楊 暢，包元杰，王杰鎖

1中國人民大學公共管理學院，北京，100872；2國家衛(wèi)生健康委干部培訓中心(國家衛(wèi)生健康委黨校)，北京，100024

工作家庭沖突是工作角色和家庭角色相互矛盾而產生的一種角色沖突，會導致許多的不良后果[1]。大多數學者認為工作家庭沖突由兩個具有方向性的維度構成，即工作干涉家庭和家庭干涉工作[2]。已有研究顯示，個體感知的工作干涉家庭程度顯著高于家庭干涉工作程度，因而工作干涉家庭對工作家庭沖突的解釋力度更大，同時也對結果變量更重要[3]。工作干涉家庭會帶來生活幸福感降低、工作倦怠和離職意愿上升等一系列不利影響[4]，因而受到了學術界的普遍關注。目前對工作干涉家庭的研究大多集中于教師、警察和護士等，對醫(yī)生群體的研究相對較少[5]?，F有文獻主要關注工作干涉家庭的產生原因、不良后果以及影響機制[6]，對緩解策略的研究相對較為缺乏，并對社會資源類變量(如情感信任)是前因變量還是調節(jié)變量存在爭議[2,7]。同時，還未有研究分析過在什么情況下情感信任才能緩解工作干涉家庭。因此，兩者間的關系及其邊界仍需要進一步研究[5]。

信任是對他人行為的認知和心理狀態(tài)，包括情感信任與認知信任[8]。情感信任隨著雙方關系發(fā)展而建立，是基于合作互惠的社會交換而形成的一種較為深入和穩(wěn)定的社會關系[9]。醫(yī)生與領導間的情感信任是醫(yī)生的一種重要社會資源，往往產生于領導對醫(yī)生的關心與照顧、雙方行為的一致以及頻繁的非正式交往等，象征著高質量的領導-成員關系和積極親近的情感體驗[9-10]。大量實證研究表明，各種社會資源有助于緩解工作家庭沖突和提升幸福感[11]，其中來自工作領域的社會資源更能有效降低工作干涉家庭程度[6,12]。醫(yī)生與其直接領導間建立情感信任能夠給予醫(yī)生一定的情感慰藉和心理支持，增加其工作資源，緩解工作上的緊張局面，進而有效改善醫(yī)生的工作干涉家庭狀況。基于此，本研究聚焦我國公立醫(yī)院醫(yī)生中普遍存在的工作干涉家庭現象，探討情感信任對醫(yī)生工作干涉家庭水平的影響以及醫(yī)患關系和工作中心性在其間的調節(jié)效應，并據此提出相應的對策建議，以期為改善我國醫(yī)生的工作家庭關系提供參考。

1 資料來源與方法

1.1 資料來源

于2021年5-6月，在國家衛(wèi)生健康委組織的公立醫(yī)院院長培訓課程上邀請學員參與調查，并請求其將電子版問卷鏈接轉發(fā)至單位微信工作群，邀請本單位在職醫(yī)生參與調查。本次調查為橫斷面調查，招募到江西省、廣東省、北京市等11個省級行政區(qū)各級公立醫(yī)院的醫(yī)生作為研究對象。共發(fā)放并收回513份問卷，對其中有規(guī)律作答和不完整回答問卷進行剔除后，得到488份有效問卷，問卷的有效回收率為95.13%。

1.2 調查工具

1.2.1 一般資料調查表。包括受訪者的性別、年齡、職稱、受教育水平、婚姻狀況等一般人口學特征。

1.2.2 情感信任量表。采用Zhang等開發(fā)的情感信任量表[13]，共5道題，采用5點計分，得分越高表明醫(yī)生與其直接領導間的情感信任越高。本研究中該量表的Cronbach's alpha為0.89。

1.2.3 醫(yī)患關系調查問卷。采用在DDPRQ-10(difficult doctor-patient relationship questionnaire-10)問卷基礎上修訂形成的中文版DDPRQ-8問卷，該問卷被多次引用并被證明具有較高的信度和效度[14]，共8道題，采用6點計分，從1到6分別表示“完全不是”到“非?！?。得分越高表明醫(yī)生感知到的醫(yī)患矛盾越多、醫(yī)患關系越緊張。本研究中該問卷的Cronbach's alpha為0.82。

1.2.4 工作中心性量表。采用Carr等開發(fā)的工作中心性量表[15]，共5道題，采用5點計分。得分越高表明醫(yī)生認為工作相比家庭更重要。本研究中該量表的Cronbach's alpha為0.84。

1.2.5 工作干涉家庭量表。采用Carlson等開發(fā)并由劉家國等翻譯的工作家庭沖突量表中測量工作干涉家庭的子量表[16-17]，共4道題，采用5點計分。得分越高表明醫(yī)生認為工作對家庭的影響越大。本研究中該量表的Cronbach's alpha為0.82。

1.3 統計學方法

使用SPSS 26.0錄入數據并進行描述性統計分析、相關分析和信度檢驗。通過分層回歸檢驗情感信任對醫(yī)生工作干涉家庭的影響，以及醫(yī)患關系、工作中心性的調節(jié)效應。采用Bootstrap分析方法驗證雙重調節(jié)效應。以P<0.05為差異具有統計學意義。

2 結果

2.1 調查對象基本情況

共調查488人，其中男性193人(39.5%)，女性295人(60.5%)；平均年齡為(34.57±7.76)歲；初級職稱235人(48.2%)，中級職稱205人(42.0%)，副高級職稱38人(7.8%)，高級職稱10人(2.0%)；大專及以下學歷191人(39.1%)，本科學歷255人(52.3%)，碩士及以上學歷42人(8.6%)；婚姻狀況為已婚的有398人(81.6%)。

2.2 共同方法偏差檢驗

使用Harman單因子檢驗法進行探索性因子分析[18]，共得到4個特征根大于1的因子，第1個因子對總方差的解釋為23.19%，并未超過25%。因此本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

2.3 情感信任、醫(yī)患關系、工作中心性及工作干涉家庭的描述統計與相關分析

如表1所示，本次調查中公立醫(yī)院醫(yī)生的情感信任得分為(3.43±0.81)，醫(yī)患關系得分為(2.80±0.82)，工作中心性得分為(2.58±0.78)，工作干涉家庭得分為(3.51±0.84)。Pearson相關分析結果顯示，情感信任與工作中心性正相關(r=0.29,P<0.001)、與工作干涉家庭負相關(r=-0.21,P<0.001)，醫(yī)患關系與工作干涉家庭正相關(r=0.28,P<0.001)。

表1 變量描述統計和Pearson相關系數(n=488)

2.4 分層回歸分析

采用分層回歸對變量間關系進行檢驗，結果如表2所示。模型1考察5個控制變量的影響，模型2將情感信任引入方程，模型3將醫(yī)患關系以及情感信任和醫(yī)患關系交互項引入方程，模型4將工作中心性、情感信任和工作中心性交互項、醫(yī)患關系和工作中心性交互項以及三重交互項引入方程。

表2 分層回歸分析結果(n=488)

2.4.1 情感信任對工作干涉家庭的直接效應檢驗。由模型1可知，情感信任對工作干涉家庭的回歸系數為負且顯著(β=-0.20,P<0.001)，證明情感信任與醫(yī)生工作干涉家庭具有顯著負相關關系。

2.4.2 醫(yī)患關系的調節(jié)效應檢驗。模型3結果顯示，情感信任與醫(yī)患關系的交互項系數為正且顯著(β=0.08,P<0.05)，交互項系數與情感信任的直接效應系數方向相反，說明醫(yī)患關系在情感信任與工作干涉家庭關系間發(fā)揮負向調節(jié)效應。此外本研究還根據Aiken等的建議繪制出醫(yī)患關系的調節(jié)效應圖[19]。如圖1所示，當醫(yī)患關系較和諧時，情感信任對工作干涉家庭的負向作用較強(β=-0.26,P<0.001)；而當醫(yī)患關系較緊張時，情感信任對工作干涉家庭的負向作用有所減弱(β=-0.10,P<0.05)。說明隨著醫(yī)患關系愈發(fā)和諧，情感信任與工作干涉家庭的負相關關系越強。

圖1 醫(yī)患關系的調節(jié)效應

2.4.3 醫(yī)患關系和工作中心性的雙重調節(jié)效應檢驗。模型4中，情感信任、醫(yī)患關系和工作中心性的三重交互項在回歸分析中顯著，表示醫(yī)患關系和工作中心性存在雙重調節(jié)效應(β=0.09,P<0.001)。同樣，本研究也將雙重調節(jié)效應展現為圖2。由圖2可知，對高工作中心性的醫(yī)生而言，情感信任對工作干涉家庭的影響在醫(yī)患關系緊張時不顯著(β=-0.07,P=0.43)，在醫(yī)患關系和諧時為負且顯著(β=-0.46,P<0.001)，情感信任對工作干涉家庭的影響在兩種不同醫(yī)患關系情形下存在顯著差異(Δβ=0.39,P<0.001)。對低工作中心性的醫(yī)生來說，無論醫(yī)患關系緊張或和諧，情感信任對工作干涉家庭的影響都不顯著(當醫(yī)患關系緊張時，β=-0.10，P=0.13；當醫(yī)患關系和諧時，β=-0.13，P=0.08)，此時情感信任對工作干涉家庭的影響在兩種不同醫(yī)患關系情形下并不存在顯著差異(Δβ=0.03,P=0.68)。綜上，當醫(yī)患關系較和諧且醫(yī)生工作中心性較高時，情感信任與工作干涉家庭間的負相關關系更強。

圖2 醫(yī)患關系和工作中心性的雙重調節(jié)效應

3 討論

3.1 當前醫(yī)生的工作干涉家庭程度較高

我國公立醫(yī)院醫(yī)生的工作家庭關系并不樂觀，在本次調查中普遍存在較高的工作干涉家庭情況。這一研究結論與馮鶴媛等得到的護士群體工作家庭沖突較為嚴重的研究結果相呼應[20]，也與唐漢瑛等對臨床醫(yī)生工作家庭沖突的研究結果相一致[5]，切實表明當前我國醫(yī)護工作人員的工作家庭關系堪憂，亟需醫(yī)院管理者加以重視和關注。醫(yī)生出現工作干涉家庭是由于長時間、高強度的工作提高了工作要求，超過了個體資源所能應對的范圍，進而擠占了本該屬于家庭生活的時間和精力。2017年發(fā)布的《中國醫(yī)生生存現狀調研報告》顯示，77%的醫(yī)生曾一周工作50小時以上。鑒于當前我國醫(yī)生群體感知的工作干涉家庭程度較高，在醫(yī)院的日常管理實踐中，科室領導可以從建立情感聯系方面著手進行干預，在努力改善醫(yī)患關系的同時針對不同生活導向的醫(yī)生采取不同的關懷舉措，緩解其工作干涉家庭程度。

3.2 醫(yī)生和直接領導間的情感信任與其工作干涉家庭水平存在相關性

研究結論表明，醫(yī)生與其直接領導間的情感信任越高，則其工作干涉家庭程度越低，研究結果支持了社會資源是工作干涉家庭前因變量的觀點[7]。根據工作要求-資源模型，個體當前職業(yè)工作要求和所擁有工作資源的相對大小會對工作家庭關系產生重要影響，醫(yī)生作為一種人際工作要求較高的職業(yè)，在幫助和救治病患時往往會消耗大量的情感資源，容易導致精力不足、過度疲憊甚至情感耗竭，進而造成工作家庭沖突[21]。直接領導的情感信任作為一種重要的社會資源，能夠帶來友善、親近的情感體驗，有效彌補醫(yī)生在工作中的情感消耗，提升工作資源，激發(fā)積極情感，降低工作倦怠，緩解工作干涉家庭程度[22]。因此，醫(yī)院可以以科室為單位，鼓勵科室領導與本科室內醫(yī)生多進行有效、深入和坦誠的溝通交流。在管理實踐中，一方面可以對科室領導開展溝通交流、共情能力和心理知識等方面的培訓，提升其人際交往的能力，另一方面也可以通過提供相應措施，如舉辦談心會、開展心理疏導等來幫助醫(yī)生和科室領導建立情感聯絡。

3.3 醫(yī)患關系質量調節(jié)了醫(yī)生情感信任與工作干涉家庭的關系

研究發(fā)現，情感信任對醫(yī)生工作干涉家庭水平的影響作用受到醫(yī)患關系質量的調節(jié)，醫(yī)患關系較緊張時，情感信任對醫(yī)生工作干涉家庭水平的緩解作用較小。醫(yī)患關系不僅對醫(yī)生的工作績效有著重要的影響[23]，還決定了情感信任對工作干涉家庭的作用邊界，這提醒醫(yī)院及管理者需要特別重視醫(yī)患關系，避免發(fā)生醫(yī)患矛盾。醫(yī)院可以適當減輕醫(yī)生的工作量，保障診療質量，提高患者滿意度，并為醫(yī)生提供語言技巧、安全培訓和心理疏導等方面的幫助[24]。同時，醫(yī)院還應積極和各職能部門協調配合，嚴厲打擊醫(yī)鬧現象，切實維護好醫(yī)生的正當權益。

3.4 醫(yī)患關系和工作中心性在醫(yī)生情感信任與工作干涉家庭關系間發(fā)揮了雙重調節(jié)效應

研究顯示，醫(yī)患關系和工作中心性在醫(yī)生情感信任與工作干涉家庭關系間存在雙重調節(jié)效應。低工作中心性的醫(yī)生認為家庭比工作更重要，因而會主動采取措施避免工作對家庭生活產生負面影響，所以無論醫(yī)患關系緊張或和諧，情感信任都不會對工作干涉家庭產生顯著影響。而當高工作中心性的醫(yī)生感知到醫(yī)患關系緊張時，情感信任對工作干涉家庭的影響不顯著，但當醫(yī)患關系和諧時，情感信任能夠有效緩解工作干涉家庭程度，并在兩種情形下差異顯著。研究結果證明了外部環(huán)境(醫(yī)患關系)和個體差異(工作中心性)在緩解醫(yī)生工作干涉家庭中的重要性。正如Wallace等所指出的，醫(yī)患關系已經成為醫(yī)生主要的工作壓力來源，醫(yī)患關系的好壞不僅關系到醫(yī)生的身心健康和人身安全，還會影響其工作狀態(tài)和情感穩(wěn)定[25]。和諧的醫(yī)患關系代表著安全穩(wěn)定的工作環(huán)境，不但有益于提升患者的信任和治療效果，還能緩解醫(yī)生的工作壓力，提高其工作滿意度和整體幸福感[26]。此外，由于價值觀差異影響了個體對工作、家庭關系的認知，所以當醫(yī)生認為工作相對家庭更重要時，會更加重視在工作中的感受和體驗，同時也更容易將工作上的情緒帶入到家庭生活中[27]。對高工作中心性的醫(yī)生而言，在安全和諧的工作環(huán)境中感受到直接領導的情感信任會產生更為強烈的積極情感，帶來良好的工作體驗，進而形成工作對家庭的積極溢出，降低工作家庭沖突。因此，醫(yī)院管理者應該了解醫(yī)生的生活導向，重點關注高工作中心性醫(yī)生的工作環(huán)境。在建立安全和諧的工作環(huán)境同時，還應盡量選擇高工作中心性的醫(yī)生進入醫(yī)院隊伍。此外還可以對本醫(yī)院的醫(yī)生進行相關培訓，提高其工作中心性。