医务人员生活满意度与总体幸福感的关系：自尊的中介效应

苏艳华，令狐红红，寇 慧

(遵义医科大学 管理学院心理健康研究中心，贵州 遵义 563099 )

总体幸福感(general well-being)是评价者根据自定的标准对被评价者生活质量的整体性评价，是衡量个人和社会生活质量的一项重要的综合性心理学指标[1]。生活满意度是主观幸福感的重要认知成分，指当个体在生活各方面的需求、愿望得到满足时所产生的主观合意程度的知觉，是一个人按照自己选择的准则来对自己的生活质量做出的全面性认知评估[2]。随着经济的发展，人们对医疗卫生服务需求增加，医务人员长期处于高强度、高压力、高风险的工作之中。加之近年来，医患矛盾日益突出，医务人员的生活质量和心理健康受到严重影响，急需得到社会关注[3]。

生活满意度是维护医疗人员心理健康的重要因素，是衡量医疗人员生活质量的重要参数。针对医务人员生活满意度的研究结果显示职称、月收入、主观幸福感与生活满意度总分呈正相关[4]。另外，调查结果显示三甲医院的女性医务人员的总体幸福感水平较二甲医院的高[5]，但是有研究结果显示二甲医院医务人员的幸福感显著优于其他医院[6]，刘欢等研究结果显示相较于成人常模，医务人员的主观幸福感处于中等水平[7]。自尊是个体对自我的情感体验[8]，是生活满意度最强有力的预测指标[9]，针对不同群体(聋哑学生、大学生)的研究发现自尊与主观幸福感有着正相关[10-11]，已有研究对于医务人员幸福感的结果不一致，是否是自尊在其中起着作用？但是针对医务人员自尊研究相对较少，自尊、生活满意度与幸福感三者之间的关系尚不清楚。因此，本研究通过对某三甲医院医务人员的调查，分析总体幸福感、生活满意度和自尊的现状及其关系，为维护医务人员身心健康，提高工作效率和生活质量提供依据。

1 对象与方法

1.1 对象 从某三甲医院随机抽取4个科室，然后从中随机抽取医务人员300名。随机分发问卷300份，回收问卷300份，回收率100%，其中有效问卷286份，有效回收率为95%。在年龄上，25岁以下医务人员比例较高，占51.7%；工作的时间上，工作一年以下的医务人员最多，有128人，所占比例为44.7%；婚姻状况，未婚医务人员较多，共189人，占66%；该院员工总体学历较高，本科学历人数166人；工资水平上，达到8000元以上的员工相对较少，仅56人，占19.5%。

1.2 测量工具 采用Rosenberg等编制的自尊量表(Slef-esteem Scale,SES)，中文版选自《心理卫生评定量表手册(增订版)》[12]。自尊量表用以评定个体关于自我价值和自我接纳的总体感受，评定的是总体自尊。该量表共10个题目，采用Likert 4点量表进评分，1=非常符合，4=很不符合，其中第3、5、8、9、10题反向计分。量表总分范围为10～40分，分值越高，表示自尊越高。本研究中问卷的内部一致性信度Cronbach'sα系数为0.62。

生活满意度量表(Life Satisfaction Scales)，选自中文版《心理卫生评定量表手册(增订版)》[12]， 用以测量对个体生活的整体认知判断和概括的认知和评价。该量表包含三个分量表：一个他评量表，即生活满意度评定量表(Life Satisfaction Rating Scale,LSR)以及两个自评量表即生活满意度指数 A(Life Satisfaction Index A,LSIA)和生活满意度指数 B(Life Satisfaction Index B,LSIB)。本研究采用LSIA和LISB量表。LSIA由与LSR相关程度最高的20个条目组成，在“同意”、“不同意”和“？”3种选项上进行选择，总分范围在0～20分。LSIB由于LSR高度相关的12个开放式、清单式条目组成，总分范围在0～22。分数越高，生活满意度也就越高。本研究中问卷的内部一致性Cronbach'sα系数为0.64。

总体幸福感量表(General Well-being Schedule,GWB)，选自中文版《心理卫生评定量表手册(增订版)》[12]，测量对幸福的陈述。该量表由6个因子组成，分别是对健康的担心、精力、对生活的满足和兴趣、忧郁或愉快的心境、对情感和行为的控制以及松弛与紧张。此量表共有33个条目，分数越高，总体幸福感就越高。本研究中问卷的内部一致性Cronbach'sα系数为0.76。

1.3 统计分析方法 问卷收回后，使用Epidata 3.0软件进行数据的录入，采用SPSS 20.0对医务人员的自尊、生活满意度与总体幸福感在人口学变量上(性别、婚姻状况等)进行描述性分析、t检验、多因变量方差分析。对生活满意度和总体幸福感，自尊量表的关系进行了相关分析和回归分析，检验的显著性水平为P<0.05。

2 结果

2.1 医务人员总体幸福感的现状 将本研究中某三甲医院医务人员的总体幸福感与全国常模(男性得分75，女性得分71)[13]进行单样本t检验，结果发现男性医务人员的总体幸福感水平(M=63.98)显著低于全国常模(t=-18.18,df=125,P<0.001)，女性医务人员的总体幸福感水平(M=63.57)也显著低于全国常模(t=-13.94,df=159,P<0.001)。

2.2 医务人员的自尊、生活满意度与总体幸福感在人口学变量上的差异比较 对医务人员的自尊、生活满意度与总体幸福感总分在性别和婚姻状况上进行独立样本t检验发现差异均无统计学意义(allt<1.69,allP>0.090)。总体幸福感六个因子中，“对情感和行为的控制”因子上存在显著的性别差异(t=2.19,df=284,P=0.029)，男性得分高于女性。

对医务人员的自尊、生活满意度与总体幸福感总分在工作时间上进行多因变量方差分析发现差异均无统计意义(allF(4,281)<1.67,allP>0.157)。总体幸福的六个因子中，“对情感和行为的控制”因子存在显著差异(F(4,281)=3.33,P=0.011)，事后检验发现，工作1年以下的医务人员对情感和行为的控制优于工作2～5年的医务人员，达到边缘显著(P=0.059)。其他因子上差异均不显著。

对医务人员的自尊、生活满意度与总体幸福感总分在收入上进行多因变量方差分析发现，仅自尊上存在显著差异(F(3,282)=2.94,P=0.033)，事后检验表明，收入在3 000以下的医务人员自尊水平显著高于收入在8 000以上的医务人员(P=0.037)。总体幸福的六个因子中，“忧郁或愉快的心境”因子上存在显著差异(F(3,282)=2.87,P=0.033)，事后检验表明，收入在3 000～5 000的医务人员在该因子上得分高于收入在5 000～8 000的医务人员(P=0.024)。其他因子上差异均不显著。

对医务人员的自尊、生活满意度与总体幸福感总分在学历上进行多因变量方差分析发现，仅自尊上存在显著差异(F(5,280)=2.32,P=0.043)，事后检验并未发现任何显著的差异。总体幸福的六个因子中，“对情感和行为的控制”因子上存在显著差异(F(5,280)=2.66,P=0.023)，事后检验表明，中专学历的医务人员在该因子上得分显著高于研究生学历的医务人员(P=0.015)。其他因子上差异均不显著。

2.3 医务人员的自尊、生活满意度与总体幸福感的双变量相关 如表1所示，性别、年龄、工作时间、婚姻状况、学历和收入这些人口统计学变量均与总体幸福感无显著相关，因此不纳入回归分析。医务人员的自尊与生活满意度指数A之间存在显著的正相关(r=0.89,P<0.01)，自尊与总体幸福感存在显著的正相关(r=0.78,P<0.01)，医务人员的生活满意度指数A与总体幸福感存在显著的正相关(r=0.71,P<0.01)。但生活满意度指数B与其他几个变量均不存在显著相关，因此，仅将生活满意度指数A纳入回归分析。

表1 双变量相关分析(n=286)

变量123456789101性别12年龄-.26∗∗13工作时间-.30∗∗ .87∗∗14婚姻状况-.15∗∗ .74∗∗.71∗∗15学历-.02 .40∗∗ .22∗∗.28∗∗16收入-.28∗∗ .68∗∗.69∗∗.59∗∗.30∗∗17自尊-.01 -.05 -.09-.003.03-.15∗∗18生活满意度A-.02 -.05 -.08.02.02-.14∗.89∗∗19生活满意度B-.003 -.07 -.09-.05.02-.05-.03-.071.10总体幸福感-.03 .02 -.04 .05.07-.07.78∗∗ .71∗∗.021

*：P<0.05,**：P<0.01。

2.4 自尊的中介效应 采用温忠麟等[14]提出中介检验程序对数据进行检验，本研究假设生活满意度是自变量(X)，自尊为中介变量(M)，医务人员总体幸福感为因变量(Y)。自尊的中介效应分析结果见表 2。

表2 生活满意度对总体幸福感的回归分析(N=286)

因变量自变量RR2△R2FP总体幸福感生活满意度0.710.510.51295.67P<0.001自尊生活满意度0.890.780.781022.46P<0.001总体幸福感生活满意度0.780.610.51222.52P<0.001自尊0.10

第一步回归分析中，检验回归方程Y=cX+e1中的回归系数c，发现该系数显著，此回归方程有意义，生活满意度对幸福感的直接效应显著；第二步回归分析中，检验回归方程M=aX+e2中的回归系数a，发现该系数显著；第三步回归分析中，检验回归方程Y=c’X+bM+e3中的回归系数b，发现该系数显著，此回归方程有意义(见表3)。上述三个回归系数都是显著的，这表明自尊的中介效应显著。为了验证自尊是完全中介还是部分中介，检验第三个回归方程Y=c’X+bM+e3中的回归系数c’，但并未发现显著效应。这表明，自尊的中介效应为完全中介，即生活满意度对总体幸福感的影响都是通过中介变量自尊实现的。

表3 自尊中介效应的依次检验(N=286)

步骤标准化回归方程SEtp第1步y=0.71x0.0917.20∗∗∗P<0.001第2步m=0.89x0.0431.98∗∗∗P<0.001第3步y=0.68 m0.148.58∗∗∗P<0.0010.11x0.180.165

3 讨论

3.1 医务人员总体幸福感现状 本研究发现，无论男女医务人员，其总体幸福感水平均显著低于全国常模，表明医务人员的总体幸福感水平较常人更低。这与已有研究结果不一致，邓云龙等调查结果显示，医务人员的主观幸福感较高，但是直接面对病人的医务人员主观幸福感总体低于非直接面对病人者，也就是主观幸福感与工作性质有关。这从另一个角度也说明了本研究中医务人员主观幸福感低[15]。首先，从工作性质与强度上而言，医务工作与患者的生命健康息息相关，充满了高风险和不确定性，工作时间长，工作量大，医务人员可能普遍存在较高的工作和心理压力。其次，从继续教育和职业需求上来说，医务人员晋升职称需要进行科学研究获得学术成果，但繁重的工作使其无法投入足够的时间和精力进行科研。最后，从医患关系上来说，当前医患关系日趋紧张，患者和家属的误解和不尊重、病人的不合作以及媒体的负面报道，使得医务人员面临巨大的社会压力。因此，医务人员的幸福感水平较低。

3.2 医务人员自尊、生活满意度和总体幸福感在人口统计学变量上的差异 医务人员的自尊、生活满意度与总体幸福感在性别、婚姻状况和工作时间上均无显著差异。这表明，性别、婚姻状况和工作时间对该院医务人员的自尊、生活满意度和总体幸福感影响不大。但收入在3000以下的医务人员自尊水平显著高于收入在8000以上的医务人员，并且自尊与收入存在负相关这与前人研究不一致。已有研究发现医务人员的职称、工作性质、受教育程度及职业是影响医务人员的主观幸福感的重要因素[15]。有研究者指出，收入与幸福感之间的关系并非正相关，而是曲线性的，当收入能够满足人们基本物质需求时,其对幸福感的提升作用就会被社会比较、适应和欲望等心理因素削弱[16]。最后，总体幸福感六个因子中，“对情感和行为的控制”因子上男性得分高于女性，且工作1年以下的医务人员得分高于工作2～5年的医务人员，中专学历的医务人员得分显著高于研究生学历的医务人员。

3.3 医务人员的自尊在生活满意度与总体幸福感之间起完全中介作用 本研究发现，生活满意度能正向预测总体幸福感，自尊能正向预测总体幸福感，这与前人研究一致[17-19]。但当自尊加入模型之后，生活满意度对总体幸福感的直接预测效应不显著，自尊在二者之间起着完全中介作用。这表明医务人员的生活满意度并不能直接影响总体幸福感，而是完全通过自尊起作用。有研究发现，自尊在焦虑、孤独感组成的负向情绪因素与总体幸福感间具有部分中介作用[20-21]。医务人员的生活满意度越高，自尊水平越高，进而总体幸福感也越高。若由于现实条件限制，确实无法大幅提高医务人员的生活满意度，则可在工作中的方方面面体现出对医务人员自尊的保护和提升，使得他们对自己有较高的评价和较为积极的情感体验，那么即使医务人员的生活满意度相对较低，也不会影响其总体幸福感。

医务人员的总体幸福感水平较低，自尊在生活满意度和总体幸福感之间起完全中介作用。