自尊在绍兴市某医院医护人员社会经济地位与情绪调节策略间的中介作用分析

平宇婷，郑 雯，张曼华

首都医科大学医学人文学院，北京，100069

医护人员作为情绪劳动密集的群体,在工作中可能会产生职业倦怠[1],共情疲劳[2],甚至创伤后应激障碍等心理问题[3],严重影响其身心健康。而随着医护人员的心理健康问题逐渐进入大众视野,适应性的情绪调节策略作为保障其身心健康的要素之一[4],逐渐受到了研究者的关注。情绪调节是指个体对自身的行为、认知和生理反应进行调控来适应环境的方式[5]。采用不恰当的情绪调节策略会导致个体心理应激水平升高[6],而适应性的情绪调节策略则有助于个体心理健康水平的提升[7]。已有研究证实了情绪调节策略对医护人员抑郁、职业倦怠状况以及心理困扰的良好预测作用[8-9]。对医护人员情绪调节策略的研究有助于提升其情绪调节能力,改善其身心健康状况。

社会经济地位是以财富、声望、权力的高低确定的个人在社会中的等级序列[10]。社会经济地位给情绪调节策略的选取带来的影响已经得到了大量研究证实[11]。社会经济地位可以分为主观和客观两种。客观社会经济地位(socioeconomic status,SES)是个人拥有的各类资源及其在社会中位置的综合反映,其主要指标包括收入、职业和教育水平等。主观社会经济地位(subjective socioeconomic status,SSS)是个体对于他在社会中所处经济地位的认知[12]。作为评价个体社会经济状况的两种概念,研究者对SSS和SES之间的关系有着不同的观点。一部分研究者认为他们之间存在相关关系,会对个体产生相似的影响[13],另一种观点则认为二者之间存在巨大差异[14]。在情绪调节策略方面,研究者认为SSS和SES会产生一致的影响。具体表现为,低SSS、SES会导致个体更多采用非适应性的情绪调节策略,如表达抑制[11,15]。将社会经济地位的影响引入医护人员群体中,结果也证实了医护人员的社会经济地位会影响其情绪调节能力[16]。自尊是个人基于自我评价产生和形成的自重、自爱和自我尊重,并要求受到他人、集体和社会尊重的情感体验[10],与个人的情绪和认知表现之间密切相关。SSS、SES与自尊的正相关关系以及自尊与适应性情绪调节策略的正相关关系已经得到了证实[13,17]。此外,前人研究多以认知重评和表达抑制这两种方式来代表情绪调节策略的使用状况[15-17],这两种情绪调节策略并不能概括所有的情绪调节策略类型,情绪调节策略方面的探讨亟需更精细的划分。

绍兴市作为一个二线城市,拥有102家医院,本研究中选取的医院规模较大,科室齐全,人员基数较多且分布合理,具有一定的代表性。基于此,本研究采用黄敏儿的方法将情绪调节策略依据其效价和调节方式分为8类[18],这一分类方法更加精细,有助于我们进一步了解情绪调节策略的差异。采用调查法分别从主观和客观两个角度,探讨医护人员社会经济地位对情绪调节策略的影响,并引入了自尊这一中介变量,探讨绍兴市某医院医护人员社会经济地位与情绪调节策略之间关系的内在心理机制。

1 资料来源与方法

1.1 研究对象

于2019年5-6月,采取整群抽样法抽取了浙江省绍兴市某医院内科及外科的医生及护士共745名。采用问卷调查法,由研究者向参与者讲述此次调查的目的以及问卷填写的方法。纳入标准包括:临床医生护士;中国籍;无药物滥用史;近期无重大生活事件发生(如失恋;投资失败;亲友亡故等);自愿参与研究;无精神疾病或其他严重躯体疾病。排除标准为正在服用精神活性物质的医护人员。在发放邮件时,问卷采用匿名的方式,并向参与者承诺不会泄露其任何隐私,在整个问卷填写过程中允许参与者自由退出。发放问卷745份,排除无效问卷99份(这些参与者在问卷中所有题目均选择了相同的选项),最终得到有效问卷646份,回收有效率86.7%。所有被试者均填写了知情同意书。研究通过了清华大学心理学系伦理委员会审查,审查批号为清华大学心理学系2019伦审第(16)号。

1.2 研究工具

1.2.1 主观社会经济地位量表。采用MacArthur主观社会经济地位量表对医护人员的主观社会经济地位进行调查。该量表仅有1个条目,量表中向参与者呈现了1个阶梯,让其按照自己主观感受在阶梯上选择自己所处的地位(其中第1层社会地位最低,第10层社会地位最高)。该量表被广泛用于国内外的研究中,其有效性已经得到了证实[19]。

1.2.2 客观社会经济地位量表。由3个部分组成:个人月收入,职业和受教育水平。参考前人研究并结合研究人群的实际经济状况,我们将月收入划分为10个水平(1=500元以下,到10=50000元以上)[20]。职业按1-5进行分级(1=临时工;2=体力劳动工人;3=一般专业技术人员;4=中层专业技术人员;5=高级管理人员)[21]。受教育水平采取6点评分,从1(小学或小学以下)到6(研究生)[22]。

1.2.3 罗森伯格自尊量表(Rosenberg self-esteem scale,RSES)。该量表为单维度量表,包括10个项目,采取1-4点计分,从1(非常不同意)到4(非常同意),其中3、5、9、10题为反向计分[23]。中文版信度良好[24]。该量表的Cronbach's alpha为0.72。

1.2.4 情绪调节习惯问卷。采用黄敏儿等人编制的情绪调节习惯问卷对情绪调节策略进行测量[18]。该问卷包括24个项目,分为8个维度,分别是:正性情绪宣泄(Cronbach's alpha为0.60)、重视(Cronbach's alpha为0.79)、忽视(Cronbach's alpha为0.57)、抑制(Cronbach's alpha为0.78)调节以及负性情绪宣泄(Cronbach's alpha为0.80)、重视(Cronbach's alpha为0.76)、忽视(Cronbach's alpha为0.71)、抑制(Cronbach's alpha为0.78)。采取1-4点计分,从1(偶尔或很少)到4(总是)。量表信度良好[25]。该量表的Cronbach's alpha为0.90。

1.2.5 数据统计。SES由个体收入,教育水平以及职业状况的标准分数的均值计算所得。即SES = {Z(收入)+Z(教育水平)+Z(职业状况)}/3。情绪调节策略则分为正性情绪重视、宣泄、忽视、抑制调节,以及负性情绪重视、宣泄、忽视、抑制调节8种。将正性情绪(快乐,兴趣)在忽视、重视、抑制和宣泄上得分的均值分别作为正性情绪忽视、重视、抑制和宣泄调节量(P-忽视,P-重视,P-抑制,P-宣泄)的指标。负性情绪(悲伤,愤怒,恐惧,厌恶)按照同样的方法计算得出各类调节量(N-忽视,N-重视,N-宣泄,N-抑制)的分值。

1.3 统计学方法

采用SPSS 23.0对调查对象的基本情况进行描述性统计及分析,采用频数和百分比对计数资料进行分析,计量资料则采用平均数和方差的形式表现。采用Amos 24.0对数据进行结构方程模型的构建,当P<0.05时认为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 调查对象基本情况

共646名参与者的数据被纳入分析,其中男性120名(18.6%),女性526名(81.4%),年龄在21-69岁,平均年龄为34.7岁(s=8.3)。职业方面,包括一般专业技术人员245例(37.9%);中层专业技术人员401例(62.1%)。平均月收入低于5000元/月237例(36.7%),高于5000元/月409例(63.3%)。

2.2 医护人员的社会经济地位、自尊以及情绪调节策略之间的相关性

SSS与SES之间呈显著正相关(r=0.231,P<0.01)。SSS与正性情绪重视调节(r=0.114,P<0.01)以及自尊(r=0.257,P<0.01)呈显著正相关,与正性情绪忽视调节(r=-0.097,P<0.05)以及负性情绪重视调节(r=-0.079,P<0.05)呈显著负相关。SES与正性情绪忽视调节(r=-0.107,P<0.01),负性情绪重视调节(r=-0.137,P<0.01)以及负性情绪宣泄调节(r=-0.107,P<0.01)呈显著负相关关系,与自尊(r=0.186,P<0.01)呈显著正相关。自尊和SSS(r=0.257,P<0.01),SES(r=0.186,P<0.01),正性情绪重视调节(r=0.345,P<0.01),正性情绪宣泄调节(r=0.179,P<0.01)呈显著正相关关系;与正性情绪忽视调节(r=-0.238,P<0.01),正性情绪抑制调节(r=-0.273,P<0.01),负性情绪重视调节(r=-0.416,P<0.01),负性情绪宣泄调节(r=-0.289,P<0.01)以及负性情绪抑制调节(r=-0.196,P<0.01)呈显著负相关关系。各变量的描述性统计结果见表1。各变量之间的相关分析结果见表2。

表1 主、客观社会经济地位、情绪调节策略及自尊的描述性统计结果(N=646)

表2 SSS、SES、自尊以及情绪调节策略的相关

2.3 自尊在主观社会经济地位与情绪调节策略之间的中介效应

以SSS为自变量, 自尊为中介变量, 正性情绪重视忽视调节量和负性情绪重视调节量为因变量构建结构方程模型。最终模型中,中介路径达到显著水平,具体结果为,SSS正向预测自尊(β=0.257,P<0.001),而自尊正向预测了正性情绪重视调节(β=0.338,P<0.001),负向预测了正性情绪忽视调节(β=-0.228,P<0.001)和负性情绪重视调节(β=-0.424,P<0.001)。SSS与正性情绪重视调节(β=0.027,P>0.05),正性情绪忽视调节(-0.038,P>0.05)和负性情绪重视调节(β=-0.030,P>0.05)之间的直接效应不显著。自尊在SSS和正性情绪重视调节策略之间起中介作用,Bootstrap的95%CI为[0.057, 0.125], 间接效应显著, 间接效应值为0.087, 总效应的Bootstrap的95%CI为[0.037, 0.191],说明总效应显著;自尊在SSS和正性情绪忽视调节策略之间起中介作用,Bootstrap的95%CI为[-0.091,-0.032],间接效应显著,间接效应值为-0.059,总效应的Bootstrap的95%CI为[-0.174, -0.020],说明总效应显著;自尊在SSS和负性情绪重视调节策略之间起中介作用,Bootstrap的95%CI为[-0.147, -0.074],间接效应显著,间接效应值为-0.109,总效应的Bootstrap的95%CI为[-0.156, -0.002],说明总效应显著。结果说明自尊在SSS和正性情绪重视调节,正性情绪忽视调节和负性情绪重视调节之间起完全中介作用。见图1。

图1 自尊对主观社会经济地位和情绪调节策略关系的中介作用

2.4 自尊在客观社会经济地位与情绪调节策略之间的中介效应

以SES为自变量, 自尊为中介变量, 正性情绪忽视调节量,负性情绪重视调节量和正性情绪宣泄调节量为因变量构建结构方程模型。最终模型中,中介路径均达到显著水平,具体结果为,SES正向预测自尊(β=0.186,P<0.01),而自尊负向预测正性情绪忽视调节(β=-0.226,P<0.01),负性情绪重视调节(β=-0.405,P<0.01)和负性情绪宣泄调节(β=-0.278,P<0.01)。SES与正性情绪忽视调节(β=-0.065,P>0.05)、负性情绪重视调节(β=-0.062,P>0.05)以及负性情绪宣泄调节(β=-0.055,P>0.05)之间的直接效应不显著。自尊在SES和正性情绪忽视调节策略之间起中介作用,Bootstrap的95%CI为[-0.103,-0.030],间接效应显著,间接效应值为-0.042,总效应的Bootstrap的95%CI为[-0.261,-0.043],说明总效应显著;自尊在SES和负性情绪重视调节策略之间起中介作用,Bootstrap的95%CI为[-0.159,-0.062],间接效应显著,间接效应值为-0.075,总效应的Bootstrap的95%CI为[-0.304,-0.086],说明总效应显著;自尊在SES和负性情绪宣泄调节策略之间起中介作用,Bootstrap的95%CI为[-0.135,-0.040],间接效应显著,间接效应值为-0.052,总效应的Bootstrap的95%CI为[-0.261,-0.042],说明总效应显著。结果说明自尊在SES和正性情绪忽视调节、负性情绪重视调节以及负性情绪宣泄调节之间起完全中介作用。见图2。

图2 自尊对于客观社会经济地位和情绪调节策略关系的中介作用

3 讨论

3.1 医护人员更倾向于采用增强型正性情绪调节策略和减弱型负性情绪调节策略

结果显示,医护人员在正性情绪重视调节和正性情绪宣泄调节两种策略上的得分高于在正性情绪忽视调节和正性情绪抑制调节两种策略上的得分。表明医护人员在感受到正性情绪时更多采用增强型调节方式。情绪调节策略分类方式将个体的情绪调节策略分为重视、忽视、宣泄、抑制4种,其中重视和宣泄为增强型调节策略,忽视和抑制属于减弱型调节策略[18]。增强型调节方式有助于个体对情绪的感受加深,而减弱型调节方式会导致个体对情绪的感受降低。研究表明,正性情绪增强型调节和负性情绪减弱型调节更有利于个体的身心健康发展[25]。本研究中正性情绪调节策略的选择频率排序与前人研究基本一致,但医护人员正性情绪的增强型调节的得分普遍低于前人研究中的得分水平,正性情绪的减弱型调节得分则普遍较高[18]。原因可能在于医护人员长期处于高强度的工作环境中,较少产生积极情绪。在积极情绪产生后也常受突发性事件干扰[26],导致其相对较少采用增强型调节。医护人员在工作时,情绪总是在正性和负性之间频繁交替,导致其长期处于倦怠状态[1],很难采用增强型调节方式对正性情绪做出反应。但正性情绪增强型调节方式的减少并不利于个体的身心健康[27]。引导医护人员对正性情绪进行宣泄能有效提高其应对方式,有益于其身心健康[6]。对正性情绪的增强型调节也有利于医护人员工作满意度的提升[28],从而使其更好地投入到工作中。而减弱型调节方式则不利于积极情绪的维持。因此我们应当采取措施促使医护人员更多地采用增强型调节方式调节正性情绪。

结果显示,负性情绪调节策略得分中,负性情绪忽视调节,负性情绪抑制调节的得分高于负性情绪重视调节以及负性情绪宣泄调节的得分。表明医护人员更多采用减弱型方式调节负性情绪。负性情绪调节策略的选择频率排序与前人研究基本一致,但医护人员负性情绪的增强型调节的得分普遍高于前人研究中的得分水平[25]。这可能与医护人员的职业特殊性有关,临床医护人员处于高强度的工作中,不断面对各类负性事件,导致其情绪长期处于压抑状态之下[3]。

本研究所选取的医院为绍兴市某大型医院,承担了绍兴市较多医疗工作,且绍兴市人口基数较大,导致医护人员工作压力增加,当医护人员的压抑感受不断积攒后,其对负性情绪的压制变得更加艰难,即更倾向于采用负性情绪增强型调节方式[29]。负性情绪增强型调节分为宣泄和重视两种。合理地宣泄负性情绪有助于个体的身心健康发展[30]。但过度宣泄是情绪管理能力不佳的表现,不利于个体的健康发展[31]。负性情绪重视型调节则会导致个体的负性情绪感受进一步增强,不利于个体的情绪发展[32]。综上,医护人员相对其他成年人采取了更多非适应性情绪调节方式,因此,对于其情绪调节策略的改善显得尤为重要。

3.2 自尊在医护人员社会经济地位和情绪策略间起完全中介作用

结果显示,SSS越高,个体的自尊水平越高,越多采用正性情绪重视调节策略,越少采用正性情绪忽视和负性情绪重视调节策略来调节情绪。SES的结果也表现出了相似的模式,自尊完全中介了SES和正性情绪忽视调节,负性情绪重视调节和负性情绪宣泄调节策略之间的关系。此外,我们的研究结果表明SSS与SES之间呈显著正相关关系。这进一步证实了前人所述的SSS与SES的一致性[15]。也进一步反驳了前人研究中所述的SSS与SES无关的观点[16]。根据自尊的毕生发展观,社会支持等外部因素会影响个体的自尊[33]。成人从家庭中获得的社会支持可以帮助其发展出更高的自尊水平,但医护人员处于高压力环境中,长期加班,远离家庭,其从家庭中获得的支持较少[34],而社会经济地位的提高有助于医护人员获得更多的资源,得到良好的社会支持,帮助其发展出更高的自尊水平[16],从而采用更有利的情绪调节策略。

绍兴市作为一个正在飞速发展的二线城市,其经济水平不断发展,医护人员所需的收入保障也随之增加,更需完善其收入保障体系。提升医护人员的社会经济地位可以提升其自尊,使其采用更恰当的方式来调节情绪。此外,医护人员经常处于高强度的工作中,其身心健康受到各类压力事件的威胁。完善医护人员的保障体系有助于帮助其减缓压力,促进其身心健康发展[35]。收入保障作为医护人员保障体系中的重要部分,对医护人员身心健康的发展有着重要作用[36]。

本研究为医护人员经济水平与情绪调节策略之间的关系提供了支持,也进一步证实了主、客观社会经济地位之间的相关性。但仍然存在一些不足,第一,我们将SSS和SES当作了稳定的变量进行测量,这是一般社会经济地位有关研究的通用做法,但社会经济地位并非稳定不变。青少年时期的家庭社会经济地位对情绪调节策略的选择也存在影响,未来研究可以综合考虑不同时期社会经济地位对情绪调节策略的作用。第二,对SSS的测量方法过于单一,前人研究已经证实了主观社会经济地位量表(中文版)在我国成年人中的良好信效度,未来研究中可以采用此量表[37]。第三,由于取样偏差,选取的性别比例存在偏差(女性被试较多),未来研究中可以探讨性别在社会经济地位和情绪调节之间关系中所起的作用。