醫(yī)護(hù)人員領(lǐng)悟社會支持對心理彈性的影響

余習(xí)德，劉嘉帆，李婧婧，張紹高，賴麗英

1廣東技術(shù)師范大學(xué)心理學(xué)系，廣東廣州，510665；2中山大學(xué)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(yī)院，廣東廣州，510620；5中山大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院，廣東廣州，510080

全世界范圍內(nèi)，醫(yī)護(hù)人員普遍存在不同程度的心理健康困擾[1]。醫(yī)護(hù)人員的心理健康影響患者的康復(fù)，然而，較多因素限制了醫(yī)護(hù)人員尋求專業(yè)心理幫助，如短時間內(nèi)無法適應(yīng)從救助者到求助者的角色轉(zhuǎn)變，擔(dān)憂尋求心理幫助的經(jīng)歷會影響職稱晉升與業(yè)界口碑[2]。因此，激發(fā)醫(yī)護(hù)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(diào)整的心理過程，也是從壓力中恢復(fù)的心理能力[3]。以往針對不同人群的國內(nèi)外研究均表明心理彈性受到領(lǐng)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(yīng)對方式是積極尋求資源、構(gòu)建問題解決策略的認(rèn)知方式與行為傾向[6]。應(yīng)對方式與領(lǐng)悟社會支持顯著相關(guān)[7]，也與心理彈性顯著相關(guān)[8]。鑒于應(yīng)對方式是相對穩(wěn)定的行為模式[9]，有理由推測醫(yī)護(hù)人員領(lǐng)悟社會支持與心理彈性間的關(guān)系受應(yīng)對方式的調(diào)節(jié)。工作投入是指向工作的一種積極的情感與認(rèn)知狀態(tài)，其概念內(nèi)涵是奉獻(xiàn)、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(shè)工作投入在醫(yī)護(hù)人員領(lǐng)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(rèn)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(tài)”定義，則易受到測量情境的影響而不穩(wěn)定；第二,工作投入的奉獻(xiàn)與精力內(nèi)涵只有在實際工作過程中方能體現(xiàn)，在完成心理測驗時，更多的還是思維與決策等認(rèn)知加工。目前尚未多見探究醫(yī)護(hù)人員領(lǐng)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(rèn)知-能力”的邏輯鏈為基礎(chǔ)，將領(lǐng)悟社會支持與心理彈性分別設(shè)為自變量與因變量，將應(yīng)對方式設(shè)為調(diào)節(jié)變量，將工作投入意愿設(shè)中介變量，首次提出了醫(yī)護(hù)人員領(lǐng)悟社會支持影響心理彈性的有中介的調(diào)節(jié)模型，以期為提高醫(yī)護(hù)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(yī)院、中山大學(xué)腫瘤防冶中心、南昌大學(xué)第一附屬醫(yī)院、中國人民解放軍聯(lián)勤保障部隊第九O八醫(yī)院對醫(yī)護(hù)人員發(fā)放電子問卷。發(fā)放前，由各醫(yī)院負(fù)責(zé)人通過微信與QQ群向醫(yī)護(hù)人員告知調(diào)查目的、內(nèi)容及隨時可退出作答。共發(fā)放問卷790份，剔除答題時間超過平均時間3個標(biāo)準(zhǔn)差、答案呈明顯規(guī)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(diào)查表。包括性別、年齡、工齡、受教育水平、職稱等人口統(tǒng)計學(xué)變量。

1.2.2 領(lǐng)悟社會支持量表。使用Zimet等編制、汪向東等修訂的領(lǐng)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(lǐng)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(yīng)對方式量表。采用肖計劃等編制的應(yīng)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(jié)合一線醫(yī)護(hù)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(jié)果顯示，KMO值為0.79，Bartlett檢驗χ2/df為163.78，P<0.001，表明適合進(jìn)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(xiàn)率為72.42%。對另一半被試(384人)的驗證性因子分析結(jié)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(xué)標(biāo)準(zhǔn)(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(yī)護(hù)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(tǒng)計學(xué)方法

采用SPSS 22.0進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。使用t檢驗與方差分析檢驗心理彈性、領(lǐng)悟社會支持、應(yīng)對方式與工作投入意愿這4個主要變量在各人口統(tǒng)計學(xué)變量上是否存在顯著性差異；采用描述性統(tǒng)計及偏相關(guān)分析探討各變量間的相關(guān)性；使用回歸分析以及Muller等提出的有中介的調(diào)節(jié)模型檢驗應(yīng)對方式、工作投入意愿所分別起到的調(diào)節(jié)與中介效應(yīng)[15]。

2 結(jié)果

2.1 調(diào)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(hù)士161人(21.0%)，護(hù)師232人(30.2%)，醫(yī)師19人(2.5%)；中級職稱方面，主管護(hù)師216人(28.1%)，主治醫(yī)師10人(1.3%)；高級職稱方面，副主任護(hù)師70人(9.1%)，主任護(hù)師6人(0.8%)，副主任醫(yī)師25人(3.3%)，主任醫(yī)師10人(1.3%)。在學(xué)歷分布上，?？茖W(xué)歷方面，中專23人(3.0%)，大專190人(24.7%)；本科學(xué)歷514人(66.9%)；研究生學(xué)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(jié)果表明，未旋轉(zhuǎn)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(biāo)準(zhǔn)。因此，本研究的數(shù)據(jù)不存在明顯的共同方法偏差。

2.3 領(lǐng)悟社會支持、應(yīng)對方式、投入意愿、心理彈性的人口學(xué)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(yī)護(hù)人員的心理彈性得分顯著高于女性醫(yī)護(hù)人員(P<0.05)；高級職稱醫(yī)護(hù)人員得分顯著高于中級、初級職稱者(P<0.05)；研究生學(xué)歷醫(yī)護(hù)人員得分顯著高于專科學(xué)歷者(P<0.05)。專科和本科學(xué)歷醫(yī)護(hù)人員的領(lǐng)悟社會支持得分顯著低于研究生學(xué)歷者(P<0.05)。應(yīng)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(tǒng)計及偏相關(guān)分析

低、中與高領(lǐng)悟社會支持的醫(yī)護(hù)人員分別有17人(2.2%)、302人(39.3%)、449人(58.5%)，隨著領(lǐng)悟社會支持得分的增加，心理彈性的得分也越高，但低、中領(lǐng)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(xué)歷后，偏相關(guān)分析結(jié)果顯示，變量間皆呈顯著正相關(guān)。具體偏相關(guān)系數(shù)及變量均值與標(biāo)準(zhǔn)差情況見表1。

表1 描述性統(tǒng)計與偏相關(guān)分析

2.5 領(lǐng)悟社會支持影響心理彈性的有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

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

表2 領(lǐng)悟社會支持影響心理彈性的有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果

由表2可知，在方程1中，領(lǐng)悟社會支持、應(yīng)對方式及交互項對心理彈性均有顯著正向預(yù)測作用。在方程2中，領(lǐng)悟社會支持、應(yīng)對方式及交互項對工作投入意愿均有正向預(yù)測作用。在方程3中，工作投入意愿對心理彈性具有正向預(yù)測作用，工作投入意愿與應(yīng)對方式的交互項未達(dá)到顯著水平。因此，假設(shè)的有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型成立。工作投入意愿與應(yīng)對方式在模型中分別起中介和調(diào)節(jié)作用。

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

圖1 應(yīng)對方式對領(lǐng)悟社會支持與心理彈性的調(diào)節(jié)效應(yīng)

圖2 應(yīng)對方式對領(lǐng)悟社會支持與工作投入意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)

3 討論

3.1 醫(yī)護(hù)人員領(lǐng)悟社會支持影響其心理彈性

本研究發(fā)現(xiàn)男性醫(yī)護(hù)人員心理彈性顯著高于女性，且職稱與學(xué)歷越高，心理彈性越強(qiáng)，這與以往調(diào)查結(jié)果基本一致[16]。本研究還發(fā)現(xiàn)社會支持越多，心理彈性也越強(qiáng)，這與呂藝芝等的研究結(jié)果一致[17]。本研究檢測出有近一半的醫(yī)護(hù)人員處于中度和低度領(lǐng)悟社會支持狀態(tài)，醫(yī)護(hù)人員既要照顧自已與家庭，又要關(guān)懷他人，普遍處于壓力狀態(tài)，如果是處在公共衛(wèi)生事件暴發(fā)期，其情感資源更容易出現(xiàn)透支，因此對其的心理支持刻不容緩[18]。2016年發(fā)布的《關(guān)于加強(qiáng)心理健康服務(wù)的指導(dǎo)意見》中明確指出要普遍開展職業(yè)人群的心理幫扶。此外，國家衛(wèi)生健康委等部門在2021年發(fā)布《關(guān)于建立保護(hù)關(guān)心愛護(hù)醫(yī)務(wù)人員長效機(jī)制的指導(dǎo)意見》，其明確指出要從物質(zhì)、心理等層面給予醫(yī)護(hù)人員支持。值得一提的是，本研究還發(fā)現(xiàn)受教育年限越長，其領(lǐng)悟社會支持水平越高。鑒于社會支持影響心理彈性[17]，結(jié)合前文所述心理彈性的學(xué)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(diào)休的同時，可多開展一些包含專題講習(xí)班、境內(nèi)外交流與訪學(xué)、非全日制研究生等在內(nèi)的繼續(xù)教育項目，這在提高專業(yè)素質(zhì)的同時，也是在提高醫(yī)護(hù)人員自身抵御風(fēng)險的能力。

3.2 醫(yī)護(hù)人員應(yīng)對方式同時調(diào)節(jié)領(lǐng)悟社會支持與工作投入意愿、心理彈性間的關(guān)系

本研究發(fā)現(xiàn)應(yīng)對方式調(diào)節(jié)醫(yī)務(wù)人員領(lǐng)悟社會支持與心理彈性間的關(guān)系，即高水平的積極應(yīng)對強(qiáng)化了領(lǐng)悟社會支持對心理彈性的影響，而低水平應(yīng)對則強(qiáng)化力不足。這與孫鵑娟等的研究結(jié)論基本一致[19]，其研究表明相較于低水平應(yīng)對，高水平應(yīng)對更能緩沖負(fù)性生活事件對心理健康的損害。積極應(yīng)對作為內(nèi)在認(rèn)知方式，在與社會支持的共同作用下增強(qiáng)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(yīng)對方式共同作用促進(jìn)心理適應(yīng)[20]。這提示在給予醫(yī)護(hù)人員心理支持的同時，管理部門也可倡導(dǎo)醫(yī)護(hù)人員在困境中啟用自身“正念”系統(tǒng)，將關(guān)注點更多地聚集于“解決問題”而非負(fù)情緒的感知與宣泄。本研究還發(fā)現(xiàn)應(yīng)對方式在領(lǐng)悟社會支持和工作投入意愿之間也起調(diào)節(jié)作用，但相對于低水平應(yīng)對，當(dāng)應(yīng)對水平較高時，領(lǐng)悟社會支持預(yù)測工作投入意愿的系數(shù)更低。這說明對于低水平應(yīng)對的醫(yī)護(hù)人員，領(lǐng)悟社會支持對其心理彈性的提高尤為重要。對于低水平應(yīng)對個體來說，由于認(rèn)知資源不足、應(yīng)對策略不優(yōu)，其更需要來自外界的情感資源支持；而對于高水平應(yīng)對個體，其已然具備了較充沛的資源與積極穩(wěn)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(guān)工作前可先以應(yīng)對水平作為初篩，進(jìn)而對低應(yīng)對水平的醫(yī)護(hù)人員開展更具針對性的心理支持，既達(dá)到了幫扶效果，又能實現(xiàn)有限資源的高效配置。

3.3 醫(yī)護(hù)人員領(lǐng)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(lǐng)悟社會支持與心理彈性緊密相關(guān)，這已被研究證實[5]，但領(lǐng)悟社會支持究竟如何促進(jìn)心理彈性還有待進(jìn)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(jié)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(guān)，已有研究將工作投入作為一種能力和結(jié)果[16]，而本研究考察工作投入的認(rèn)知和過程。第二，本研究突出了作為認(rèn)知因素的工作投入意愿在領(lǐng)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(guān)研究，但已有關(guān)于工作投入的研究結(jié)論能為這一中介提供佐證。研究表明積極體驗促進(jìn)工作投入[23]，工作投入又與心理彈性呈正相關(guān)[24]，加之，已發(fā)現(xiàn)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(rèn)知成分，因此工作投入意愿的中介效應(yīng)在理論上也是成立的。綜上，提高醫(yī)護(hù)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(qiáng)大社會支持系統(tǒng)；另一方面，在面對困境時，個體也需以建設(shè)性的方式整合內(nèi)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。