工作场所暴力影响员工心理健康的组织支持纾解机制*——基于对医护人员的样本调查分析

赵富强， 刘惟伊

(武汉理工大学 管理学院，武汉 430070)

一、 引 言

工作场所暴力事件不但诱发员工心理健康风险，而且影响其工作态度、行为与绩效，从而不利于组织的可持续健康发展。近年来我国医院工作场所暴力事件频发，其不但造成医患关系紧张、医患间信任下降，而且也给医护人员带来巨大的心理负担，严重影响医护人员的心理健康，尤其是近年发生的北京朝阳医院眼科医生陶勇被砍、湖北孝感中心医院患者带刀医闹、江西胡医生查房被刺致死等医暴事件，说明医院暴力仍未得到有效遏制。医院工作场所暴力事件的发生在干扰医院诊疗秩序、降低医院诊疗质量的同时，也引发了医护人员的心理健康风险。新冠肺炎疫情期间，医护人员的巨大贡献得到社会广泛认可的同时，其在这场疫情中可能面临的心理健康风险也再次受到社会的广泛关注，已有多项研究表明疫情期间医护群体均存在不同程度的焦虑和抑郁[1-2]，而在履行诊疗工作时，只有具有良好心理健康状况的医护人员方能作出及时、科学以及准确的医学判断，进而有利于提高医院的服务质量。因此，2020年1月27日，国家卫生健康委印发《新型冠状病毒感染的肺炎疫情紧急心理危机干预指导原则》，将医护及相关人员列入重点关注人群。同年3月5日，国家卫生健康委和民政部联合印发《关于加强应对新冠肺炎疫情工作中心理援助与社会工作服务的通知》，要求加强对一线医护及相关人员的心理援助与社会工作服务。综上所述，从医院工作场所暴力氛围(简称医暴氛围)与防暴组织支持(简称防暴支持)角度研究如何纾解医暴氛围带给医护人员心理健康风险的影响，从而提升其心理健康水平，具有重要的现实意义。创伤后应激障碍(Post-traumatic Stress Disorder)、焦虑、抑郁和倦怠是目前最为普遍的心理健康风险表现[3]，而工作场所暴力影响员工心理健康的既有相关研究主要集中在创伤后应激障碍和倦怠方面，而对焦虑和抑郁的影响研究尚不多见[4]。同时，医院暴力作为工作场所暴力之一，在医患关系日趋紧张的背景下，医生群体的焦虑发生率为46.5%，抑郁发生率为46.9%，均远高于全国常模，这对医护人员工作职责的有效履行以及医院服务质量的提高带来严重不良影响[5]。基于此，本研究旨在关注医护人员心理健康风险中的焦虑和抑郁。

社会认知理论认为，患者、同事、家人以及社会对医护人员工作的反馈评价信息会影响医护人员的职业自我效能感，而自我效能感又影响个体的焦虑和抑郁水平[6-7]。为进一步探究医暴氛围影响医护人员心理健康风险的作用机制，本研究基于社会认知理论，提出职业自我效能感(Occupational Self-efficacy)中介医暴氛围对医护人员心理健康风险的影响。为纾解医暴氛围对医护人员心理健康的影响，本研究借鉴组织支持概念，引入防暴支持这一概念，根据社会交换理论，本研究认为良好的防暴支持有利于提高医护人员的职业认同，而具有高职业认同的个体在困难时会表现得更加坚定自信与坚忍不拔，对潜在职业威胁有着更为清晰的认知与灵活的应对[8]。基于此，本研究认为，对于高职业认同的医护人员来说，在医暴氛围下，会通过主动调控自身情绪或心理状态积极获取外界有利信息去预防和处理医院工作场所暴力事件，那么医暴氛围对其职业自我认同感以及心理健康的负面影响会大大减小。

基于此，本研究拟围绕“医暴氛围对医护人员心理健康风险的作用机制”这一核心问题，基于社会认知理论与社会交换理论，探究医暴氛围对医护人员心理健康风险的作用机制，重点分析防暴支持是否有利于医护人员塑造并增强职业认同，并通过职业认同纾解医暴氛围通过职业自我效能感对医护人员心理健康风险的间接作用机制。从而构建防暴支持管理实践，强化职业认同教育培训，进而形成医暴氛围影响医护人员心理健康的纾解机制，以期降低医暴氛围对医护人员心理健康风险的影响。

二、 理论基础和研究假设

(一) 医暴氛围对医护人员心理健康的作用机制

医暴即医院工作场所暴力，属于工作场所暴力之一，鉴于工作场所暴力对员工、组织与社会带来的危害，诸多学者从不同视角对工作场所暴力(Workplace Violence)的内涵进行了相关界定，其中最为广泛接纳与使用的是Wynne等的定义，其将工作场所暴力界定为“工作相关情形下，对工作人员的虐待、恐吓与攻击，并影响其安全、幸福与健康的明确或隐晦行为”[9]。研究表明，医护人员是世界上工作场所暴力的最主要受害者[10]，医院工作场所暴力是威胁医务工作者生理与心理健康的第一危险因素[11]。王立成等将医院工作场所暴力定义为“在医疗工作场所内，患者、家属或探访者等人对医疗卫生人员通过躯体、语言攻击和性威胁等造成其生理和心理伤害的暴力事件”[12]。Hesketh等将卫生保健工作者工作场所暴力分为躯体攻击、攻击威胁、情感威胁、言语的性骚扰和躯体的性骚扰四种类型[13]。Farinaz实证研究发现，一年内完全直接接触或直接和间接接触过工作场所暴力的护士报告创伤后应激障碍、焦虑、抑郁和倦怠的可能性是未接触过工作场所暴力护士的2至4倍[4]。暴力氛围感知即当个体面临暴力事件、信息传播、躯体攻击、威胁恐吓、情感虐待以及性骚扰时，所感知到的生理与心理上的威胁与挑战，其可以预测生理应激反应、心理应激反应(焦虑和抑郁)以及工作场所安全[14]。综上所述，本研究将“医院工作场所暴力氛围感知”简称为“医暴氛围”，描述为医护人员所感知到的患者及其家属对医护及相关人员造成生理和心理伤害的包括躯体攻击、攻击威胁、情感威胁、言语的性骚扰或躯体的性骚扰的暴力事件。根据情绪评价理论,认知工作不安全感会引发消极的情绪体验[15]，强烈的医暴氛围会增加医护人员的工作不安全感，进而影响医护人员的心理健康，加大医护人员焦虑或抑郁的风险。

自我效能感(Self-efficiency)是指人们对自己是否能实现某特定领域行为目标所需能力的判断和信念[16]，所以职业自我效能感是指自我效能感在工作领域的具体体现，即个体在职业生涯中所有与职业内容相关的自我效能感[17]。高自我效能感作为个体面对困境时的积极心理资源，是其身心健康的重要保护因子[18]，研究表明，自我效能感与抑郁、焦虑显著负相关[6-7]。根据社会认知理论，医护人员的职业自我效能感受到患者及其家属、同事、上级等与医护工作相关的人员的影响，工作过程中相关人员根据医护人员能否完成某项工作任务而采取的信息反馈或指导会使医护人员对自身能力产生一定判断，从而加强或削弱医护人员的职业自我效能感。因此，处于暴力氛围中的医护人员会认为患者及其家属不认可本人或所在职业群体的工作能力或工作质量，从而导致医护人员心情紧张或情绪低落[19]，进而挫伤医护人员的职业自我效能感。社会认知理论认为，自我效能感的主体对所处情境抱有积极的态度并预期成功的机会能帮助其有效应对组织环境障碍[20]，从而降低不良环境对个体带来的负面影响。因此，职业自我效能感可能是影响医暴氛围与医护人员心理健康间关系的重要因素。综上所述，医暴氛围可能通过医护人员职业自我效能感对自身心理健康产生影响。基于此，本研究提出如下假设：

假设H1：职业自我效能感在医暴氛围与医护人员焦虑/抑郁之间有显著中介作用。

(二) 职业认同的调节作用

职业认同(Professional Identity)是个体对所从事职业的肯定性评价[21]。个体职业认同很大程度上有利于其在多变职业环境中发现并抓住机遇，高职业认同个体在面临不确定情境时会表现得更加自信，更能积极调控情绪和主动探索外部信息，对潜在职业威胁有着更为清楚的认知[8]。因此，高职业认同个体会不断提高自我效能感，从而具备更高的自我调节能力与环境适应能力。反之，低职业认同个体会具有低职业决策效能感[22]。因此，高职业认同的医护人员能更好地适应与应对医暴氛围，降低医暴氛围对自身的不良影响。高职业认同影响下，医暴氛围对医护人员职业自我效能感产生的负向影响减小。综上所述，本研究提出如下假设：

假设H2： 职业认同负向调节医暴氛围与职业自我效能感间的关系，即职业认同感越强，医暴氛围对职业自我效能感的影响越弱。

根据社会认知理论，医暴氛围会降低医护人员的职业自我效能感，进而影响其心理健康，因而职业认同调节医暴氛围与职业自我效能感之间的关系，从而调节医暴氛围通过医护人员职业自我效能感对其心理健康的间接作用。具体而言，当医护人员职业认同水平较低时，其职业自我效能感越低，因而医暴氛围通过职业自我效能感对医护人员心理健康风险的影响越强；而对于具有高职业认同感的医护人员，其职业自我效能感越强，医暴氛围通过职业自我效能感对医护人员心理健康风险的间接作用越弱。综上所述，本研究提出如下假设：

假设H3：职业认同负向调节医暴氛围通过医护人员职业自我效能感对医护人员焦虑/抑郁的间接作用，职业认同水平越高，医暴氛围通过医护人员职业自我效能感对其焦虑/抑郁的间接作用越弱。

(三) 防暴支持通过职业认同的纾解机制

暴力预防氛围(Violence Prevention Climate)最早由Spector等提出，基于组织角度将其描述为员工对管理层制定的暴力预防政策、程序和培训等的看法或感知评价[14]。基于此，本研究将医院为预防和处理医护人员发生暴力事件而做出的一系列管理政策、程序、实践或措施等定义为“防暴支持”，具体包括组织支持、管理支持、管理承诺、管理培训、安全氛围营造、暴力事件发生前的预防、发生中的处置以及发生后的补救处理等。社会交换理论表明，员工对组织是否重视与关心自己的总体知觉与自信，反应组织对员工的责任[23]，即积极的防暴支持可以让医护人员感受到医院在暴力事件上对医护人员的支持与帮助,进而满足医护人员在职场环境中的工具与情感需求[24]，从而一定程度上有利于增强医护人员的职业认同。综上所述，本研究提出如下假设：

假设H4：防暴支持正向影响职业认同。

完善而有效的防暴支持有利于医护人员塑造并加强职业认同，防暴支持可为医护人员提供医暴事件的预防和应对措施以及心理关怀等，基于社会交换的互惠原则，医护人员对其所从事的职业和所在医院会产生强烈的认同感。社会认知理论认为，个体通过特定社会背景下角色模型的行为进行观察学习，从中提取信息并进行自我判断，进而对外部刺激作出一定反应[25]。医院针对医暴事件的防暴组织支持举措，会使具有高度职业认同的医护人员在医暴事件发生前后，更为积极主动地依照医院防暴政策与程序，预防与处理相关医暴事件，从而维持或增强其在医暴氛围下的职业自我效能感。因此，防暴支持可能通过职业认同阻碍医暴氛围对医护人员职业自我效能感的削弱作用，进而弱化医暴氛围对医护人员心理健康的消极影响。因此，防暴支持通过影响职业认同负向调节医暴氛围与职业自我效能感间关系。基于以上分析，提出下列假设：

假设H5：防暴支持通过影响职业认同负向调节医暴氛围对医护人员职业自我效能感的影响。

综上所述，本研究理论概念模型如图1所示。

图1 理论概念模型

三、 研究设计

(一) 数据收集

本研究采用问卷调查法收集数据。由于疫情影响，把各量表以问卷星的方式通过微信群发放给研究对象。问卷注明调查目的与填写规则，承诺保密原则，设置每位用户地址限填1次，随机选取北京市、上海市、湖北省、浙江省和广东省三甲医院中的在职医护人员，共发放问卷509份，剔除前后矛盾的无效问卷后得到有效问卷506份，回收率达99.41%。在性别方面，男性117名，占23.12%；女性389名，占76.88%。婚姻状况上，未婚者173名，占34.18%；已婚者331名，占65.42%；选择其他情况(离婚等)的2名，占0.40%。在学历方面，大专及以下55名，占10.87%；本科378名，占74.70%；硕士及以上73名，占14.43%。在职位方面，护士141名，占27.87%；医生365名，占72.13%。在职级方面，未定级56名，占11.07%；初级211名，占41.70%；中级192名，占37.94%；高级47名，占9.29%。在年龄上，平均年龄为30.889岁，标准差为6.571；在工作时间上，平均任职时间为9.077年，标准差为6.425。

(二) 变量测量

医暴氛围：采用改编自王培席等的中国版工作场所暴力量表[26]，将暴力实施者设定为“患者及其家属”，该量表共有五维10个条目，包括躯体攻击、威胁恐吓、情感虐待、语言的性骚扰和躯体性骚扰五个维度，例题如“近12个月有患者及其家属对您进行躯体攻击(躯体攻击包括咬、打、推、吐唾沫等行为)吗”。采用李克特5点计分方式，1-5分别代表“从未”、“1次”、“2次”、“3次”、“4次及以上”。该量表Cronbach’s α系数为0.756。

防暴支持：根据黄荷芳的护士工作场所暴力支持氛围感知量表[27]，该量表分为三个维度28项条目，例题如“管理层鼓励医护人员报告身体暴力”。采用Likert 5点计分，1-5分别代表“非常不符合”、“比较不符合”、“一般”、“比较符合”、“非常符合”。该量表Cronbach’s α系数为0.986。

职业自我效能感：采用Schyns和Collani的8条目简明版职业自我效能感量表[28]，采用Likert5点计分，从“完全不同意”到“完全同意”的分数为1-5分。例题如“以我的才智，我知道如何应对工作中突如其来的事情”。该量表Cronbach’s α系数为0.944。

职业认同：采用刘鸿宇等设计的职业认同感13条目量表[29]，例题如“为了单位的成功，我愿意尽全力去履行超过岗位要求的工作任务和职责”。得分越高，表示对职业认可度越高。采用Likert5点计分,从“完全不同意”到“完全同意”的分数为1-5分。该量表Cronbach’s α系数为0.948。

焦虑：采用Spitzer等的7条目广泛性焦虑障碍量表(GAD-7)[30]，例题如“最近两周感觉紧张，焦虑或急切”，各条目采用1-4分的4级评分法。该量表Cronbach’s α系数为0.929。

抑郁：采用Spitzer等的患者健康问卷9条目抑郁症状群量表(PHQ-9)[31]，例题如“最近两周做事情时提不起劲或只有少许乐趣”。该量表对各条目进行1-4分的4级评分法。该量表Cronbach’s α系数为0.904。

控制变量：由于医护人员的性别、年龄、婚姻状况、学历、工作时间、职位和职级等可能影响变量间作用关系，因而本研究将其作为控制变量。性别、年龄、婚姻状况、学历、职位和职级均为虚拟变量，男性编码为1，女性编码为2；30岁及以下编码为1，31～40岁编码为2，41～50岁编码为3，51岁及以上编码为4；未婚编码为1，已婚编码为2，其他情况(离婚等)编码为3；大专及以下编码为1，本科编码为2，硕士及以上编码为3；护士编码为1，医生编码为2；未定级编码为1，初级编码为2，中级编码为3，高级编码为4。

(三) 统计分析

本研究采用EXCEL进行数据录入与管理，使用SPSS 25.0进行描述统计、相关性分析以及多元线性回归进行中介作用与调节效应假设检验，并采用运用SPSS宏程序PROCESS程序进行有调节的中介作用假设检验。

四、 统计分析

(一) 共同方法偏差检验

本研究Harman单因子检验结果显示，未经旋转的因子分析发现8个特征值大1的公共因子，累计解释变异量为75.928%，其中第一因子解释变异量为36.717%，没有超过40%判断标准。进一步采用共同潜变量法检验共同方法偏差，加入共同方法偏差潜变量前后，验证性因子分析模型拟合指标变化为：Δχ2/df=-0.067，ΔGFI=0.005，ΔCFI=0.004，ΔNFI=0.005，ΔIFI=0.005，ΔTLI=0.005，ΔRMSEA=-0.001，没有较大改善，说明变量测量不存在严重的共同方法偏差。

(二) 验证性因子分析

本研究验证性因子分析结果如表1。六因子模型拟合效果最为理想，说明本研究变量间区分效度良好。

表1 验证性因子分析结果

(三) 描述性统计与相关性分析

各变量的平均值、标准差以及变量间相关系数如表2所示。医暴氛围与焦虑、抑郁呈显著正相关(r=0.306,p<0.001;r=0.307,p<0.001);医暴氛围与职业自我效能感呈显著负相关(r=-0.256,p<0.001);职业自我效能感与焦虑、抑郁呈显著负相关(r=-0.333,p<0.001;r=-0.321,p<0.001)；防暴支持与医暴氛围呈显著负相关(r=-0.361,p<0.001)；防暴支持与职业自我效能感呈显著正相关(r=0.491,p<0.001)；防暴支持与焦虑、抑郁呈显著负相关(r=-0.321,p<0.001;r=-0.351,p<0.001);防暴支持与职业认同呈显著正相关(r=0.587,p<0.001)；职业认同与医暴氛围呈显著负相关(r=-0.312,p<0.001);职业认同与职业自我效能感呈显著正相关(r=0.729,p<0.001)；职业认同与焦虑、抑郁呈显著负相关(r=-0.354,p<0.001;r=-0.352,p<0.001)。

表2 变量的相关系数

表3 中介作用回归分析

(四) 假设检验

1.职业自我效能感的中介作用检验

根据Baron和Kenny的中介检验程序[32]，本研究对职业自我效能感进行中介检验结果如表3所示。根据模型6和模型9可知，医暴氛围显著正向影响焦虑(β=0.246，p<0.001)和抑郁(β=0.221，p<0.001)；由模型2可知，医暴氛围显著负向影响职业自我效能感(β=-0.195，p<0.001)；由模型7和模型10可知，当职业自我效能感纳入回归后，医暴氛围对焦虑(β=0.190，p<0.001)和抑郁(β=0.173，p<0.001)显著下降。医暴氛围通过职业自我效能感影响医护人员焦虑的间接效应值0.056,其95%的置信区间为[0.040,0.095]，区间不包含0；医暴氛围通过自我效能感影响医护人员抑郁的间接效应值0.048,其95%的置信区间为[0.037,0.094]，区间不包含0。因此，职业自我效能感在医暴氛围与医护人员心理健康风险(焦虑/抑郁)之间存在部分中介作用。

2.职业认同的调节作用检验

本研究将医暴氛围、职业认同进行中心化处理后，采用分层回归检验职业认同对医暴氛围和职业自我效能感的调节效应，结果如表3所示。由模型4可知，将医暴氛围和职业认同的交互项放入回归方程后，交互项对职业自我效能感的负向影响显著(β=-0.042,p<0.05)，且交互项的回归系数方向与自变量相同。因此，职业认同负向调节医暴氛围与职业自我效能感间的关系，假设H2得到支持。

职业认同在医暴氛围与职业自我效能感间调节效应的简单斜率分析如图2所示。在高职业认同水平上，医暴氛围与自我效能感显著负相关，职业自我效能感随医暴氛围强度增加而有所提升；在低职业认同水平上，医暴氛围与职业自我效能感几乎没有影响。进一步采用Hayes的Process插件[33]的bootsrtap调节效应检验结果如表4，高职业认同下，医暴氛围与职业自我效能感显著负相关，而低职业认同下，医暴氛围与职业自我效能感没有显著影响。

如表5所示，在职业认同水平较低(M-1SD)和中等(M)的被试，职业自我效能感的中介效应bootstrap 95%置信区间的上、下限包含0，表明不存在中介效应；在职业认同水平较高(M+1SD)的被试，职业自我效能感的中介效应bootstrap 95%置信区间的上、下限不包含0，表明存在中介效应。根据Hayes有调节的中介效应检验方法[34]，当不同水平下间接作用有的显著有的不显著时，可以检验参数Index，本研究中“医暴氛围→职业自我效能感→焦虑”和“医暴氛围→职业自我效能感→抑郁”两条路径下的参数Index 95%置信区间均不包括0，表明均存在被调节的中介效应。因此，假设H3得到支持。

图2 职业认同在医暴氛围和职业自我效能感之间的调节效应

表4 简单斜率分析

表5 有调节的中介作用检验

3.防暴支持的纾解作用检验

本研究中职业认同的调节作用是在防暴支持的影响下发生的，即防暴支持通过医护人员的职业认同调节医暴氛围与医护人员职业自我效能感间关系。针对该类型有中介的调节效应，本研究使用系数乘积法[35]进行假设检验，结果如表6所示。由模型2可知，防暴支持显著正向影响职业认同(β=0.420,p<0.001)。因此，假设H4得到支持。根据系数乘积法，如果防暴支持对职业认同的影响系数(模型2，β=0.420,p<0.001)与“医暴氛围*职业认同”的交互项对职业自我效能感的影响系数(模型6，β=-0.050,p<0.05)的乘积显著，则表明存在有中介的调节效应。Sobel检验表明，间接效应为-0.021(即0.420*(-0.050))，效应显著(Z=-2.151,p<0.05)；运用Bootstrap法对全样本进行5000次抽样发现，医暴氛围与职业认同交互项95%置信区间为[-0.096，-0.004]，区间不包含0，进一步证明间接调节效应显著。因此，假设H5得到支持。

表6 防暴支持的调节作用

五、 结果讨论

(一) 研究结论

本研究通过医暴氛围对医护人员心理健康作用机制以及防暴支持纾解机制的模型构建与实证研究得出如下结论：(1)职业自我效能感中介医暴氛围对医护人员心理健康(焦虑/抑郁)的影响。其中医暴氛围正向影响医护人员的心理健康风险，职业自我效能感与医护人员的心理健康风险呈负相关，这与Spector等[14]、Farinaz[4]、于成林等[6]、陈倩冬等[7]学者的研究结论一致。(2)职业认同负向调节医暴氛围对医护人员职业自我效能感的直接作用以及其通过职业自我效能感对心理健康风险(焦虑/抑郁)的间接作用。说明职业认同的确能够抑制医暴氛围对医护人员职业自我效能感的削弱。(3)防暴支持正向影响医护人员的职业认同。这与社会交换、社会认同以及资源保存等理论相一致。(4)防暴支持通过影响职业认同负向调节医暴氛围与职业自我效能感之间的影响关系。说明医院的防暴政策、程序与措施能够有效提升医护人员的职业认同，从而抑制医暴氛围对自我效能感的削弱，进而缓解医暴氛围对医护人员心理健康风险的影响。

(二) 理论贡献

本研究主要理论贡献在于：(1)丰富了医暴氛围影响效果的理论研究。本研究通过实证研究阐释了医暴氛围通过削弱其职业自我效能感，从而影响医护人员心理健康风险的作用机理，因而拓展了医暴氛围对医护人员心理健康风险的作用路径与机制研究；(2)拓展了职业认同的情景条件研究。职业认同在医暴氛围对职业自我效能感直接作用以及其通过职业自我效能感对医护人员心理健康间接作用的情景条件研究，有利于学界更好地认识与理解医暴氛围为何会对医护人员心理健康水平产生不同程度的影响；(3)提出了医暴氛围对心理健康的纾解机制研究。本研究通过探究防暴支持通过职业认同纾解医暴氛围通过职业自我效能感对其心理健康风险的影响，从而在探究医暴氛围对医护人员心理健康风险作用机制探究的基础上，明确了防暴支持通过职业认同在其间的纾解机制。

(三) 管理启示

本研究通过揭示医暴氛围对医护人员心理健康(焦虑/抑郁)作用机制与防暴支持纾解机制的研究，对医院管理层如何有效防范医暴事件发生、缓解医暴氛围影响、提高职业自我效能感、提升职业认同以及防范与化解医护人员心理健康水平具有重要的指导意义。(1)医院管理层应充分考虑与积极实施心理援助、教育培训以及组织关怀等，提高医护人员职业自我效能感，例如鼓励医护人员多参加继续教育与学术交流、关怀医护人员家属、建立完善的医护人员职业发展机制、日常工作中管理层多鼓励与认可医护工作、认真听取并适当采纳医护人员对于医院暴力管理方面的建议等；(2)医院管理层应建立完善的防暴组织管理实践与措施，例如成立跨专业工作小组，设计并推行预防医暴计划，具体包括对医院的危机评估、安全预案和预警机制等；加强风险管理，具体包括完善医院监控手段、完善医院异常事件通报系统、对暴力事件个案进行风险评估、对高风险医护及相关人员提供个人防护装备等；对医护及相关人员进行预防及处理暴力事件的科普及培训等，从而纾解医暴氛围对医护人员心理安全健康风险的影响；(3)医院管理层一方面应该通过培训开发、团队拓展训练以及知识技能提升等培育开发员工的职业自我效能感，以弱化医暴氛围对医护人员心理健康的传导影响；另一方面，应该加强医护人员职业使命感、意义感、责任感以及义务感等培训，从而提升医护人员职业认同，以强化防暴支持对医暴氛围影响医护人员心理健康的纾解作用。

(四) 研究展望

由于知识、资源、能力和认知所限，本研究还存在如下局限：(1)数据采集。本研究采用横截面数据分析变量关系与检验理论模型，虽然可以反应变量间累积因果关系但难以真实反应变量间时间序列因果关系，因而未来研究可尝试利用纵向研究设计或多波段收集数据，从而使变量间因果关系更具严谨性。(2)同源方差。本研究数据均源自医护人员自行填写的问卷，因而共同方法偏差在所难免，因而未来研究可以考虑主观评价与客观评价相结合的异源配对法等方式来测量各个变量，以提高数据质量。(3)控制变量。本研究尽管选取医护人员的性别、年龄、婚姻状况、学历、工作时间、职位与职级作为控制变量，但仍然存在例如科室等其他因素对研究结果的影响，因而未来研究可进一步探索可能对职业自我效能感、职业认同、医护人员心理健康风险等变量产生影响的其他因素。(4)变量测量。本研究所测量的医暴氛围仅考虑了医护人员直接接触医暴事件的情况，而没有考虑医护人员间接接触医暴事件的情形，因而未来研究可进一步探究医护人员以不同的形式接触不同类型暴力事件后的心理健康状态，从而丰富完善医暴氛围对医护人员心理健康风险的影响机制。