上海某医院职工职业倦怠调查与分析*

◆李 敏 蔡仁田 卢洪洲，2，3*

责任编辑:吴小红

1974年，心理学家 Freudenberger首次提出职业倦怠［1－2］。熊楠楠等的调查研究显示［3］，52.4%的医务人员存在职业倦怠，其中3.1%为高度职业倦怠。职业倦怠影响人们的工作，降低工作满意度及工作效率，成为影响组织发展的重要原因［4－5］。本研究于 2013 年11月对上海某医院职工进行职业倦怠调查，旨在找出职业倦怠影响因素，为医院管理者提供参考。

1 资料与方法

1.1 资料

以上海某三级甲等专科医院在岗职工为研究对象。对临床一线和医技科室的医护人员进行整群抽样，对行政后勤人员进行随机抽样。共下发问卷720份，回收635份，剔除前后逻辑错误、缺失值超过5%的问卷，保留有效问卷592份，问卷有效回收率为93.23%。

1.2 问卷设计

问卷量表摘自《医学现场调查技术与统计分析》中的工作满意度调查问卷［6］。结合医院实际，将问卷分为调查对象一般情况14道题、社会支持状况9道题和职业倦怠量状况22道题，其中年龄为开放式问项。

1.3 统计方法

1.3.1 数据录入与编码 对整份问卷进行校对、编码、编号。(1)受试者信息编码。男为1，女为2;未婚为1，已婚为2，丧偶为3，离异为4，再婚为5;中专及以下为1，大专为2，本科为3，硕士为4，博士为5;无职称为1，初级为2，中级为3，副高为4，正高为5。(2)调查对象工作情况以 A1～A10编码。(3)社会支持状况用 B11～13、B21～23、B31～33编码，每道问项后均设5个选项，1为没有，2为极少，3为很少，4为有些，5为很多。(4)职业倦怠量状况反向题先转向正向题并用r重标示，22道问项以D1～D22编码，每道问项后依次有0为没有、1为每年几次、2为每月1次、3为每月几次、4为每周1次、5为每周几次、6为每天等7个选项。每份问卷从自然数1依次编制到592号，采用 SPSS 20.0软件录入，回归分析和Logistic回归分析。

1.3.2 组别合并 用频率检查数据遗落、缺失或错误，找到原问卷补齐、修正。根据频率结果，对调查对象的性别、婚姻、学历、职称进行组织合并重编。对年龄分别求出前27%、后27%观察值的临界比值［7］，划分成 1 低龄组、2 中龄组、3高龄组，为单因子方差分析做准备。

1.3.3 平均数差异检验 (1)对问卷保留问项作因子分析与信度分析，由若干个相关问题最终归于、集中、反映一个问题，形成若干个构面。(2)求构面间 Pearson相关系数，比较差异。(3)对构面与性别、婚姻进行独立样本t检验。(4)对构面与学历、职称、年龄进行单因子方差分析。

2 结果与分析

2.1 调查对象一般情况

男 153 人(25.8%)，女 399人(67.4%);未婚 188 人(31.8%)，已婚 379 人(64.0%)，丧偶、离异和再婚分别为 3人(0.5%)、9人(1.5%)和2人(0.3%);中专及以下、大专、本科、硕士和博士分别是67人(11.3%)、218 人(36.8%)、199人(33.6%)、69 人(11.7%)和 22人(3.7%);无职称、初级、中级、副高和正高分别是116人(19.6%)、311 人(52.5%)、113 人(19.1%)、18人(3.0%)和10 人(1.7%)。受试者信息符合医院男女分布及公立医院职工学历、职称“金字塔”分布特征。对性别、婚姻、学历、职称重编组别，男为 1女为 0，未婚为0已婚为1，硕士和博士合并为4，副高和正高合并为4，其余不变。项目分析中，以量表总得分前27%和后27%的差异比较称为两个极端组比较，结果差异值称为决断值或临界比，决断值检验不显著的题项删除［7］。年龄前27%、后27%的临界比值分别为27岁和38岁，将年龄 ＜27岁者(低年龄组)编为 1，28岁 ～37岁者(中年龄组)编为 2，＞38岁者(高年龄组)编为3。A、B和 D问项中，只有D18项缺失值超过5%，予以删除。

2.2 调查对象工作情况

A1/上一年值夜班次数中，值白班208人(35.1%)，≤12次 47人(7.9%)，13次 ～36 次 54 人(9.1%)，37次 ～48次 35人(5.9%)，49次 ～72次 52人(8.8%)，73次～96次49人(8.3%)，97次 ～120次85人(14.4%)，≥121次 46人(7.8%)。

A2/是否愿意从事目前工作，非常愿意89人(15.0%)，愿意307人(51.9%)，不愿意但没办法170人(28.7%)，有离职愿望 16 人(2.7%)，准备马上离职 1 人(0.2%)。

A3/接受过心理知识培训，没有439人(74.2%)，每年 2次 19人(3.2%)，每 年 1 次 52 人(8.8%)，上岗时 46 人(7.8%)，近 3 年1次30人(5.1%)。

A4/接受过人际沟通知识培训，近3年没有291人(49.2%)，每年1次92人(15.5%)，近3年1次59人(10.0%)，上岗时 137 人(23.1%)。

A5/上一年休年假，没有 346人(58.4%)，＜3天 73人(12.3%)，3天 ～5天 99人(16.7%)，6天 ～7天 44人(7.4%)，≥8天17人(2.9%)。

A6/近两年参加过学术会，没有 329人(55.6%)，1天 75人(12.7%)，2 天 73 人(12.3%)，≥3天 104人(17.6%)。

A7/每周专业学习，没有151人(25.5%)，≤1 小时 117 人(19.8%)，＜1小时≤2小时137人(23.1%)，＞2小时176人(29.7%)。

A8/工作要求，非常高 93人(15.7%)，比较 高 269 人(45.4%)，一般 208 人(35.1%)，比较低 8人 (1.4%)，非 常 低 3人(0.5%)。

A9/毕业后调整过科室，没有256人(43.2%)，1次59人(10.0%)，2次 54 人(9.1%)，≥3次210人(35.5%)。

A10/平均月收入，＜2000元21人(3.5%)，2 001～4 000元118人(19.9%)，4 001～6 000元 308人(52.0%)，6 001～8 000元 111人(18.8%)，≥8 001 元28 人(4.7%)。

2.3 社会支持状况

社会支持状况9个问项经因子分析、信度分析形成直接上级、家人朋友两个构面，结果见表1。经积差相关检验，职工获社会支持与直接上级、家人朋友相关，直接上级与家人朋友的Pearson相关系数是 0.364(P=0.000 ＜ 0.05)，两者为显著正相关。独立样本t检验，不同性别、婚姻、职称与直接上级、家人朋友的独立样本t检验无显著差异。单因子方差检验，不同学历、不同年龄的单因子方差检验结果见表2、表3。可以看出，年龄＜27岁较 ＞38岁、本科较大专及以下学历更易获直接上级支持;28岁～37岁较 ＞38岁、本科及研究生学历较大专及以下学历更易获家人朋友支持。

2.4 职业倦怠量状况

职业倦怠量状况22个问项经因子分析、信度分析形成烦闷麻木和身心疲惫两个构面，结果见表4。经积差相关独立样本t检验，性别在烦闷麻木感受上无显著差异;在身心疲惫感受上，女性较男性高(F=0.475，P=0.491 ＞ 0.05，t=－3.874，df=550，P=0.000 ＜ 0.05)。同理，未婚者较已婚者在烦闷麻木(F=0.900，P=0.343 ＞ 0.05，t=2.490，df=565，P=0.013 ＜ 0.05)和身心疲惫程度均较高(F=0.191，P=0.662 ＞ 0.05，t=2.254，df=565，P=0.025＜0.05)。单因子方差检验结果见表5、表6、表7。采用同时回归分析职工职业倦怠与烦闷麻木、身心疲惫两个构面间的关系，结果见表8。将婚姻、性别、身心疲惫的4个问项分别与职业倦怠作Logistic回归分析，结果见表9。

表1 社会支持状况因子分析与信度分析

表2 不同学历在直接上级、家人朋友的描述性统计量表和差异比较方差分析摘要表

表3 不同年龄在直接上级、家人朋友的描述性统计量表和差异比较方差分析摘要表

表4 职业倦怠量因子分析与信度分析

表5 不同学历在烦闷麻木、身心疲惫的描述性统计量表和差异比较方差分析摘要表

表6 不同职称在烦闷麻木、身心疲惫的描述性统计量表和差异比较方差分析摘要表

表7 不同年龄在烦闷麻木、身心疲惫的描述性统计量表和差异比较方差分析摘要表

表8 烦闷麻木、身心疲惫对职业倦怠的复回归分析摘要

表9 整体模型的适配度检验及个别参数显著性的检验摘要表

从表5～表7可以看出，大专及以下较本科、研究生烦闷麻木与身心疲惫程度高;初级职称较中级职称烦闷麻木程度高;＜27岁较＞38岁烦闷麻木与身心疲惫程度高。从表8可以看出，烦闷麻木与身心疲惫两个自变量与职业倦怠效标变量的多元相关系数是0.898，多元相关系数的平方为0.807，两个自变量可解释职业倦怠变量80.6%的变异量。职工职业倦怠与烦闷麻木、身心疲惫呈正相关，烦闷麻木较身心疲惫有较高解释力。表9显示，婚姻、性别与职业倦怠无显著差异。“工作对情绪影响很大”和“工作使我疲倦”两个自变量与身心疲惫有显著关联，可有效预测与解释高、低职业倦怠组别。两个变量的胜算比值分别是 3.602和 1.763，表示问项“工作对情绪影响很大”测量值每增高1分，职工高职业倦怠比低职业倦怠胜算概率增加2.602(260.3%);问项“工作使我疲倦”测量值每增高1分，职工高职业倦怠比低职业倦怠胜算概率增加0.763(76.3%)。

经Logistic回归分析，身心疲惫对职业倦怠有显著差异。进一步观察Logistic回归分析结果，找出身心疲惫与职业倦怠的预测分类正确率。原先122位低职业倦怠的观察值根据Logistic回归模型进行分类预测，有107位被归类于低职业倦怠组(分类正确)，有15位被归类于高职业倦怠组(分类错误);原先140位归于高职业倦怠组，有18位被归类于低职业倦怠组(分类错误)，有122位被归类于高职业倦怠组(分类正确)。整体分类正确的百分比为87.4%。592例调查对象中，上海某医院职工高职业倦怠者122例，低职业倦怠者107例。

3 结论

首先，职工获社会支持主要来源于上级领导。上级领导在工作中既是领导又是伯乐，既要带领职工前进又要善于发现、挖掘、发挥职工潜能。在事业上能帮助职工的是家人与朋友，家人与职工朝夕相处，朋友与职工趣味相投，容易发现职工的优劣势，给予支持。同事不是职工获得支持的社会力量，这个现象值得进一步研究。

其次，关注女性职工。样本医院地处上海郊区，距离市区70公里，但约70%的职工为女性，每天往返市区，下班还需照顾家庭，较容易感到身心疲惫。建议医院购买女职工保险，定期按时发放女职工用品，开展女性心理减压讲座与培训，做好病、孕女职工的保护等。

第三，关注青年职工。除在技术上传、帮、带外，还应加强思想政治教育［8］，耐心教导青年职工客观、公正对待市场化社会和医患矛盾，尽量避免因工作变得冷漠、麻木、沮丧，从而产生紧张不安，最终导致工作效率降低。

第四，鼓励职工不断进修。尽管医院人员结构呈低学历低职称者多、高学历高职称者少的“金字塔”结构，但职业倦怠往往发生在金字塔底部，人数较多。应努力营造学习型医院，鼓励职工通过进修、培训、函授等不断提高自身文化素质，提升职业成就感。

第五，建议各级医疗机构定期对医务人员特别是临床一线医护人员进行心理疏导与辅导。比如，定期组织职工疗休养，成立瑜伽班，开展关爱女性心理辅导课，组建释放压力屋等，有效实施心理干预，维护医务人员良好心理健康，促其有效进行自我管理［9］。

［1］Freudenberger H.J.Staff burm－out［J］.Journal of Social Issues，1974，974(30):159－165.

［2］张宜民，冯学山，娄继权，等.城市公立医疗机构医生职业倦怠因素结构的探讨及恒等检验［J］.中国卫生统计，2012，29(5):670－676.

［3］熊楠楠，蒋水芳，杜 萍，等.浅析医务人员职业倦怠的成因及对策［J］.医学与社会，2011，24(4):84－86.

［4］李兆良，高 燕，冯晓黎，等.论医护人员职业倦怠的原因与对策［J］.医学与社会，2005，18(6):26－27.

［5］李秀玲，唐军栋，赵 阳.某地区公立医院医生职业倦怠的现状分析［J］.中国健康心理学杂志，2011，19(6):695－697.

［6］郭秀花.医学现场调查技术与统计分析［M］.北京:人民卫生出版社，2009:411－414.

［7］吴明隆.问卷统计分析实务 SPSS操作与应用［M］.重庆:重庆大学出版社，2010:93－460.

［8］杨桂菊，陈艾华.宽恕心理对降低医务人员职业倦怠发生的思考［J］.护理管理杂志，2006，10(6):59－60.

［9］王振东，尹文强，任绪功，等.医生工作倦怠与工作满意度和稳定性的关系研究［J］.中国医院管理，2009，29(8):31－33.