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上海家庭医生职业倦怠现状及其影响因素

添加时间:2019-02-27 11:14 来源:职业卫生与应急救援 作者:亓小燕 钱梦华 蒋骅
  摘要:[目的]了解上海市虹口区家庭医生的职业倦怠现状, 探讨职业倦怠的影响因素。[方法] 2018年1—3月, 采用职业倦怠量表、社会支持评定量表、简易应对方式量表和自行设计的基本情况问卷, 对虹口区全部家庭医生进行问卷调查, 评估家庭医生的职业倦怠、社会支持和应对方式情况。[结果]发放问卷220份, 回收有效问卷217份, 问卷回收率为98.6%, 职业倦怠率为51.6%。多因素logistic回归分析结果显示:社会支持、应对方式水平均不是职业倦怠的影响因素 (P> 0.05) ;年龄大、自评健康状况差者, 职业倦怠率也高:以年龄<30岁为参照, 年龄为30~39岁、40~49岁和50岁以上者, 职业倦怠发生的风险分别是参照组的8.62倍、20.87倍和15.06倍 (P <0.01) ;以健康状况较好者为参照, 健康状况一般和较差者职业倦怠发生的风险分别是参照组的4.59倍和41.59倍 (P <0.01) 。[结论]在当前不断完善的家庭医生制度和社会支持系统下, 影响家庭医生职业倦怠的主要因素为年龄和身体健康状况, 年龄较大、身体健康状况较差者职业倦怠情况较严重。在未来的干预过程中, 应对这两类群体给予重点关注。
 
  关键词:家庭医生; 职业倦怠; 社会支持; 应对方式; logistic回归分析; 影响因素;
 

 
 
  近几十年来, 职业倦怠的研究迅速发展, 目前已经成为职业健康中一个非常重要的研究领域。关于职业倦怠一系列研究理论和模型中, Maslach提出的三维职业倦怠定义使用最为广泛[1]:职业倦怠是指在以人为主要服务对象的职业领域中, 个体从业人员体验到的一种情绪耗竭 (emotional exhaustion, EE) 、人格解体 (depersonalization, DP) 和个人成就感降低 (reduced personal accomplishment, PA) 。职业倦怠不仅影响个体的身心健康状况, 还可能对个体的工作以及个体所在的组织产生巨大的影响。国内不少研究[2,3,4,5,6]显示, 医护人员是职业倦怠的高发群体。以往的研究大多集中于大型综合医院, 而对日常工作集预防医学、临床与康复医学于一体, 面向社区和家庭, 工作任务繁重, 执业环境长期处于高压状态的基层家庭医生的研究报道较少。因此, 本研究旨在了解上海市虹口区家庭医生职业倦怠的水平及其影响因素, 为促进家庭医生医疗队伍的良性建设, 提升基层医疗卫生服务质量提供科学依据。
 
  1 对象与方法
 
  1.1 对象
 
  2018年1—3月期间, 以上海市虹口区各社区卫生服务中心的所有家庭医生为调查对象开展本次调查。共发放问卷220份, 回收有效问卷217份, 问卷回收率为98.6%。
 
  1.2 方法
 
  1.2.1 调查方法
 
  采用横断面调查的研究方法, 在调查对象知情同意的基础上, 通过现场发放问卷的形式, 要求他们以自填问卷的方式完成问卷调查。
 
  问卷内容包括调查对象基本情况、职业倦怠发生情况、社会支持和应对方式情况。基本情况包括调查对象年龄、性别、婚姻状况、文化程度、职称、轮班情况、合同类型、平均月收入、自评身体健康状况等。
 
  1.2.2 职业倦怠测评
 
  采用通用职业倦怠问卷 (Maslach Burnout InventoryGeneral Survey) [1]的中文版进行职业倦怠测评。该问卷已经得到国内学者的验证, 具有较好的信度和效度[7,8,9]。此次调查中, 该问卷的内在一致性信度 (Cronbach’sα) 系数为0.886。问卷共15个条目, 每个条目采用Likert7级赋值设定选项, 得分范围为0~6分。问卷分为情绪耗竭 (EE) 、人格解体 (DP) 和个人成就感降低 (PA) 三个维度, 各维度得分为其对应的条目得分总和的平均数, 前两个维度采用正向计分法, 得分越高, 表示其职业倦怠的程度越高;后一个维度采用反向计分法, 得分越低, 表示职业倦怠的程度越高。职业倦怠综合得分的计算方法为[0.4×EE+0.3×DP+0.3× (6-PA) ]。综合得分<1.5分判定为无职业倦怠;≥1.5分判定为职业倦怠, 其中得分1.5~<3.5分判定为轻中度职业倦怠, ≥3.5分判定为高度职业倦怠。
 
  1.2.3 社会支持测评
 
  采用肖水源制定的“社会支持评定量表”[10], 共10个条目, 分为主观支持 (即患者所能体验到的或情感上的支持) 、客观支持 (即患者所接受到的实际支持) 和对支持的利用度 (支持利用度是反映个体对各种社会支持的主动利用, 包括倾诉方式、求助方式和参加活动的情况) 三个维度, 总得分和各维度得分越高, 表示社会支持程度越好。以此次研究得分的中位数进行划分, 低于中位数者为社会支持较低, 高于中位数者为社会支持较高。该量表具有较好的信度和效度, 目前广泛应用于各项研究。此次调查该量表的内在一致性信度 (Cronbach’s) α系数为0.845。
 
  1.2.4 应对方式测评
 
  采用由解亚宁等编制的简易应对方式问卷 (simplified coping style questionnaire) [11]对应对方式进行测评。该问卷由积极应对和消极应对两个维度组成, 共20个条目。积极应对维度由条目1~12组成, 消极应对维度由条目13~20组成。问卷为自评量表, 采用多级评分, 在每一应对方式项目后, 列有当经受到挫折打击或遇到困难时可能采取的态度和做法:不采用、偶尔采用、有时采用和经常采用4种选择, 相应的评分为0、1、2、3分, 由受试者根据自己的情况选择一种作答。结果记为积极应对得分和消极应对得分。以此次研究得分的中位数进行高、低得分的划分, 积极应对评分较高时, 表示心理问题少, 或症状评分低;消极应对评分高时, 表示心理问题严重, 或症状评分高。对简易应对方式问卷的信、效度研究表明此量表具有较好的信、效度[11], 适合国内研究, 是目前应用最广泛的应对方式问卷。此次调查该问卷的内在一致性信度 (Cronbach’sα) 系数为0.861。
 
  1.2.5 统计学分析
 
  采用Epidata 3.1软件录入数据, 采用SPSS 21.0软件进行相关统计学分析。计量资料用算数均数±标准差表示, 计数资料用率表示, 组间差异采用χ2检验;对影响因素的分析采用多因素非条件logistic回归分析。以P<0.05为差异有统计学意义。
 
  2 结果
 
  2.1 基本特征
 
  217名家庭医生中, 男性74人, 女性143人, 男女比例为1∶1.9, 平均年龄 (39.1±9.34) 岁。文化程度:大学专科及以下者24人 (占11.1%) , 大学本科156人 (占71.9%) , 硕士及以上者37人 (占17.1%) 。初级职称者40人 (占18.4%) , 中级职称者167人 (占77.0%) , 副高及以上者10人 (占4.6%) 。182名 (占83.9%) 家庭医生婚姻状态为在婚。参与轮班者75人 (占34.6%) 。合同类型为在编者186人 (占85.7%) , 非在编者31人 (占14.3%) 。平均月收入5 000~8 000元者最多, 有122人 (占56.2%) 。55.8%的人员 (121人) 自评健康状况为一般, 较好和较差者分别占29.0% (63人) 和15.2% (33人) 。
 
  2.2 职业倦怠
 
  职业倦怠的三个维度平均得分分别为:情绪耗竭 (2.30±1.36) 分, 人格解体 (1.73±1.17) 分, 个人成就感降低 (4.01±1.26) 分。其中无职业倦怠者105人, 占48.4%;轻中度职业倦怠者28人, 占12.9%;高度职业倦怠者84人, 占38.7%。总职业倦怠率为51.6%。
 
  2.3 不同人口学特征家庭医生职业倦怠情况
 
  家庭医生的职业倦怠阳性率在年龄、婚姻、职称与自评身体健康状况不同的人群间的差异具有统计学意义 (P<0.01) 。见表1。
 
  表1 不同人口学特征家庭医生职业倦怠率

 
  2.4 社会支持
 
  调查对象社会支持总平均分为 (40.10±7.03) 分, 三个维度平均分分别为:主观支持 (22.30±4.56) 分, 客观支持 (10.20±3.19) 分, 支持利用度 (7.62±1.70) 分。将社会支持得分按照中位数划分低、高水平, 社会支持总分低者和高者分别为111、106人, 各占51.2%和48.8%。其中, 主观支持低者和高者分别为113、104人, 各占52.1%和47.9%;客观支持低者和高者分别为123、94人, 各占56.7%和43.3%;支持利用度低者和高者分别为161、86人, 各占74.2%和25.8%。单因素分析结果显示, 虹口区家庭医生的职业倦怠率在社会支持总得分不同的人群及三个维度得分不同人群之间的差异均无统计学意义 (P>0.05) 。见表2。
 
  表2 不同社会支持情况家庭医生职业倦怠率

 
  2.5 应对方式
 
  积极应对方式平均分为 (24.10±6.42) 分, 消极应对方式平均分为 (10.50±4.50) 分。将应对方式得分按照中位数划分为低、高水平, 积极应对得分低者和高者分别120人、97人, 各占55.3%和44.7%;消极应对得分低者、高者分别为121人、96人, 各占55.8%、44.2%。单因素分析结果显示, 积极应对和消极应对得分不同人群之间的职业倦怠率差异均有统计学意义 (P<0.05) , 积极应对水平低者, 职业倦怠率高, 消极应对水平高者, 职业倦怠率高。见表3。
 
  表3 不同应对方式情况家庭医生职业倦怠率

 
  2.6 职业倦怠的影响因素分析
 
  以单因素分析结果为基础, 将导致职业倦怠率差异有统计学意义的4个人口学基本特征自变量, 合并社会支持和应对方式, 共同引入回归模型进行职业倦怠的多因素非条件logistic回归分析。采用Enter自变量筛选方法, 进入模型的界值标准选择0.05, 剔除界值标准选择0.10, 综合分析这些因素对职业倦怠 (是=1, 否=0) 的影响。多因素分析结果显示:社会支持、应对方式水平均不是职业倦怠的影响因素 (P>0.05) ;而年龄大、自评健康状况差者, 职业倦怠率也高:以年龄<30岁为参照, 年龄为30~39岁、40~49岁和50岁以上者, 职业倦怠发生的风险分别是参照组的8.62倍、20.87倍和15.06倍 (P<0.01) ;以健康状况较好者为参照, 健康状况一般和较差者职业倦怠发生的风险分别是参照组的4.59倍和41.59倍 (P<0.01) 。见表4。
 
  表4 职业倦怠的多因素非条件logistic回归分析

 
  3 讨论
 
  本次调查发现, 上海市虹口区家庭医生人群以中青年女性、本科学历为主, 总职业倦怠率为51.6%, 其中轻中度职业倦怠率为12.9%, 高度职业倦怠率为38.7%。总职业倦怠率低于2016年上海市闵行区家庭医生 (79.2%) [12]和2010年葛文珍等[13]报道的社区卫生服务中心医务人员 (77.3%) , 但高度职业倦怠率却高于2016年闵行区家庭医生 (12.3%) [12], 亦高于2017年上海市浦东新区远郊社区卫生服务中心全科医生 (10.59%) [14], 表明本次调查的家庭医生职业倦怠现象较严重。家庭医生的日常工作复杂, 其工作内容集预防医学、临床医学和康复医学于一体, 同时要面对广大的社区和家庭, 工作任务繁重, 精神长期处于高压状态, 因而职业倦怠现象普遍存在。此次单因素分析显示, 年龄大、在婚、职称较高、自评健康状况较差, 以及积极应对水平较低和消极应对水平较高者, 职业倦怠率较高, 而不同社会支持水平人群间职业倦怠率差异无统计学意义 (P>0.05) ;而在多因素分析中, 消除因素间的相互影响后, 仅显示年龄和身体健康状况是发生职业倦怠的影响因素 (P<0.01) 。分析其原因, 这可能与近几年来随着家庭医生制度的不断完善, 整个社会支持环境更有利于家庭医生的工作和成长, 家庭医生对自己的工作内容和工作方式也不断地在适应和熟练, 能更好地应对繁重的工作任务, 缓冲社会压力, 从而可能减轻了社会支持程度和应对水平低对引发职业倦怠的影响。而年龄大、健康状况不良者, 其体力、精力逐渐衰退, 他们在面对负荷强度高、工作时间不固定、纷繁琐碎的工作时容易产生情绪和身体的损耗, 因而更容易发生职业倦怠。而应对方式作为紧张系统或应激反应结果的重要中间因素, 可以有目的、有意识地调节个人对现实环境的变化, 不同的应对方式可能导致不同的应激反应水平[15], 从而对健康产生不同的影响。本次调查中, 积极应对水平较低而消极应对水平较高者, 可能自身健康状况也相对较差, 因而职业倦怠现象也相对严重。
 
  在未来的干预过程中, 应持续创造支持性环境, 构建有效的社会支持系统, 进一步完善家庭医生制度, 为该群体建设能积极、安心工作的良好环境;针对年龄大、自身健康状况较差的家庭医生, 加强心理干预与疏导, 积极开展职工健康教育和健康促进, 提高家庭医生自身抗倦怠能力;同时让他们合理调整与分配日常工作, 提高工作效率, 降低职业倦怠, 促进职业健康。这些举措对于更好地完善家庭医生医疗队伍, 提高基层健康医疗卫生服务水平具有一定的意义。
 
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