劉志軍，孫文彥，李現(xiàn)群，余韻聰，王憲宏，胡志川，龍 藝

(1.遵義醫(yī)學院 管理學院，貴州 遵義 563099；2.遵義醫(yī)學院 人文醫(yī)學研究中心，貴州 遵義 563099)

幸福是人類永恒的追求。主觀幸福感是個體對生活滿意度和情感平衡的主觀評價和感受[1]。Lyubomirsky的元分析表明，較高的主觀幸福感對個體的工作成就、生活的成功，乃至所在組織/機構的健康發(fā)展起到積極作用[2]。主觀幸福感與個體內部及外部諸多因素相關，如應對方式[3]、健康狀況[4]、家庭因素[5]、應激因素[6]、文化因素[7]，等。研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)生群體承受著比一般人群更大的工作壓力[8]，工作壓力是影響其主觀幸福感的重要因素[9]。

提高個體的主觀幸福感，除了改善外部因素外，更應重視個體內部的資源，例如個體的心理資本。Carolyn在Fredrickson的拓建理論(broaden-and-build theory)[10]基礎上提出，心理資本作為內在資源可幫助個體更好的應對外界挑戰(zhàn)，從而有助于提高主觀幸福感[1]。在此觀點下，心理資本可能在外界挑戰(zhàn)(如工作壓力)與主觀幸福感之間起到了中介作用。

醫(yī)學規(guī)培生是近幾年出現(xiàn)的數量龐大的特殊“準醫(yī)生”群體，他們的主觀幸福感受到哪些方面壓力的影響？心理資本在其中是否起到中介作用呢？本研究擬通過問卷調查探討工作壓力對醫(yī)學規(guī)培生主觀幸福感的影響，進而考察心理資本在工作壓力與主觀幸福感間的中介作用。

1 對象與方法

1.1 調查對象 2017年3月，采用方便抽樣法對貴州省遵義市及貴陽市兩所三甲醫(yī)院的規(guī)培生進行面對面問卷調查。共發(fā)放問卷460份，回收有效問卷432份，有效率為93.91%。調查對象年齡最小21歲，最大31歲，平均25.431±1.586歲。男生214人(49.53%)，女生218人(50.47%)；漢族380人(87.96%)，少數民族52人(12.04%)；本科生300人(69.44%)，研究生132人(30.56%)；內科140人(32.41%)、外科162人(37.50%)、兒科52人(12.04%)、急診20人(4.63%)、ICU12人(2.78%)、檢驗24人(5.56%)、醫(yī)技22人(5.09%)；未戀愛204人(47.22%)、戀愛中187人(43.29%)、已婚41人(9.49%)。

調查對象中隨機選取62人，于2周后重測，以考察調查工具的重測信度。

1.2 工具

1.2.1 總體幸福感量表(General Well-Being Schedule,GWB) 由美國國立衛(wèi)生統(tǒng)計中心開發(fā)[11]，用于測量被試主觀幸福感。本研究采用段建華的修訂版，共18題，分6個維度：對生活的滿足和樂趣、對健康的擔心、精力、抑郁或快樂的心境、對情感和行為的控制、松弛和緊張[13]。得分越高主觀幸福感越高。在本研究的重測信度為0.711，內部一致性信度α系數為0.782。

1.2.2 心理資本問卷(Psychological Capital Questionnaire,PCQ) 由Luthans編制，李超平修訂[14]。該量表共24題，分為希望、樂觀、韌性、自我效能4個維度。采用Likert式6級計分，總分越高心理資本越好。在本研究中的重測信度為0.807，內部一致性信度α系數為0.890。

1.2.3 臨床醫(yī)生工作壓力源量表 由陳建萍編制，用于評估醫(yī)生群體的壓力來源及壓力嚴重程度[15]。共38題，分為組織管理、職業(yè)興趣、工作負荷、職業(yè)發(fā)展、同事關系、外部環(huán)境及醫(yī)患關系7個分量表。該量表采用4級計分，總分越高表示壓力越大。該量表在本研究中的重測信度為0.815，內部一致性信度α系數為0.873。

1.2.4 自編問卷 包括年齡、性別、民族、學歷、職稱、當前月收入、情感狀態(tài)、健康自評分數。其中，健康自評分數，要求調查對象在視覺模擬標尺上標出其健康程度對應的分數，0代表健康程度極差，100分代表健康程度極好。

1.3 數據處理 利用Epidata 3.0對問卷數據進行雙錄入，并使用SPSS 22.0對數據進行描述性分析、均數差異比較、相關分析及回歸分析，重測信度使用Pearson積差相關系數、內部一致性信度采用Cronbachα系數，檢驗水準取α=0.05。

2 結果

2.1 主觀幸福感在社會人口變量上的分析 首先初步探討主觀幸福感和哪些變量存在關系。SWB總分在性別(t=0.125，P>0.05)、民族(漢族vs少數民族)(t=0.309，P>0.05)、學歷(F=1.473，P>0.05)、職稱(F=1.041，P>0.05)上均無統(tǒng)計學差異。而SWB總分3類情感狀態(tài)上存在統(tǒng)計學差異(F=3.438，P=0.048)，進一步兩兩比較發(fā)現(xiàn)，戀愛狀態(tài)的得分高于未戀愛狀態(tài)得分(P<0.05)。采用Pearson積差相關法發(fā)現(xiàn)SWB總分與年齡無顯著性相關(r=0.091，P>0.05),與月收入無顯著性相關(r=0.102，P>0.05)，但與健康程度存在顯著性正相關(r=0.298，P<0.000)。

2.2 主要變量之間的相關分析 相關分析表明，幸福感總分、工作壓力源各分量表與心理資本各維度間存在顯著性相關，但不同的維度間關系強弱不同。其中，組織管理、工作負荷、職業(yè)發(fā)展、職業(yè)興趣得分與SWB總分存在顯著性負相關、但關系較弱，而同事關系和醫(yī)患關系兩個分量表得分與SWB總分間存在較強負相關。心理資本各維度得分與SWB總分相關程度相對較穩(wěn)定，而與工作壓力分量表得分間的相關程度變化較大(見表1)。

2.3 工作壓力源各維度對SWB總分影響的回歸分析 為了解工作壓力對主觀幸福感的獨立效應，采用多元分層線性回歸，將前述與主觀幸福感存在關聯(lián)的情感狀態(tài)、健康程度作為控制變量，分析不同壓力源對主觀幸福感的影響。由于情感狀態(tài)為分類變量，因此分析前進行了虛擬編碼(dummy coding)，以“未戀愛”為基準，則“戀愛”=1，其他=0(含“未戀愛”和“結婚”)；“結婚”=1，其他=0(含“戀愛”和“未戀愛”)。由表2可見，在控制了情感狀態(tài)及身體健康狀況的影響后，同事關系及醫(yī)患關系對主觀幸福感存在顯著的負向影響。

表1主觀幸福感總分與工作壓力源及心理資本各維度的相關

變量M±SD1234567891011121.SWB總分72.236±12.35012.組織管理22.824±3.934-.187**13.職業(yè)興趣20.536±4.039-.272**.391**14.工作負荷20.438±3.073-.208**.457**.215**15.職業(yè)發(fā)展16.817±3.396-.268**.433**.248**.320**16.同事關系5.671±1.847-.437**.124.082.001.523**17.外部環(huán)境10.255±1.644-.087.493**.197**.381**.206**-.11618.醫(yī)患關系7.855±1.903-.420**.387**.220**.333**.410**.337**.287**19.自我效能26.057±4.551.322**-.171*-.390**.104-.277**-.178*.002-.209**110.希望24.361±4.781.473**-.269**-.442**-.068-.214**-.133-.094-.299**.712**111.韌性24.780±3.980.391**-.035-.206**.040-.223**-.212**.160*-.232**.582**.594**112.樂觀24.953±3.142.446**-.050-.258**-.049-.358**-.418**.131-.304**.377**.472**.428**1

*：P<0.05；**：P<0.01；***：P<0.001；下同。

表2工作壓力源對SWB總分的分層回歸分析

模型自變量βtR2ΔR2FΔF模型1身體健康狀況0.2954.026***0.1117.061***戀愛VS未戀愛0.1291.701結婚VS未戀愛0.0520.692模型2身體健康狀況0.2223.209***0.2830.1726.421***5.573***戀愛VS未戀愛0.081.099結婚VS未戀愛0.0710.9921.組織管理0.0270.2962.職業(yè)興趣-0.142-1.6663.工作負荷-0.121-1.5124.職業(yè)發(fā)展-0.006-0.0725.同事關系-0.219-2.781**6.外部環(huán)境0.0320.3757.醫(yī)患關系-0.245-3.458***

2.4 心理資本中介效應分析 在確定了工作壓力上述兩個維度對主觀幸福感的獨立影響后，按照溫忠麟等人的依次檢驗法[16]，采用線性回歸方程分別對心理資本在同事關系、醫(yī)患關系與主觀幸福感的中介作用進行檢驗。如表3所示，上述自變量回歸系數達到顯著性，進而計算心理資本的中介效應，得出心理資本對同事關系的中介效應為：0.266×0.370×0.337×100%=29.21%；心理資本對醫(yī)患關系的中介作用為：0.282×0.358×0.370×100%=27.29%。分析結果表明，心理資本在工作壓力和主觀幸福感之間起到部分中介作用。

表3心理資本的中介作用分析

工作壓力第一步標準化回歸方程SEt第二步標準化回歸方程SEt第三步標準化回歸方程SEt同事關系y1=-0.337x10.443-5.092***m1=-0.266x10.479-3.859***y1=-0.242x10.401-3.642***+0.370 m10.0575.570***醫(yī)患關系y2=-0.370x20.427-5.666***m2=-0.282x20.476-4.089***y2=-0.282x20.396-4.301***+0.358 m20.0575.455***

y=主觀幸福感，m=心理資本，x=同事關系，x2=醫(yī)患關系。

3 討論

醫(yī)學規(guī)培生是近幾年新出現(xiàn)的群體，目前其心理狀況缺乏研究。本研究基于積極心理學視角，重點探討了哪些工作壓力源會對其主觀幸福感產生影響，以及心理資本的中介作用?；貧w方程顯示，規(guī)培生主觀幸福受到健康狀態(tài)的影響，較低的健康水平可導致較差的主觀幸福感，這與既往研究相一致[4]。一方面原因可能是生理疾病產生的不適和痛苦可直接影響主觀幸福感；另一方面，較差的健康狀態(tài)也可間接對主觀幸福感產生影響，如健康狀態(tài)較差導致勝任力下降、工作效率降低，由此產生的不良情緒也可對主觀幸福感產生負面影響。

在控制了健康等因素的效應外，“同事關系”與“醫(yī)患關系”維度對主觀幸福感具有顯著性負向影響，說明不佳的人際關系對主觀幸福感產生損害。一方面，在集體主義文化背景下，人們的主觀幸福感與人際關系存在更加密切關系，如研究發(fā)現(xiàn)，與西方個體取向不同，亞洲人群的關系取向可更好地預測積極情感[17]、可通過讓別人快樂而體驗到積極情感[18]，因而較差的人際關系則可導致更多的消極情感體驗，從而表現(xiàn)為主觀幸福感下降。另一方面，研究發(fā)現(xiàn)醫(yī)患關系是影響醫(yī)生工作滿意度的重要決定因素[9]，而滿意度則是主觀幸福感的組成部分，因此醫(yī)患關系成為影響其主觀幸福感的重要方面。醫(yī)院作為規(guī)培的主要場所，人際互動十分頻繁。在“同事關系”方面，由于規(guī)培生需多次變換科室，意味著他們必須在短時間內融入新的關系才能迅速適應該科室的工作要求，從而易形成同事關系之間的壓力；醫(yī)患關系方面，在目前醫(yī)患關系敏感、緊張的大背景下，如何與患者建立信任、進行專業(yè)化的溝通，無疑是對規(guī)培生的重大挑戰(zhàn)。由上述分析可知，規(guī)培生人際關系面臨雙重壓力，易造成負性情緒及對生活滿意度的下降，從而對主觀幸福感產生明顯的消極影響。

本研究進一步發(fā)現(xiàn)，包括樂觀、自我效能、希望和韌性在內的心理資本，能在工作壓力與主觀幸福感之間起到一定的緩沖或保護性中介作用。Carolyn基于心理資源理論，提出心理資本有助于個體建立心理資源的“蓄水池”，這些資源可用于應對或克服挑戰(zhàn)、挫折和消極的狀態(tài)[18]。通過培養(yǎng)和管理心理資本，個體可定期加滿“蓄水池”，從而有助于在消極與積極之間找到最佳平衡、提高主觀幸福感[1,19]。例如，在面臨人際關系壓力時，心理資本高的規(guī)培生更容易將其視為一種挑戰(zhàn)而樂于接受(樂觀)，更具有應對壓力的信心(自我效能)、充滿對將來良好人際關系的追求(希望)，及不懈堅持地解決當下人際問題(韌性)，從而緩解工作壓力對主觀幸福感的消極影響。

綜上所述，可通過重點改善人際關系來提升規(guī)培生的主觀幸福感，與此同時培養(yǎng)規(guī)培生心理資本有助于豐富他們的心理資源，從而緩解工作壓力對其主觀幸福感的影響。