資源，是其身心健康的重要保護(hù)因子[18]，研究表明，自我效能感與抑郁、焦慮顯著負(fù)相關(guān)[6-7]。根據(jù)社會認(rèn)知理論，醫(yī)護(hù)人員的職業(yè)自我效能感受到患者及其家屬、同事、上級等與醫(yī)護(hù)工作相關(guān)的人員的影響，工作過程中相關(guān)人員根據(jù)醫(yī)護(hù)人員能否完成某項(xiàng)工作任務(wù)而采取的信息反饋或指導(dǎo)會使醫(yī)護(hù)人員對自身能力產(chǎn)生一定判斷，從而加強(qiáng)或削弱醫(yī)護(hù)人員的職業(yè)自我效能感。因此，處于暴力氛圍中的醫(yī)護(hù)人員會認(rèn)為患者及其家屬不認(rèn)可本人或所在職業(yè)群體的工作能力或工作質(zhì)量，從而導(dǎo)致醫(yī)護(hù)人員心情緊張或情緒低落[19]，進(jìn)而挫傷醫(yī)護(hù)人員的職業(yè)自我效能感。社會認(rèn)知理論認(rèn)為，自我效能感的主體對所處情境抱有積極的態(tài)度并預(yù)期成功的機(jī)會能幫助其有效應(yīng)對組織環(huán)境障礙[20]，從而降低不良環(huán)境對個(gè)體帶來的負(fù)面影響。因此，職業(yè)自我效能感可能是影響醫(yī)暴氛圍與醫(yī)護(hù)人員心理健康間關(guān)系的重要因素。綜上所述，醫(yī)暴氛圍可能通過醫(yī)護(hù)人員職業(yè)自我效能感對自身心理健康產(chǎn)生影響?；诖?，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1：職業(yè)自我效能感在醫(yī)暴氛圍與醫(yī)護(hù)人員焦慮/抑郁之間有顯著中介作用。

(二) 職業(yè)認(rèn)同的調(diào)節(jié)作用

職業(yè)認(rèn)同(Professional Identity)是個(gè)體對所從事職業(yè)的肯定性評價(jià)[21]。個(gè)體職業(yè)認(rèn)同很大程度上有利于其在多變職業(yè)環(huán)境中發(fā)現(xiàn)并抓住機(jī)遇，高職業(yè)認(rèn)同個(gè)體在面臨不確定情境時(shí)會表現(xiàn)得更加自信，更能積極調(diào)控情緒和主動(dòng)探索外部信息，對潛在職業(yè)威脅有著更為清楚的認(rèn)知[8]。因此，高職業(yè)認(rèn)同個(gè)體會不斷提高自我效能感，從而具備更高的自我調(diào)節(jié)能力與環(huán)境適應(yīng)能力。反之，低職業(yè)認(rèn)同個(gè)體會具有低職業(yè)決策效能感[22]。因此，高職業(yè)認(rèn)同的醫(yī)護(hù)人員能更好地適應(yīng)與應(yīng)對醫(yī)暴氛圍，降低醫(yī)暴氛圍對自身的不良影響。高職業(yè)認(rèn)同影響下，醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員職業(yè)自我效能感產(chǎn)生的負(fù)向影響減小。綜上所述，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)H2： 職業(yè)認(rèn)同負(fù)向調(diào)節(jié)醫(yī)暴氛圍與職業(yè)自我效能感間的關(guān)系，即職業(yè)認(rèn)同感越強(qiáng)，醫(yī)暴氛圍對職業(yè)自我效能感的影響越弱。

根據(jù)社會認(rèn)知理論，醫(yī)暴氛圍會降低醫(yī)護(hù)人員的職業(yè)自我效能感，進(jìn)而影響其心理健康，因而職業(yè)認(rèn)同調(diào)節(jié)醫(yī)暴氛圍與職業(yè)自我效能感之間的關(guān)系，從而調(diào)節(jié)醫(yī)暴氛圍通過醫(yī)護(hù)人員職業(yè)自我效能感對其心理健康的間接作用。具體而言，當(dāng)醫(yī)護(hù)人員職業(yè)認(rèn)同水平較低時(shí)，其職業(yè)自我效能感越低，因而醫(yī)暴氛圍通過職業(yè)自我效能感對醫(yī)護(hù)人員心理健康風(fēng)險(xiǎn)的影響越強(qiáng)；而對于具有高職業(yè)認(rèn)同感的醫(yī)護(hù)人員，其職業(yè)自我效能感越強(qiáng)，醫(yī)暴氛圍通過職業(yè)自我效能感對醫(yī)護(hù)人員心理健康風(fēng)險(xiǎn)的間接作用越弱。綜上所述，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)H3：職業(yè)認(rèn)同負(fù)向調(diào)節(jié)醫(yī)暴氛圍通過醫(yī)護(hù)人員職業(yè)自我效能感對醫(yī)護(hù)人員焦慮/抑郁的間接作用，職業(yè)認(rèn)同水平越高，醫(yī)暴氛圍通過醫(yī)護(hù)人員職業(yè)自我效能感對其焦慮/抑郁的間接作用越弱。

(三) 防暴支持通過職業(yè)認(rèn)同的紓解機(jī)制

暴力預(yù)防氛圍(Violence Prevention Climate)最早由Spector等提出，基于組織角度將其描述為員工對管理層制定的暴力預(yù)防政策、程序和培訓(xùn)等的看法或感知評價(jià)[14]。基于此，本研究將醫(yī)院為預(yù)防和處理醫(yī)護(hù)人員發(fā)生暴力事件而做出的一系列管理政策、程序、實(shí)踐或措施等定義為“防暴支持”，具體包括組織支持、管理支持、管理承諾、管理培訓(xùn)、安全氛圍營造、暴力事件發(fā)生前的預(yù)防、發(fā)生中的處置以及發(fā)生后的補(bǔ)救處理等。社會交換理論表明，員工對組織是否重視與關(guān)心自己的總體知覺與自信，反應(yīng)組織對員工的責(zé)任[23]，即積極的防暴支持可以讓醫(yī)護(hù)人員感受到醫(yī)院在暴力事件上對醫(yī)護(hù)人員的支持與幫助,進(jìn)而滿足醫(yī)護(hù)人員在職場環(huán)境中的工具與情感需求[24]，從而一定程度上有利于增強(qiáng)醫(yī)護(hù)人員的職業(yè)認(rèn)同。綜上所述，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)H4：防暴支持正向影響職業(yè)認(rèn)同。

完善而有效的防暴支持有利于醫(yī)護(hù)人員塑造并加強(qiáng)職業(yè)認(rèn)同，防暴支持可為醫(yī)護(hù)人員提供醫(yī)暴事件的預(yù)防和應(yīng)對措施以及心理關(guān)懷等，基于社會交換的互惠原則，醫(yī)護(hù)人員對其所從事的職業(yè)和所在醫(yī)院會產(chǎn)生強(qiáng)烈的認(rèn)同感。社會認(rèn)知理論認(rèn)為，個(gè)體通過特定社會背景下角色模型的行為進(jìn)行觀察學(xué)習(xí)，從中提取信息并進(jìn)行自我判斷，進(jìn)而對外部刺激作出一定反應(yīng)[25]。醫(yī)院針對醫(yī)暴事件的防暴組織支持舉措，會使具有高度職業(yè)認(rèn)同的醫(yī)護(hù)人員在醫(yī)暴事件發(fā)生前后，更為積極主動(dòng)地依照醫(yī)院防暴政策與程序，預(yù)防與處理相關(guān)醫(yī)暴事件，從而維持或增強(qiáng)其在醫(yī)暴氛圍下的職業(yè)自我效能感。因此，防暴支持可能通過職業(yè)認(rèn)同阻礙醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員職業(yè)自我效能感的削弱作用，進(jìn)而弱化醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員心理健康的消極影響。因此，防暴支持通過影響職業(yè)認(rèn)同負(fù)向調(diào)節(jié)醫(yī)暴氛圍與職業(yè)自我效能感間關(guān)系。基于以上分析，提出下列假設(shè)：

假設(shè)H5：防暴支持通過影響職業(yè)認(rèn)同負(fù)向調(diào)節(jié)醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員職業(yè)自我效能感的影響。

綜上所述，本研究理論概念模型如圖1所示。

圖1 理論概念模型

三、 研究設(shè)計(jì)

(一) 數(shù)據(jù)收集

本研究采用問卷調(diào)查法收集數(shù)據(jù)。由于疫情影響，把各量表以問卷星的方式通過微信群發(fā)放給研究對象。問卷注明調(diào)查目的與填寫規(guī)則，承諾保密原則，設(shè)置每位用戶地址限填1次，隨機(jī)選取北京市、上海市、湖北省、浙江省和廣東省三甲醫(yī)院中的在職醫(yī)護(hù)人員，共發(fā)放問卷509份，剔除前后矛盾的無效問卷后得到有效問卷506份，回收率達(dá)99.41%。在性別方面，男性117名，占23.12%；女性389名，占76.88%?；橐鰻顩r上，未婚者173名，占34.18%；已婚者331名，占65.42%；選擇其他情況(離婚等)的2名，占0.40%。在學(xué)歷方面，大專及以下55名，占10.87%；本科378名，占74.70%；碩士及以上73名，占14.43%。在職位方面，護(hù)士141名，占27.87%；醫(yī)生365名，占72.13%。在職級方面，未定級56名，占11.07%；初級211名，占41.70%；中級192名，占37.94%；高級47名，占9.29%。在年齡上，平均年齡為30.889歲，標(biāo)準(zhǔn)差為6.571；在工作時(shí)間上，平均任職時(shí)間為9.077年，標(biāo)準(zhǔn)差為6.425。

(二) 變量測量

醫(yī)暴氛圍：采用改編自王培席等的中國版工作場所暴力量表[26]，將暴力實(shí)施者設(shè)定為“患者及其家屬”，該量表共有五維10個(gè)條目，包括軀體攻擊、威脅恐嚇、情感虐待、語言的性騷擾和軀體性騷擾五個(gè)維度，例題如“近12個(gè)月有患者及其家屬對您進(jìn)行軀體攻擊(軀體攻擊包括咬、打、推、吐唾沫等行為)嗎”。采用李克特5點(diǎn)計(jì)分方式，1-5分別代表“從未”、“1次”、“2次”、“3次”、“4次及以上”。該量表Cronbach’s α系數(shù)為0.756。

防暴支持：根據(jù)黃荷芳的護(hù)士工作場所暴力支持氛圍感知量表[27]，該量表分為三個(gè)維度28項(xiàng)條目，例題如“管理層鼓勵(lì)醫(yī)護(hù)人員報(bào)告身體暴力”。采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，1-5分別代表“非常不符合”、“比較不符合”、“一般”、“比較符合”、“非常符合”。該量表Cronbach’s α系數(shù)為0.986。

職業(yè)自我效能感：采用Schyns和Collani的8條目簡明版職業(yè)自我效能感量表[28]，采用Likert5點(diǎn)計(jì)分，從“完全不同意”到“完全同意”的分?jǐn)?shù)為1-5分。例題如“以我的才智，我知道如何應(yīng)對工作中突如其來的事情”。該量表Cronbach’s α系數(shù)為0.944。

職業(yè)認(rèn)同：采用劉鴻宇等設(shè)計(jì)的職業(yè)認(rèn)同感13條目量表[29]，例題如“為了單位的成功，我愿意盡全力去履行超過崗位要求的工作任務(wù)和職責(zé)”。得分越高，表示對職業(yè)認(rèn)可度越高。采用Likert5點(diǎn)計(jì)分,從“完全不同意”到“完全同意”的分?jǐn)?shù)為1-5分。該量表Cronbach’s α系數(shù)為0.948。

焦慮：采用Spitzer等的7條目廣泛性焦慮障礙量表(GAD-7)[30]，例題如“最近兩周感覺緊張，焦慮或急切”，各條目采用1-4分的4級評分法。該量表Cronbach’s α系數(shù)為0.929。

抑郁：采用Spitzer等的患者健康問卷9條目抑郁癥狀群量表(PHQ-9)[31]，例題如“最近兩周做事情時(shí)提不起勁或只有少許樂趣”。該量表對各條目進(jìn)行1-4分的4級評分法。該量表Cronbach’s α系數(shù)為0.904。

控制變量：由于醫(yī)護(hù)人員的性別、年齡、婚姻狀況、學(xué)歷、工作時(shí)間、職位和職級等可能影響變量間作用關(guān)系，因而本研究將其作為控制變量。性別、年齡、婚姻狀況、學(xué)歷、職位和職級均為虛擬變量，男性編碼為1，女性編碼為2；30歲及以下編碼為1，31～40歲編碼為2，41～50歲編碼為3，51歲及以上編碼為4；未婚編碼為1，已婚編碼為2，其他情況(離婚等)編碼為3；大專及以下編碼為1，本科編碼為2，碩士及以上編碼為3；護(hù)士編碼為1，醫(yī)生編碼為2；未定級編碼為1，初級編碼為2，中級編碼為3，高級編碼為4。

(三) 統(tǒng)計(jì)分析

本研究采用EXCEL進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入與管理，使用SPSS 25.0進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)、相關(guān)性分析以及多元線性回歸進(jìn)行中介作用與調(diào)節(jié)效應(yīng)假設(shè)檢驗(yàn)，并采用運(yùn)用SPSS宏程序PROCESS程序進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介作用假設(shè)檢驗(yàn)。

四、 統(tǒng)計(jì)分析

(一) 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究Harman單因子檢驗(yàn)結(jié)果顯示，未經(jīng)旋轉(zhuǎn)的因子分析發(fā)現(xiàn)8個(gè)特征值大1的公共因子，累計(jì)解釋變異量為75.928%，其中第一因子解釋變異量為36.717%，沒有超過40%判斷標(biāo)準(zhǔn)。進(jìn)一步采用共同潛變量法檢驗(yàn)共同方法偏差，加入共同方法偏差潛變量前后，驗(yàn)證性因子分析模型擬合指標(biāo)變化為：Δχ2/df=-0.067，ΔGFI=0.005，ΔCFI=0.004，ΔNFI=0.005，ΔIFI=0.005，ΔTLI=0.005，ΔRMSEA=-0.001，沒有較大改善，說明變量測量不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

(二) 驗(yàn)證性因子分析

本研究驗(yàn)證性因子分析結(jié)果如表1。六因子模型擬合效果最為理想，說明本研究變量間區(qū)分效度良好。

表1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

(三) 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

各變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及變量間相關(guān)系數(shù)如表2所示。醫(yī)暴氛圍與焦慮、抑郁呈顯著正相關(guān)(r=0.306,p<0.001;r=0.307,p<0.001);醫(yī)暴氛圍與職業(yè)自我效能感呈顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.256,p<0.001);職業(yè)自我效能感與焦慮、抑郁呈顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.333,p<0.001;r=-0.321,p<0.001)；防暴支持與醫(yī)暴氛圍呈顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.361,p<0.001)；防暴支持與職業(yè)自我效能感呈顯著正相關(guān)(r=0.491,p<0.001)；防暴支持與焦慮、抑郁呈顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.321,p<0.001;r=-0.351,p<0.001);防暴支持與職業(yè)認(rèn)同呈顯著正相關(guān)(r=0.587,p<0.001)；職業(yè)認(rèn)同與醫(yī)暴氛圍呈顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.312,p<0.001);職業(yè)認(rèn)同與職業(yè)自我效能感呈顯著正相關(guān)(r=0.729,p<0.001)；職業(yè)認(rèn)同與焦慮、抑郁呈顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.354,p<0.001;r=-0.352,p<0.001)。

表2 變量的相關(guān)系數(shù)

表3 中介作用回歸分析

(四) 假設(shè)檢驗(yàn)

1.職業(yè)自我效能感的中介作用檢驗(yàn)

根據(jù)Baron和Kenny的中介檢驗(yàn)程序[32]，本研究對職業(yè)自我效能感進(jìn)行中介檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。根據(jù)模型6和模型9可知，醫(yī)暴氛圍顯著正向影響焦慮(β=0.246，p<0.001)和抑郁(β=0.221，p<0.001)；由模型2可知，醫(yī)暴氛圍顯著負(fù)向影響職業(yè)自我效能感(β=-0.195，p<0.001)；由模型7和模型10可知，當(dāng)職業(yè)自我效能感納入回歸后，醫(yī)暴氛圍對焦慮(β=0.190，p<0.001)和抑郁(β=0.173，p<0.001)顯著下降。醫(yī)暴氛圍通過職業(yè)自我效能感影響醫(yī)護(hù)人員焦慮的間接效應(yīng)值0.056,其95%的置信區(qū)間為[0.040,0.095]，區(qū)間不包含0；醫(yī)暴氛圍通過自我效能感影響醫(yī)護(hù)人員抑郁的間接效應(yīng)值0.048,其95%的置信區(qū)間為[0.037,0.094]，區(qū)間不包含0。因此，職業(yè)自我效能感在醫(yī)暴氛圍與醫(yī)護(hù)人員心理健康風(fēng)險(xiǎn)(焦慮/抑郁)之間存在部分中介作用。

2.職業(yè)認(rèn)同的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

本研究將醫(yī)暴氛圍、職業(yè)認(rèn)同進(jìn)行中心化處理后，采用分層回歸檢驗(yàn)職業(yè)認(rèn)同對醫(yī)暴氛圍和職業(yè)自我效能感的調(diào)節(jié)效應(yīng)，結(jié)果如表3所示。由模型4可知，將醫(yī)暴氛圍和職業(yè)認(rèn)同的交互項(xiàng)放入回歸方程后，交互項(xiàng)對職業(yè)自我效能感的負(fù)向影響顯著(β=-0.042,p<0.05)，且交互項(xiàng)的回歸系數(shù)方向與自變量相同。因此，職業(yè)認(rèn)同負(fù)向調(diào)節(jié)醫(yī)暴氛圍與職業(yè)自我效能感間的關(guān)系，假設(shè)H2得到支持。

職業(yè)認(rèn)同在醫(yī)暴氛圍與職業(yè)自我效能感間調(diào)節(jié)效應(yīng)的簡單斜率分析如圖2所示。在高職業(yè)認(rèn)同水平上，醫(yī)暴氛圍與自我效能感顯著負(fù)相關(guān)，職業(yè)自我效能感隨醫(yī)暴氛圍強(qiáng)度增加而有所提升；在低職業(yè)認(rèn)同水平上，醫(yī)暴氛圍與職業(yè)自我效能感幾乎沒有影響。進(jìn)一步采用Hayes的Process插件[33]的bootsrtap調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表4，高職業(yè)認(rèn)同下，醫(yī)暴氛圍與職業(yè)自我效能感顯著負(fù)相關(guān)，而低職業(yè)認(rèn)同下，醫(yī)暴氛圍與職業(yè)自我效能感沒有顯著影響。

如表5所示，在職業(yè)認(rèn)同水平較低(M-1SD)和中等(M)的被試，職業(yè)自我效能感的中介效應(yīng)bootstrap 95%置信區(qū)間的上、下限包含0，表明不存在中介效應(yīng)；在職業(yè)認(rèn)同水平較高(M+1SD)的被試，職業(yè)自我效能感的中介效應(yīng)bootstrap 95%置信區(qū)間的上、下限不包含0，表明存在中介效應(yīng)。根據(jù)Hayes有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法[34]，當(dāng)不同水平下間接作用有的顯著有的不顯著時(shí)，可以檢驗(yàn)參數(shù)Index，本研究中“醫(yī)暴氛圍→職業(yè)自我效能感→焦慮”和“醫(yī)暴氛圍→職業(yè)自我效能感→抑郁”兩條路徑下的參數(shù)Index 95%置信區(qū)間均不包括0，表明均存在被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。因此，假設(shè)H3得到支持。

圖2 職業(yè)認(rèn)同在醫(yī)暴氛圍和職業(yè)自我效能感之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表4 簡單斜率分析

表5 有調(diào)節(jié)的中介作用檢驗(yàn)

3.防暴支持的紓解作用檢驗(yàn)

本研究中職業(yè)認(rèn)同的調(diào)節(jié)作用是在防暴支持的影響下發(fā)生的，即防暴支持通過醫(yī)護(hù)人員的職業(yè)認(rèn)同調(diào)節(jié)醫(yī)暴氛圍與醫(yī)護(hù)人員職業(yè)自我效能感間關(guān)系。針對該類型有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本研究使用系數(shù)乘積法[35]進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。由模型2可知，防暴支持顯著正向影響職業(yè)認(rèn)同(β=0.420,p<0.001)。因此，假設(shè)H4得到支持。根據(jù)系數(shù)乘積法，如果防暴支持對職業(yè)認(rèn)同的影響系數(shù)(模型2，β=0.420,p<0.001)與“醫(yī)暴氛圍*職業(yè)認(rèn)同”的交互項(xiàng)對職業(yè)自我效能感的影響系數(shù)(模型6，β=-0.050,p<0.05)的乘積顯著，則表明存在有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)。Sobel檢驗(yàn)表明，間接效應(yīng)為-0.021(即0.420*(-0.050))，效應(yīng)顯著(Z=-2.151,p<0.05)；運(yùn)用Bootstrap法對全樣本進(jìn)行5000次抽樣發(fā)現(xiàn)，醫(yī)暴氛圍與職業(yè)認(rèn)同交互項(xiàng)95%置信區(qū)間為[-0.096，-0.004]，區(qū)間不包含0，進(jìn)一步證明間接調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。因此，假設(shè)H5得到支持。

表6 防暴支持的調(diào)節(jié)作用

五、 結(jié)果討論

(一) 研究結(jié)論

本研究通過醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員心理健康作用機(jī)制以及防暴支持紓解機(jī)制的模型構(gòu)建與實(shí)證研究得出如下結(jié)論：(1)職業(yè)自我效能感中介醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員心理健康(焦慮/抑郁)的影響。其中醫(yī)暴氛圍正向影響醫(yī)護(hù)人員的心理健康風(fēng)險(xiǎn)，職業(yè)自我效能感與醫(yī)護(hù)人員的心理健康風(fēng)險(xiǎn)呈負(fù)相關(guān)，這與Spector等[14]、Farinaz[4]、于成林等[6]、陳倩冬等[7]學(xué)者的研究結(jié)論一致。(2)職業(yè)認(rèn)同負(fù)向調(diào)節(jié)醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員職業(yè)自我效能感的直接作用以及其通過職業(yè)自我效能感對心理健康風(fēng)險(xiǎn)(焦慮/抑郁)的間接作用。說明職業(yè)認(rèn)同的確能夠抑制醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員職業(yè)自我效能感的削弱。(3)防暴支持正向影響醫(yī)護(hù)人員的職業(yè)認(rèn)同。這與社會交換、社會認(rèn)同以及資源保存等理論相一致。(4)防暴支持通過影響職業(yè)認(rèn)同負(fù)向調(diào)節(jié)醫(yī)暴氛圍與職業(yè)自我效能感之間的影響關(guān)系。說明醫(yī)院的防暴政策、程序與措施能夠有效提升醫(yī)護(hù)人員的職業(yè)認(rèn)同，從而抑制醫(yī)暴氛圍對自我效能感的削弱，進(jìn)而緩解醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員心理健康風(fēng)險(xiǎn)的影響。

(二) 理論貢獻(xiàn)

本研究主要理論貢獻(xiàn)在于：(1)豐富了醫(yī)暴氛圍影響效果的理論研究。本研究通過實(shí)證研究闡釋了醫(yī)暴氛圍通過削弱其職業(yè)自我效能感，從而影響醫(yī)護(hù)人員心理健康風(fēng)險(xiǎn)的作用機(jī)理，因而拓展了醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員心理健康風(fēng)險(xiǎn)的作用路徑與機(jī)制研究；(2)拓展了職業(yè)認(rèn)同的情景條件研究。職業(yè)認(rèn)同在醫(yī)暴氛圍對職業(yè)自我效能感直接作用以及其通過職業(yè)自我效能感對醫(yī)護(hù)人員心理健康間接作用的情景條件研究，有利于學(xué)界更好地認(rèn)識與理解醫(yī)暴氛圍為何會對醫(yī)護(hù)人員心理健康水平產(chǎn)生不同程度的影響；(3)提出了醫(yī)暴氛圍對心理健康的紓解機(jī)制研究。本研究通過探究防暴支持通過職業(yè)認(rèn)同紓解醫(yī)暴氛圍通過職業(yè)自我效能感對其心理健康風(fēng)險(xiǎn)的影響，從而在探究醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員心理健康風(fēng)險(xiǎn)作用機(jī)制探究的基礎(chǔ)上，明確了防暴支持通過職業(yè)認(rèn)同在其間的紓解機(jī)制。

(三) 管理啟示

本研究通過揭示醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員心理健康(焦慮/抑郁)作用機(jī)制與防暴支持紓解機(jī)制的研究，對醫(yī)院管理層如何有效防范醫(yī)暴事件發(fā)生、緩解醫(yī)暴氛圍影響、提高職業(yè)自我效能感、提升職業(yè)認(rèn)同以及防范與化解醫(yī)護(hù)人員心理健康水平具有重要的指導(dǎo)意義。(1)醫(yī)院管理層應(yīng)充分考慮與積極實(shí)施心理援助、教育培訓(xùn)以及組織關(guān)懷等，提高醫(yī)護(hù)人員職業(yè)自我效能感，例如鼓勵(lì)醫(yī)護(hù)人員多參加繼續(xù)教育與學(xué)術(shù)交流、關(guān)懷醫(yī)護(hù)人員家屬、建立完善的醫(yī)護(hù)人員職業(yè)發(fā)展機(jī)制、日常工作中管理層多鼓勵(lì)與認(rèn)可醫(yī)護(hù)工作、認(rèn)真聽取并適當(dāng)采納醫(yī)護(hù)人員對于醫(yī)院暴力管理方面的建議等；(2)醫(yī)院管理層應(yīng)建立完善的防暴組織管理實(shí)踐與措施，例如成立跨專業(yè)工作小組，設(shè)計(jì)并推行預(yù)防醫(yī)暴計(jì)劃，具體包括對醫(yī)院的危機(jī)評估、安全預(yù)案和預(yù)警機(jī)制等；加強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)管理，具體包括完善醫(yī)院監(jiān)控手段、完善醫(yī)院異常事件通報(bào)系統(tǒng)、對暴力事件個(gè)案進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)評估、對高風(fēng)險(xiǎn)醫(yī)護(hù)及相關(guān)人員提供個(gè)人防護(hù)裝備等；對醫(yī)護(hù)及相關(guān)人員進(jìn)行預(yù)防及處理暴力事件的科普及培訓(xùn)等，從而紓解醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員心理安全健康風(fēng)險(xiǎn)的影響；(3)醫(yī)院管理層一方面應(yīng)該通過培訓(xùn)開發(fā)、團(tuán)隊(duì)拓展訓(xùn)練以及知識技能提升等培育開發(fā)員工的職業(yè)自我效能感，以弱化醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員心理健康的傳導(dǎo)影響；另一方面，應(yīng)該加強(qiáng)醫(yī)護(hù)人員職業(yè)使命感、意義感、責(zé)任感以及義務(wù)感等培訓(xùn)，從而提升醫(yī)護(hù)人員職業(yè)認(rèn)同，以強(qiáng)化防暴支持對醫(yī)暴氛圍影響醫(yī)護(hù)人員心理健康的紓解作用。

(四) 研究展望

由于知識、資源、能力和認(rèn)知所限，本研究還存在如下局限：(1)數(shù)據(jù)采集。本研究采用橫截面數(shù)據(jù)分析變量關(guān)系與檢驗(yàn)理論模型，雖然可以反應(yīng)變量間累積因果關(guān)系但難以真實(shí)反應(yīng)變量間時(shí)間序列因果關(guān)系，因而未來研究可嘗試?yán)每v向研究設(shè)計(jì)或多波段收集數(shù)據(jù)，從而使變量間因果關(guān)系更具嚴(yán)謹(jǐn)性。(2)同源方差。本研究數(shù)據(jù)均源自醫(yī)護(hù)人員自行填寫的問卷，因而共同方法偏差在所難免，因而未來研究可以考慮主觀評價(jià)與客觀評價(jià)相結(jié)合的異源配對法等方式來測量各個(gè)變量，以提高數(shù)據(jù)質(zhì)量。(3)控制變量。本研究盡管選取醫(yī)護(hù)人員的性別、年齡、婚姻狀況、學(xué)歷、工作時(shí)間、職位與職級作為控制變量，但仍然存在例如科室等其他因素對研究結(jié)果的影響，因而未來研究可進(jìn)一步探索可能對職業(yè)自我效能感、職業(yè)認(rèn)同、醫(yī)護(hù)人員心理健康風(fēng)險(xiǎn)等變量產(chǎn)生影響的其他因素。(4)變量測量。本研究所測量的醫(yī)暴氛圍僅考慮了醫(yī)護(hù)人員直接接觸醫(yī)暴事件的情況，而沒有考慮醫(yī)護(hù)人員間接接觸醫(yī)暴事件的情形，因而未來研究可進(jìn)一步探究醫(yī)護(hù)人員以不同的形式接觸不同類型暴力事件后的心理健康狀態(tài)，從而豐富完善醫(yī)暴氛圍對醫(yī)護(hù)人員心理健康風(fēng)險(xiǎn)的影響機(jī)制。