医师职业倦怠影响因素的meta分析*

——叶俊英 王 欢 吴 昊 张 华 马翔宇 张文华

职业倦怠是指个体所表现出来的情绪衰竭、去人性化和低成就感等综合症状[1]。医师是工作倦怠的高发群体[2]，倦怠因素有工作负担过重，时间压力，角色冲突，努力-回报失衡等。Williams E S等[3]认为，医师工作倦怠会导致患者对医师的信任度下降，依从性降低，进而加重患者病情。Christensen J F等[4]研究发现，工作倦怠还会导致医师出现医疗差错，医疗差错又会加重医师倦怠症状，从而形成恶性循环。我国的职业倦怠研究起步较晚。李永鑫指出，我国真正心理学意义上的职业倦怠研究始于2003 年[5]。相关实证研究从 2005年才逐渐兴起，从最初翻译和综述国外理论[6-7]，发展到对职业倦怠现状描述和影响因素实证性研究。廖皓磊[8]指出，青年医护人员出现医德医风和医疗质量滑坡的现象与其职业倦怠密切相关。2008 年一项调查研究结果显示，高达52.4% 的医师出现中度及以上职业倦怠[9]。此后研究除了较为一致地强调医护人员普遍存在职业倦怠外，还针对性别、年龄、工龄、婚姻、职称、科室等展开研究。然而，由于样本偏倚，测量工具和诊断标准等存在差异，各研究存在分歧：在情感衰竭这一维度上，周连红[10]、杨文[11]等的研究表明，女性医师的情感衰竭比男性医师严重，而黄云[12]、王惠[13]、郑云哨[14]的研究结果正好相反；在低成就感这一维度上，周连红[10]、张瑜[15]、卢梦婕[16]等的研究结果是高级职称医师的低成就感高于低级职称的医师，而任霞[17]、刘付英聪[18]的研究结果恰好相反。诸如此类的研究结果无法对中国医师职业倦怠的真实状况进行明确判断。本研究运用meta分析法，对近年来医师职业倦怠研究成果进行梳理汇总，以分析医师职业倦怠研究现状，探索性别、婚姻、职称、科室等对医师职业倦怠造成的真实差异。

表1纳入26篇文献的基本情况

编号研究者年度(年)样本量(人)调查工具地区1周连红20151611MBI-HSS北京市2张瑜2015180MBI-GS北京市3任霞2007256MBI-HSS北京市4尹良鑫2012460MBI-GS福建省5刘付英聪2012266MBI-HSS深圳经济特区6祝永明2015223MBI-HSS嘉兴7卢梦婕2014237MBI四川成都8黄云2011692CMBI贵州等西部三省9沈迪文2015602CMBI全国3个地区(江苏为主)10杨文2006210MBI湖北随州市11崔妫2014297MBI-GS全国10个地区(北京为主)12王惠2008646CMBI江苏13冯霄2010202MBI浙江14郑云哨2009403MBI-GS济南15史靖宇2017592MBI-HSS上海16唐佃珍2013902CMBI全国(江苏为主)17张文瑄20161098CMBI全国30个省市18胡斌2013145MBI-GS辽宁19李亚红201298MBI湖北20孙元林2005232MBI大连21姜庆伟2011160MBI江苏22刘梦明2012372MBI新疆23杨坚2014148MBI-GS河南24朱伟2006561MBI-GS四川25李秀玲2011283MBI-GS唐山26Hui Wu20131618MBI-GS辽宁

1 研究设计

1.1 文献检索

以医师、医生、职业倦怠、情绪衰竭、去人性化、低成就感等为中文检索词，以Burnout(译为中文为情绪枯竭、情绪衰竭)、Physician、China等为英文检索词，在PubMed、Web of Science、Medline、康健外文生物医学期刊文献数据库、中国期刊全文数据库(CNKI)、维普中文科技期刊全文数据库、万方中文医药期刊数据库、万方电子期刊数据库中检索。检索时间均为建库至2017年3月。检索完成后，追踪检索参考文献。

1.2 文献纳入标准及结果

根据研究目的和纳入排除标准，由两名研究者初筛文献标题和摘要。阅读初步纳入的文献全文，最终确定纳入文献并提取数据。筛选结果不一致的文献，通过咨询第3位研究者或是讨论确定。文献的纳入标准为：(1)研究对象为医师；(2)使用专业的职业倦怠测量量表作为测量工具；(3)有明确的研究方法、结果分析；(4)职业倦怠测量结果为连续性变量。排除标准为：(1)研究对象中包含医技人员和护理人员；(2)研究数据是计数资料，未体现均值及标准差；(3)使用未经验证的自制量表；(4)重复发表的研究；(5)样本量小于50。

通过上述流程最终纳入文献26篇，包含中文文献25篇、英文文献1篇。纳入文献时间跨度为2005年-2017年，涉及全国30余个省市，总样本量达到12 494人，基本情况见表1。

1.3 变量编码

由于研究中涉及的变量众多，变量划分标准存在差异，部分变量尚未得到较多数据支持，因此本研究仅对医师的性别、婚姻、职称和科室分布做讨论。其中，职称分为初级、中级、高级3个等级，按照初级-中级、初级-高级、中级-高级分为3组比较；婚姻以已婚与未婚作比较；科室以内科、外科(妇科、儿科、精神科等因数量过少舍去)作比较。

1.4 效应量选择

职业倦怠量表的得分是连续性

变量，同时各研究所用量表并不一致，因此效应量计算应采用标准化均数差。首先，根据各文献的样本数、平均数和标准差计算效应量D值作为结局变量；其次，对各研究间的异质性进行检验，通过统计量I2确定效应合并模型的选择，如果I2< 50%说明研究间异质性较小，应选择固定效应模型，反之则为随机效应模型；再次，进行合并效应量D 值及其95% 置信区间( 95% CI) 的估计; 最后，进行合并效应量的Z检验。效应量的大小没有统一标准，一般把效应量绝对值分成的“小效应”(D<0.2)；“中效应”(0.20.8) 作为经验判断标准。同时还可以通过合并效应量D 值的95%置信区间(95%CI)来判断，如果95%CI 内不包含0，则效应显著; 如果95%CI 内包含0，则效应不显著。

表2医师职业倦怠的性别、婚姻、职称、科室差异情况

因素情绪衰竭去人性化低成就感性别(男-女) D0.0870.1480.011 Z(P值)2.41*2.86**0.29 I269.4%**85.3%**72.5%** 置信区间(0.016,0.158)(0.046,0.249)(-0.064,-0.086)婚姻(已婚-未婚) D0.407-0.120.079 Z(P值)2.69**2.46*1.58 I291.5%**64.5%**66.4%** 置信区间(0.110,0.704)(-0.216,-0.025)(-0.019,0.177)科室(内科-外科) D-0.054-0.058-0.012 Z(P值)1.371.670.22 I216.8%**0%**59.2%** 置信区间(-0.131,0.023)(-0.127,0.010)(-0.101,0.125)职称(初级-中级) D-0.075-0.0660.027 Z(P值)2.64**2.33*0.96 I222.50%**39.30%**48.10%** 置信区间(-0.130,-0.019)(-0.122,-0.011)(-0.028,0.083)职称(初级-高级) D0.005-0.007-0.023 Z(P值)0.070.090.21 I265.40%**64.60%**83.20%** 置信区间(-0.142,0.153)(-0.155,0.141)(-0.235,0.190)职称(中级-高级) D0.1020.0830.006 Z(P值)1.081.940.052 I277.80%**47.80%**73.60%** 置信区间(-0.083,0.288)(-0.001,0.166)(-0.170,0.183)

注：D表示合并效应量，*表示效应值P<0.05，**表示效应值P<0.01

2 结果

2.1 性别及婚姻差异

如表2所示，在情绪衰竭维度上，男性与女性医师、已婚与未婚医师具有显著差异(P<0.05)。其中，婚姻组在情绪衰竭上达到中效应水平，已婚医师的情绪衰竭明显高于未婚医师(P<0.01)。在去人性化维度上，男性与女性医师、已婚与未婚医师具有显著差异(P<0.05)，男性去人性化水平高于女性，已婚去人性化低于未婚。而在低成就感维度上，性别、婚姻两个组的合并效应值无统计学意义(P>0.05)。

2.2 职称差异

在情绪衰竭维度上，初级和中级医师在倦怠程度上有显著差异(P<0.01)，初级医师的情绪衰竭明显低于中级医师。在去人性化维度上，初级医师和中级医师在倦怠程度上有显著差异(P<0.05)，初级医师的去人性化水平明显低于中级医师。而在低成就感维度上，职称3个组的合并效应值均无统计学意义(P>0.05)。从上述结果可以看出，医师在情绪衰竭和去人性化维度上，初级医师相比于中级医师差异较小。

2.3 科室差异

医师的科室分布并不能很好地预测其职业倦怠水平，在情绪衰竭、去人性化和低成就感3个维度上，内外科医师并无显著差异(P>0.05)。

2.4 异质性检验

需要注意的是，在多数人口学变量的分组条件下,异质性检验I2系数都大于临界值50%，研究之间存在较大异质性，这提示研究组需要做异质性分析。由于涉及性别因素的研究有25项，样本数达到12 072人，具有较强的代表性。因此后文进行异质性评价时，以各研究特征对“情绪衰竭”因素“性别”差异效应量的影响为判断指标进行分析。

在纳入的26项研究中，异质性I2达到69.4%，这提示研究可能存在偏倚，需要进行异质性分析。经分析可知，研究5与其他研究可信区间无重叠，研究10、20与其他研究的可信区间重叠较少。经敏感性分析，排除研究5、10、20，发现Meta分析合并效应量结果未见明显改变。

对纳入文献进行Begg秩相关检验及Egger线性回归法检测漏斗图的不对称性，结果显示，Begg秩相关检验所得P=0.215，Egger线性回归法所得P=0.575，均提示无明显发表偏倚。

本研究还考察了时代变化、调查区域和量表类型等3个主要方面效应。结果显示，研究年度(P=0.738)、研究时间(P=0.903)并非研究异质性的来源，研究工具存在轻度异质性，这提示研究工具的不同可能是异质性的来源之一。因此，将研究工具分为亚组进行分析，可以减少因研究工具不同造成的异质性。

3 分析与讨论

3.1 性别、婚姻对医师职业倦怠的影响

研究结果显示，医师的性别差异在情绪衰竭和去人性化维度上效应具有统计学意义，在低成就感维度上无统计学意义。男性医师的情绪衰竭明显高于女性医师；男性医师的去人性化水平显著高于女性医师，这一点和德国萨克森州的研究一致[19]。分析原因可能是社会大众对男性的事业成就期望更高,男性在工作上会投注更多的精力和资源,更易发生情绪衰竭和去人性化。同时男性医师由于其性别特征，在和患者交流的耐心和亲和力方面不如女性医师，故医院管理层应强化男性医师的医患沟通能力，避免因去人性化引起医患纠纷。

婚姻状况对医师的情绪衰竭和去人性化维度效应具有统计学意义，而低成就感维度无统计学意义。已婚医师的情绪衰竭明显高于未婚医师，这不同于以往研究结果。如王晓春[20]指出，未婚者的倦怠得分更高，而且单身者比离婚者高。分析原因可能是医师的受教育周期较长，结婚生子的年龄也普遍较其他职业人群推迟，故多数医师具有临床工作、科研工作、晋职晋升的工作压力，以及生活经济压力，这是已婚医师尤其是年轻医师面对的主要问题和负担[21]，而这些因素都成为已婚者倦怠情况高于未婚的重要原因。

3.2 职称、科室对医师职业倦怠的影响

职称(初级-中级)对医师的情绪衰竭和去人性化效应具有统计学意义，而低成就感3个职称分组均无统计学意义。不同职称的医师承担的工作不同，工作压力感受差异显著，中级职称的医师感受到的压力最大[22]，承担的工作介于初级职称医师和高级职称医师之间，故在情绪衰竭和去人性化这两个维度上表现最明显。医院管理者应更加关注中级职称医师的职业倦怠问题，采取积极有益的措施以维护其职业心理健康。

不同科室的医师在职业倦怠水平上无显著差异，这一方面可能是由于医师行业整体上的倦怠水平都比较高，另一方面也可能与研究的科室分类有关，大多数文献只是对科室简单分类，尚未对不同科室的人群进行细致调查，而妇科、儿科、产科、精神科等专科的研究更为稀少，这也提示我们在今后应加强这方面的研究。

3.3 研究特征对医师职业倦怠研究的影响

本研究纳入文献的异质性较高，这可能是由研究特征的调节效应引起的。在未排除研究5、10、20之前，发现研究工具、时间和地区都不是研究异质性的来源，而在排除之后，发现研究CMBI量表和MBI-HSS量表是研究异质性的主要来源。MBI-HSS是服务行业版的职业倦怠量表，CMBI是汉化版的职业倦怠量表。本研究显示，这两种工具的不同对职业倦怠横截面调查的结果有较大影响，值得关注。在对不同行业的人群进行职业倦怠研究时，应选择合适的调查工具，否则会对研究结果产生影响。而对于国内职业倦怠研究的调查工具而言，在权威性和科学性上可能需要进一步加强。

4 展望

除了探讨医师职业倦怠影响因素外，本研究还发现，国内文献对医师职业倦怠的研究多停留在三级综合性医院，分类也只简单地区分内外科，没有针对专科医院、专科医师进行深入研究。研究大多也只限于影响因素，未扩展到对医师职业倦怠的干预研究，相关实证研究稀缺。因此提出以下建议：(1)实证研究中将所有可能的影响因素均纳入研究，以便得到更全面的研究资料。(2)实证研究要有针对性。如全面二孩政策落实以来，产、儿科医师的工作压力明显增加，因此应加强对这部分专科医师的职业倦怠研究。(3)现有的研究均针对公立医院医师，未查到民营医院医师的职业倦怠研究。因此研究和关注民营医院医师职业倦怠也是各级卫生行政管理者的下一步工作。(4)应当继续完善职业倦怠调查工具，使之更具权威性。