医护人员领悟社会支持对心理弹性的影响

余习德，刘嘉帆，李婧婧，张绍高，赖丽英

1广东技术师范大学心理学系，广东广州，510665；2中山大学肿瘤防治中心，广东广州，510060；3广州市公安局，广东广州，510435；4广州市第十二人民医院，广东广州，510620；5中山大学公共卫生学院，广东广州，510080

全世界范围内，医护人员普遍存在不同程度的心理健康困扰[1]。医护人员的心理健康影响患者的康复，然而，较多因素限制了医护人员寻求专业心理帮助，如短时间内无法适应从救助者到求助者的角色转变，担忧寻求心理帮助的经历会影响职称晋升与业界口碑[2]。因此，激发医护人员自身抵御压力的心理弹性，或是有效的“心理帮扶”途径。心理弹性是在面对压力时能顺利调整的心理过程，也是从压力中恢复的心理能力[3]。以往针对不同人群的国内外研究均表明心理弹性受到领悟社会支持的影响，这些支持包括来自家人、朋友与其他人的支持[4-5]。积极应对方式是积极寻求资源、构建问题解决策略的认知方式与行为倾向[6]。应对方式与领悟社会支持显著相关[7]，也与心理弹性显著相关[8]。鉴于应对方式是相对稳定的行为模式[9]，有理由推测医护人员领悟社会支持与心理弹性间的关系受应对方式的调节。工作投入是指向工作的一种积极的情感与认知状态，其概念内涵是奉献、专注与活力[10]。工作投入具有角色指向性与心理卷入性特征[10]，其常被视为一个中间变量。因此，本研究假设工作投入在医护人员领悟社会支持与心理弹性间起中介作用。与以往研究不同，本研究仅选择工作投入概念中的认知成分，即以工作投入意愿替代工作投入。原因是：第一,如取“情绪-状态”定义，则易受到测量情境的影响而不稳定；第二,工作投入的奉献与精力内涵只有在实际工作过程中方能体现，在完成心理测验时，更多的还是思维与决策等认知加工。目前尚未多见探究医护人员领悟社会支持影响其心理弹性的路径研究，因此本研究以“情感-认知-能力”的逻辑链为基础，将领悟社会支持与心理弹性分别设为自变量与因变量，将应对方式设为调节变量，将工作投入意愿设中介变量，首次提出了医护人员领悟社会支持影响心理弹性的有中介的调节模型，以期为提高医护人员的心理弹性提供实践思路。

1 资料来源与方法

1.1 资料来源

于2020年2-3月，采用整群抽样方法，分别在广州市第十二人民医院、中山大学肿瘤防冶中心、南昌大学第一附属医院、中国人民解放军联勤保障部队第九O八医院对医护人员发放电子问卷。发放前，由各医院负责人通过微信与QQ群向医护人员告知调查目的、内容及随时可退出作答。共发放问卷790份，剔除答题时间超过平均时间3个标准差、答案呈明显规律、不符合要求的问卷，最终回收有效问卷768份，有效回收率为97.22%。

1.2 研究工具

1.2.1 一般资料调查表。包括性别、年龄、工龄、受教育水平、职称等人口统计学变量。

1.2.2 领悟社会支持量表。使用Zimet等编制、汪向东等修订的领悟社会支持量表[11-12]。该量表包括家庭、朋友和其他支持3个维度。采用7级计分法，选1表示“非常不同意”，选7表示“非常同意”，条目总分反映领悟社会支持程度。本研究中量表的Cronbach's alpha为0.94。

1.2.3 积极应对方式量表。采用肖计划等编制的应对方式问卷中的解决问题分量表[9]。采用两点计分，选“是”计1分，选“否”计0分。本研究中量表的Cronbach's alpha为0.85。

1.2.4 工作投入意愿量表。使用Schaufeli等编制的9题简版工作投入量表中的专注维度[13]，并结合一线医护人员的实际情况，突出工作投入意愿性，增加修订至4个条目。采用5点计分，选择“极不同意”计1分，选择“极其同意”计5分。针对该修订量表，使用一半被试(384人)的探索性因素分析结果显示，KMO值为0.79，Bartlett检验χ2/df为163.78，P<0.001，表明适合进行探索性因子分析。共抽取特征值大于1的因子1个，项目载荷范围是0.41-0.84，单因子方差贡献率为72.42%。对另一半被试(384人)的验证性因子分析结果表明，χ2/df= 1.14，RMSEA=0.02，CFI=0.99，TLI=0.98，SRMR=0.01。这符合测量学标准(RMSEA与SRMR均小于0.08，CFI、TLI均大于0.90)，说明条目能较好地反映医护人员的工作投入意愿。本研究中量表的Cronbach's alpha为0.84。

1.2.5 心理弹性量表。使用中文版心理弹性量表(Connor-Davidson resilience scale,CD-RISC)[14]。采用5点计分，选择“完全不这样”计0分，选择“几乎总这样”计4分。本研究中量表的Cronbach's alpha为0.96。

1.3 统计学方法

采用SPSS 22.0进行数据分析。使用t检验与方差分析检验心理弹性、领悟社会支持、应对方式与工作投入意愿这4个主要变量在各人口统计学变量上是否存在显著性差异；采用描述性统计及偏相关分析探讨各变量间的相关性；使用回归分析以及Muller等提出的有中介的调节模型检验应对方式、工作投入意愿所分别起到的调节与中介效应[15]。

2 结果

2.1 调查对象基本情况

在768名有效被试中，男性62人(8.1%)，女性706人(91.9%)；年龄在16-64岁，平均年龄为(34.71±8.48)岁。其中，初级职称方面，护士161人(21.0%)，护师232人(30.2%)，医师19人(2.5%)；中级职称方面，主管护师216人(28.1%)，主治医师10人(1.3%)；高级职称方面，副主任护师70人(9.1%)，主任护师6人(0.8%)，副主任医师25人(3.3%)，主任医师10人(1.3%)。在学历分布上，专科学历方面，中专23人(3.0%)，大专190人(24.7%)；本科学历514人(66.9%)；研究生学历方面，硕士34人(4.4%)，博士5人(0.7%)。

2.2 共同方法偏差检验

采用Harman单因素因子分析检验共同方法偏差。结果表明，未旋转时特征值大于1的因子共9个，且第一个主因子解释的变异量为34.26%，小于40%的临界标准。因此，本研究的数据不存在明显的共同方法偏差。

2.3 领悟社会支持、应对方式、投入意愿、心理弹性的人口学差异分析

心理弹性存在性别、职称与受教育水平的显著差异，即男性医护人员的心理弹性得分显著高于女性医护人员(P<0.05)；高级职称医护人员得分显著高于中级、初级职称者(P<0.05)；研究生学历医护人员得分显著高于专科学历者(P<0.05)。专科和本科学历医护人员的领悟社会支持得分显著低于研究生学历者(P<0.05)。应对方式与工作投入意愿得分均不存在性别、职称与受教育水平的显著性差异。

2.4 各变量的描述性统计及偏相关分析

低、中与高领悟社会支持的医护人员分别有17人(2.2%)、302人(39.3%)、449人(58.5%)，随着领悟社会支持得分的增加，心理弹性的得分也越高，但低、中领悟社会支持组的心理弹性得分分别显著低于高社会支持组(P<0.05)。在控制性别、年龄、工龄、职称与学历后，偏相关分析结果显示，变量间皆呈显著正相关。具体偏相关系数及变量均值与标准差情况见表1。

表1 描述性统计与偏相关分析

2.5 领悟社会支持影响心理弹性的有中介的调节效应检验

偏相关分析表明领悟社会支持、应对方式、工作投入意愿和心理弹性间的关系满足有中介的调节模型检验的条件。在检验过程中，将性别、年龄、工龄、职称与学历作为控制变量。有中介的调节模型需对3个回归方程检验[15]，结果见表2。需满足：①方程1中应对方式对领悟社会支持与心理弹性之间关系的调节效应显著；②方程2中应对方式对领悟社会支持与工作投入意愿关系的调节效应显著，并且方程3中工作投入意愿与心理弹性的关系显著；或者方程2中领悟社会支持与工作投入意愿的关系显著，并且方程3中应对方式对工作投入意愿与心理弹性关系的调节效应显著。

表2 领悟社会支持影响心理弹性的有中介的调节效应检验结果

由表2可知，在方程1中，领悟社会支持、应对方式及交互项对心理弹性均有显著正向预测作用。在方程2中，领悟社会支持、应对方式及交互项对工作投入意愿均有正向预测作用。在方程3中，工作投入意愿对心理弹性具有正向预测作用，工作投入意愿与应对方式的交互项未达到显著水平。因此，假设的有中介的调节效应模型成立。工作投入意愿与应对方式在模型中分别起中介和调节作用。

为更清晰地揭示应对方式在领悟社会支持和心理弹性间所起的调节作用，将应对方式按正负一个标准差分出高低组，作简单斜率检验，考察领悟社会支持与心理弹性的关系在不同水平应对方式上有何具体差异，并绘制简单效应图。见图1。结果显示，当应对水平较低时，领悟社会支持能显著预测心理弹性(βsimple=0.52,t=9.62,P<0.001)。当应对水平较高时，领悟社会支持也能显著预测心理弹性(βsimple=0.73,t=14.13,P<0.001)，但预测能力更强。应对方式在领悟社会支持和工作投入意愿间所起的调节作用的简单斜率检验表明，当应对水平较低时，领悟社会支持能显著预测工作投入意愿(βsimple=0.12,t=9.41,P<0.001)，当应对水平较高时，领悟社会支持也能显著预测工作投入意愿，不过预测系数较低(βsimple=0.04,t=3.16,P<0.05)。见图2。综上，应对方式对领悟社会支持和心理弹性、工作投入意愿之间的关系具有调节效应。

图1 应对方式对领悟社会支持与心理弹性的调节效应

图2 应对方式对领悟社会支持与工作投入意愿的调节效应

3 讨论

3.1 医护人员领悟社会支持影响其心理弹性

本研究发现男性医护人员心理弹性显著高于女性，且职称与学历越高，心理弹性越强，这与以往调查结果基本一致[16]。本研究还发现社会支持越多，心理弹性也越强，这与吕艺芝等的研究结果一致[17]。本研究检测出有近一半的医护人员处于中度和低度领悟社会支持状态，医护人员既要照顾自已与家庭，又要关怀他人，普遍处于压力状态，如果是处在公共卫生事件暴发期，其情感资源更容易出现透支，因此对其的心理支持刻不容缓[18]。2016年发布的《关于加强心理健康服务的指导意见》中明确指出要普遍开展职业人群的心理帮扶。此外，国家卫生健康委等部门在2021年发布《关于建立保护关心爱护医务人员长效机制的指导意见》，其明确指出要从物质、心理等层面给予医护人员支持。值得一提的是，本研究还发现受教育年限越长，其领悟社会支持水平越高。鉴于社会支持影响心理弹性[17]，结合前文所述心理弹性的学历与职称间的显著性差异，这提示管理部门可在灵活安排调休的同时，可多开展一些包含专题讲习班、境内外交流与访学、非全日制研究生等在内的继续教育项目，这在提高专业素质的同时，也是在提高医护人员自身抵御风险的能力。

3.2 医护人员应对方式同时调节领悟社会支持与工作投入意愿、心理弹性间的关系

本研究发现应对方式调节医务人员领悟社会支持与心理弹性间的关系，即高水平的积极应对强化了领悟社会支持对心理弹性的影响，而低水平应对则强化力不足。这与孙鹃娟等的研究结论基本一致[19]，其研究表明相较于低水平应对，高水平应对更能缓冲负性生活事件对心理健康的损害。积极应对作为内在认知方式，在与社会支持的共同作用下增强心理弹性，这一推论具有一定的合理性，因为已有研究表明高感知支持和应对方式共同作用促进心理适应[20]。这提示在给予医护人员心理支持的同时，管理部门也可倡导医护人员在困境中启用自身“正念”系统，将关注点更多地聚集于“解决问题”而非负情绪的感知与宣泄。本研究还发现应对方式在领悟社会支持和工作投入意愿之间也起调节作用，但相对于低水平应对，当应对水平较高时，领悟社会支持预测工作投入意愿的系数更低。这说明对于低水平应对的医护人员，领悟社会支持对其心理弹性的提高尤为重要。对于低水平应对个体来说，由于认知资源不足、应对策略不优，其更需要来自外界的情感资源支持；而对于高水平应对个体，其已然具备了较充沛的资源与积极稳定的行为倾向，社会支持的重要性将会降低。这提示管理部门在开展相关工作前可先以应对水平作为初筛，进而对低应对水平的医护人员开展更具针对性的心理支持，既达到了帮扶效果，又能实现有限资源的高效配置。

3.3 医护人员领悟社会支持通过工作投入意愿的中介作用影响其心理弹性

领悟社会支持与心理弹性紧密相关，这已被研究证实[5]，但领悟社会支持究竟如何促进心理弹性还有待进一步研究。本研究引入工作投入意愿作为中介变量来寻求潜在路径，研究证明这一中介路径成立。值得一提的是，本研究与以往研究存在较大不同：第一，以往将心理弹性作为中介变量[21]，工作投入作为结果变量[22]，本研究刚好相反。这一差异主要与本研究的概念界定及考察视域有关，已有研究将工作投入作为一种能力和结果[16]，而本研究考察工作投入的认知和过程。第二，本研究突出了作为认知因素的工作投入意愿在领悟社会支持与心理弹性间的中介作用。虽然暂未见这一中介的相关研究，但已有关于工作投入的研究结论能为这一中介提供佐证。研究表明积极体验促进工作投入[23]，工作投入又与心理弹性呈正相关[24]，加之，已发现工作投入在其他变量间起中介作用[25]，鉴于工作投入意愿是工作投入的认知成分，因此工作投入意愿的中介效应在理论上也是成立的。综上，提高医护人员心理弹性需个体和外界共同努力，一方面，外界需提供强大社会支持系统；另一方面，在面对困境时，个体也需以建设性的方式整合内外资源，并将资源通过“工作投入意愿”指向工作，从而在工作中提高心理弹性。