降海蕊，于洗河，高 尚，尚盼盼，曹 鹏，强巴玉珍

吉林大学公共卫生学院，吉林长春，130021

随着我国分级诊疗制度的实施，医患关系模式也在不断变化，然而诸多因素如医务人员忽视患者权利等会引起医患关系紧张问题，从而降低医务人员工作的积极性和职业认同感。职业认同是指个体对自己职业的目标、兴趣、天赋有清晰而稳定的认识,使个体在面临一些不可避免的环境问题时, 做出自信和相对稳定的决策[1]。根据马斯洛需求理论，医生对安全和尊重的要求比较高，欠佳的医患关系造成医生的职业认同感降低[2]。多项研究表明医患关系紧张是医务人员的压力源之一[3-4]，不良医患关系不可避免地给广大医务工作者造成心理压力，而强烈的职业认同会使个体更少受到恶劣工作环境的影响，更好地应对压力[5]。基于此，本次研究提出假设1：职业认同在医患关系与压力感知之间起到中介作用。薪酬收入体现了医务人员的劳动价值，影响医务人员的感知和行为，医患关系对基层医务人员压力感知的影响可能受到收入差异的影响。根据资源保存理论，良好的医患关系包括患者信任等资源缺失时，个体可能会出现紧张和压力反应[6]。相关研究表明收入是基层医务人员排在第一位的激励偏好，收入作为最直接、有效的外在经济激励，可以激发基层医务人员内在工作动机，进而调节工作压力[7]。因此，本次研究提出假设2：收入调节医患关系对压力感知的间接路径。本研究通过对120家基层医疗卫生机构的医务人员进行调查，旨在探讨医患关系对基层医务人员压力感知的影响机制以及收入对中介路径的调节效应，为基层医务人员的心理健康干预提供相关理论指导。

1 资料来源与方法

1.1 研究对象

于2020年12月到2021年1月，首先采用分层抽样，以吉林省9个市州下属的所有县区(包括县级市)为抽样地区，根据当地基层机构的数量，每个县区抽取2-4家基层医疗卫生机构，最终抽取120家基层医疗卫生机构(包括社区卫生服务中心和乡镇卫生院)。每家基层机构抽取6名医务人员完成问卷调研。采用集中召集和独立匿名的现场自填方式进行调查，共发放720份问卷，剔除关键信息缺失的问卷后纳入有效问卷663份，问卷有效率为92.08%。

1.2 调查工具

1.2.1 一般人口学资料。包括年龄、性别、月收入、职业类别、婚姻状况、工作年限。

1.2.2 职业认同量表。在参照刘玲编制的护士职业认同量表的基础上[8]，自编职业认同量表来测量医务人员职业认同感，由5个因子共30个条目组成。每个条目按照1-5计分，总分范围为30-150分，分数越高代表职业认同感越高。本研究中职业认同量表的Cronbach's alpha为0.97。

1.2.3 医患关系调查问卷。采用DDPRQ-8(difficult doctor patient relationship questionnaire，8-item version)医患关系调查问卷，由杨慧在DDPRQ-10问卷的基础上研制形成[9]，问卷从医生角度出发测量医患关系，在中国情境下被验证具有较好的信度和效度。该问卷包含8个条目，每个条目从完全不同意到完全同意分别计1-5分，总分范围为8-40分，除第1个题项外，其余项均反向计分，总分数越高代表医患关系越好。以最高分的50%分值作为分界线，低于该分界线表明医患关系紧张，反之则良好。本研究中医患关系问卷的Cronbach's alpha为0.80。

1.2.4 感知压力量表。采用感知压力量表(10-item perceived stress scale，PSS-10)测量基层医务人员感知的心理压力。PSS-10量表由Cohen编制[10]，用于评价受访者在生活中不可预测、无法控制或超负荷感受的程度，已被证明在中国人群中具有良好的信度[11]。该量表包含6个积极条目和4个消极条目，每个条目按照0-4计分，总分范围为0-40分，积极条目反向计分，总分数越高代表感知压力越大。本研究中PSS-10量表的Cronbach's alpha为0.77。

1.3 调查方法

此次调研成立10个调研小组，调研之前对调查员统一进行培训。为保证问卷填写的完整性和合理性，调研员当场检查并反馈。问卷填写前研究对象均被告知调研目的，问卷录入后课题组设专门人员审核问卷。所有调查对象均知情同意，自愿参与调查。

1.4 统计学方法

利用EpiData 3.1录入问卷，采用SPSS 24.0进行统计学分析。采用Pearson相关性分析检验医患关系、职业认同与压力感知的相关性。所有连续变量在纳入模型前都进行标准化处理。采用Hayes编写的PROCESS 3.3宏程序中Model 4检验职业认同的中介效应，采用Model 58检验月收入对中介路径的调节效应[12]。置信区间不包含0表明差异具有统计学意义，检验水准α=0.05。

2 结果

2.1 调查对象基本情况

663名被调查者中男性149人(22.47%)，女性514人(77.53%)；平均年龄为(39.95±8.74)岁；平均工作年限为10(4,22)年；月收入处于3001-4000元的人最多，达198人(29.86%)，其次是处于4001-5000元的人数，达197人(29.71%)；职业类别为医生的有254人(38.31%)，护士的有223人(33.63%)，医技的有186人(28.05%)；婚姻状况为未婚的有79人(11.92%),已婚的有545人(82.20%)。

2.2 共同方法偏差检验

因子分析结果表明具有初始特征值大于1的主成分多于两个，且首个主成分的方差解释率为36.77%，低于40%。没有任何一个单一的因子能够解释大部分变异，因此认为本次研究的数据不存在严重的同源误差。

2.3 职业认同、医患关系与压力感知之间的相关性分析

基层医务人员的职业认同、医患关系和压力感知的均值为(121.71±19.14)、(30.43±5.29)和(14.04±6.18)。相关性分析结果显示职业认同与医患关系评价显著正相关(r=0.38，P<0.001)，与压力感知显著负相关(r=-0.44，P<0.001)。此外，医患关系评价与压力感知显著负相关(r=-0.40，P<0.001)。见表1。

表1 各变量间的描述统计和相关性分析

2.4 中介模型检验

在控制年龄、性别、职业类别、婚姻状况和工作年限的情况下，模型1表明医患关系感知负向预测压力感知(β=-0.04，P<0.001)，模型2表明医患关系感知正向预测职业认同(β=0.33，P<0.001)，模型3表明职业认同负向预测压力感知(β=-0.34，P<0.001)。职业认同在医患关系感知和压力感知之间起中介作用，Bootstrap 95%CI为(-0.16，-0.08)，中介效应值为-0.114，贡献率为28.077%(中介效应与总效应的比值)，假设1成立。见表2。

2.5 有调节的中介效应分析

在控制协变量的前提下，将月收入放入模型后，模型1表明月收入与医患关系的交互项对职业认同的影响具有统计学意义(β=-0.09，P<0.05)，说明月收入调节了医患关系与职业认同之间的关系。但模型2结果显示月收入并不能调节职业认同与压力感知之间的关系(P>0.05)。假设2部分成立。此外结果还表明随着年龄增长，职业认同感增加(β=0.23，P<0.001)。见表3。采用简单斜率分析图进一步分析月收入在医患关系和职业认同之间的调节作用，检验在不同收入水平上医患关系对基层医务人员职业认同的影响。结果显示，与高收入基层医务人员相比(β=-0.08,P<0.05)，低收入的基层医务人员的医患关系感知对职业认同的预测作用更强(β=-0.13,P<0.05)。见图1。

表2 医患关系对压力感知的中介效应分析

表3 有调节的中介效应分析

图1 月收入的调节作用

3 讨论

3.1 基层医务人员医患关系评价、压力感知和职业认同感较高

研究结果显示基层医务人员的医患关系平均得分为(30.43±5.29)，高于分界线24分，表明吉林省基层医务人员对医患关系评价较高。这可能与吉林省致力于推行改善医患关系的措施有关，减少医务人员受到不良舆论和负面情绪的影响。此外，基层医疗卫生机构中工作条件和基础设施的改善激发了医务人员工作热情，其积极的工作情绪可以促使医患关系感知评价提升。压力感知的平均得分水平为(14.04±6.18)，高于普通民众的平均压力感知水平[13]，表明医务人员的心理健康状况需要得到更多关注。相对普通民众，基层医务人员不仅负责各项基本公共卫生服务和医疗工作，还要填写门诊日志、传染病登记表等各种报表，在疫情期间坚守一线走村入户摸排返乡人员，职业接触和工作强度给基层医务人员带来更多压力。此外，基层医务人员职业认同平均得分为(121.71±19.14)，与以往研究比较[14]，吉林省基层医务人员职业认同感处于较高水平。随着国家对基层医疗卫生机构政策倾斜以及基层医疗卫生机构服务能力的提高，基层医务人员的价值逐渐被患者认可。职业认同作为重要的内部激励之一，与多种积极的感知，如职业使命感、组织承诺相关[15]。在新冠肺炎疫情时期以及常态化期间，基层医务人员在抗击疫情中做出巨大贡献，有效遏制疫情的扩散，加上媒体正向宣传，基层医务人员的社会地位显著提高，其职业认同感得以提升。医院管理者应该践行有效的心理干预机制，拓展工作职责，让基层医务人员感知到自身在组织价值链中的重要性，增强职业荣誉感和职业认同[16]。

3.2 职业认同在医患关系和压力感知间起中介作用

中介模型检验结果均显示职业认同在医患关系和压力感知之间承担中介因素。职业认同与医患关系评价正相关，与压力感知负相关，这与先前的研究结果一致[2，17-18]。虽然医患纠纷在三甲医院较为突出，但随着分级诊疗制度的实施，越来越多的患者前往基层医疗卫生机构就医，基层医疗卫生机构的医患关系质量也必须得到重视。良好医患关系的建立有利构建和谐的工作环境，这在很大程度上缓解了基层医务人员从业活动中的心理风险，从而提高工作的积极性和热情，增强基层医务人员对自身职业价值的肯定，而职业认同感的增强可以减少个体感知压力的程度[19]，反之，恶劣的医患关系更容易使基层医务人员产生负面情绪，降低职业认同感，从而产生压力，甚至造成基层医务人员的消极怠工和离职。此外，研究结果表明随着年龄的增长，基层医务人员的职业认同不断提升，这可能与医务人员在职期间专业技术水平提升有关，在处理医患关系、诊断患者病情等方面更具有经验[20]。因此，医患双方需加强沟通，医方提高诊疗技术和素质，以患者的健康为核心建立诊疗方案，患者要尊重基层医务人员的劳动，建立彼此间的信任，不断提升职业认同感。基层医疗机构管理者定时对医务人员身心健康实行干预，通过实地调查明确医务人员工作压力源，引导医务人员采用自我保健、自我疏导的方式进行压力管理[21]。

3.3 月收入在医患关系与职业认同关系间起调节作用

本研究发现月收入调节了医患关系和职业认同之间的关系。无论是低质量医患关系还是高质量医患关系，高收入基层医务人员的职业认同感都高于低收入基层医务人员。换言之，月收入降低了紧张医患关系对职业认同的消极影响的敏感性，是职业认同的保护因素。紧张的医患关系容易造成职业疲劳，降低基层医务人员的专业感情和职业认同水平[22]，而收入水平较高的基层医务人员受到的外部激励高，外部激励在一定程度上可以促进内部动机，使个体更容易感知到工作任务的积极意义，减少外部环境带来的消极影响，进而增强基层医务人员对自身职业的认同[16]。此外研究结果还显示月收入并不能调节职业认同和压力感知之间的关系，这可能是因为职业认同作为内部激励相比收入等外部激励更具有持续性，弱化了收入对压力感知的作用。当基层医务人员获得足够多的物质收入会去追求更高需求，而高需求无法得到满足时，收入对压力的预防作用就会受到限制。根据双因素理论，保健因子(医患关系、月收入)和激励因子(职业认同)对激发员工工作动机方面有不同的作用，因此，基层医疗卫生机构应建立明确的奖惩机制，优绩优酬，调动基层医务人员工作积极性以增强职业认同，重视内部激励的正向作用。

4 结论

综上所述，职业认同与医患关系正相关，与压力感知负相关，职业认同在医患关系和压力感知间起中介作用。月收入调节医患关系与职业认同的间接路径。提示医院管理者要继续关注良好医患关系的建立，通过优绩优酬提高医务工作者的职业认同，有针对性地引导医务人员进行压力管理。本次研究存在局限，为了提高受访者应答率以及保护受访者隐私，本研究将月收入划分成10个等级，在某种程度上造成信息的损失，此次调查仅在吉林省内开展，研究结果在全国范围内的推广受到一定限制，而且横断面研究难以明确医患关系、职业认同和压力感知之间的因果关系，在未来研究中将考虑实施纵向追踪调查，进一步明确研究变量之间的因果关系。