臨床護士核心自我評價與共情疲勞的關系*
——自我概念清晰度的中介作用與職稱差異

王其恩，樊若琳，張 杰，程麗秀，陳 敏，范 琴

(1.昆明醫科大學附屬曲靖醫院 麻醉科，云南 曲靖 655000；2.曲靖市婦幼保健院 皮膚科，云南 曲靖 655000 )

醫學模式的轉變推動臨床護士的角色進一步轉變，臨床護士從單純的疾病照顧者或護理者向計劃者、管理者、咨詢者、協調者、教育者、研究者、保護者等多種角色進行轉變.醫學模式的轉變和角色的多元化給臨床護士的成長帶來了更高的要求和挑戰，同時給他們的身心帶來了巨大考驗，因而關注臨床護士的身心健康格外重要[1，2].

共情疲勞由Josinson 研究急診護士工作倦怠時首次提出，是指護士向患者提供救助的過程中，以對病患的同情為前提，間接遭受救助對象的二次創傷，降低了對患者的共情心，產生工作倦怠感，同時伴隨工作激情喪失、行為退縮、情感麻木、失眠等一系列身心不適感[3，4].研究[5]顯示，共情疲勞已經成為醫務工作者中較普遍的心理問題，臨床護士與病人的接觸最直接、最密切、最廣泛，是共情疲勞的高危人群.核心自我評價這一概念由 Judge 等人提出，是指個體對自我能力和價值的基本評估，包括神經質、自尊、心理控制和自我效能感4個特質[6，7].研究[8]發現，高核心自我評價的員工自信、樂觀、富有激情，擁有良好的工作表現并愿意接受具有挑戰性的任務.自我概念清晰度指個體對自我概念清晰、明確界定的程度，也反映這種界定內部一致性和時間穩定性的程度[9].自我概念清晰度是一種積極和穩定的自我感知，也是一種積極的個體資源[10].Campbell等[11，12]指出，高自我概念清晰度個體可更靈活地應對外界環境，較少依賴外界線索，很少被與自我概念不一致的外界負性態度影響.核心自我評價是個體對自我價值、能力和勝任能力所衍生出的根本評價，作為一種人格特質，會通過認知圖式對外界信息加工產生指向作用[13].國內外研究表明核心自我評價會對臨床護士的共情疲勞產生作用，核心自我評價水平越高，任務完成動機水平越高，核心自我評價與共情疲勞及之間均存在顯著負相關關系，自我概念清晰度與核心自我評價存在著顯著正相關，核心自我評價高的個體會影響其匹配與自我一致的目標，從而獲得更高的工作滿意度[14-17].Xiamu等[18]對西部民族地區農村中學教師的研究發現，核心自我評價在社會支持與工作壓力之間起完全中介作用，教師獲得的社會支持越多，其核心自我評價越高，工作壓力越低.Homayuni Atefeh等[19]研究發現聘請共情疲勞低、核心自我評價高的護士，對提高護士的自尊和自我效能感，改變工作環境，減少角色沖突具有重要作用.

總體來說，國內外對于共情疲勞、核心自我評價與自我概念清晰度三者主要以結構驗證性研究為主，而對三者之間關系機制的研究鮮有文獻報道.本研究調查了臨床護士共情疲勞現狀，探究臨床護士核心自我評價與共情疲勞的關系，提出了一個可調節的中介模型(圖1)，并提出以下假設：自我概念清晰度在核心自我評價和共情疲勞之間起到中介作用.

圖1 研究模型示意圖

1 方法

1.1 研究對象

本研究選取3所綜合醫院276名臨床護士作為研究對象，共回收問卷269份，問卷回收率97.4%，根據作答時間過短、明顯規律作答剔除無效問卷8份，最終有效問卷261份，有效率94.6%.

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調查問卷

結合研究內容和文獻資料，自行編制一般資料調查問卷，內容涵蓋研究對象的性別、年齡、學歷等一般人口學資料，還包括自評睡眠質量、科室、工作時間等共18項內容.

1.2.2 核心自我評價量表

采用杜建政等(2012)修訂的核心自我評價量表[12]，共10道題目，采用5級計分，第2、3、5、7、8、10這6道題目為反向計分題目，其余4個題目為正向計分題，得分越高表示受訪者對自己評價越高.本研究中該量表的 Cronbach’s α系數為 0.873，χ2/df=2.340，RMSEA=0.072，CFI=0.947，TLI=0.932，SRMR=0.044，量表的信效度良好.

1.2.3 中文版共情疲勞簡短量表

該量表由孫炳海、樓寶娜等在Adams共情疲勞簡短量表翻譯后編制，共包含13道題目，采用10級計分，全部為正向計分題，得分越高表示受訪者的共情疲勞現象越嚴重.本研究中該量表的 Cronbach’s α系數為 0.928，χ2/df=2.050，RMSEA=0.063，CFI=0.961，TLI=0.953，SRMR=0.037，量表的信效度良好，是目前使用最廣泛的共情疲勞評估工具之一.

1.2.4 自我概念清晰度清晰量表

采用Campbell[14]編制、馮澤雨修訂的自我概念清晰度量表，共包含12道題目，采用5級計分，其中6、11為正向計分題，其余10道題目為反向計分，得分越高表明受訪者對自我概念清晰度認識越明確.本研究中該量表的 Cronbach’s α系數為 0.903，χ2/df=2.097，RMSEA=0.065，CFI=0.955，TLI=0.945，SRMR=0.039，量表的信效度良好.

1.3 統計學處理

采用SPSS 22.0和Mplus 8.3軟件進行統計分析.以SPSS 22.0進行描述統計、信度分析和相關分析；以Mplus 8.3進行效度檢驗與中介效應和調節效應檢驗.以P<0.05為具有統計學意義.

2 結果

2.1 受訪者資料統計

本次問卷調查共獲得261份有效樣本數據，受訪者學歷以本科為主，其中男性16人，女性245人，年齡主要分布于26～35歲之間(59.8%).調查顯示39.4%的研究對象平均每天睡眠時間小于 7 h，62.8%的受訪者近 7 d 體育鍛煉天數為0，其余各受訪者資料變量統計結果見表1.

表1 受訪者資料結果統計

2.2 本研究共同方法偏差效應檢驗

采用Harman 單因素法進行共同方法偏差檢驗.結果顯示，第一因子的方差解釋率為27.327%，遠低于40%的臨界標準要求.另外，采用單一的共同方法因子控制法對共同方法偏差進行檢驗，結果見表2.與基準模型相比，在加入方法因子后，模型擬合效度變差，即問卷調查結果不存在一個共同的解釋因子，因此本研究不存在嚴重的共同方法偏差效應.

表2 本研究共同方法偏差檢驗結果

2.3 各變量的平均數、標準差和相關系數矩陣計算

各變量的平均數、標準差和相關系數結果見表3.其中，共情疲勞與核心自我評價以及自我概念清晰度呈顯著負相關，而核心自我評價與自我概念清晰度之間呈顯著正相關，檢驗結果P<0.01.

表3 各變量的平均數、標準差和相關性

2.4 模型檢驗

2.4.1 自我概念清晰度的中介效應檢驗

采用結構方程模型方法，以核心自我評價為自變量、自我概念清晰度為中介變量、共情疲勞為因變量進行中介效應檢驗.采用Bootstrap法重復抽樣 1 000 次計，若置信區間不包含0則中介效應顯著.結果顯示，模型χ2/df=1.416，RMSEA=0.040，CFI=0.943，TLI= 0.939，SRMR=0.050，模型擬合指標均符合要求，數據與模型適配良好.回歸系數檢驗結果表明，核心自我評價對自我概念清晰度存在顯著正向預測作用(β=0.345，P<0.001)；自我概念清晰度對共情疲勞存在顯著負向預測作用(β=-0.256，P=0.001)；核心自我評價對共情疲勞存在顯著的負向預測作用(β=-0.204，P=0.008)，χ2/df=1.416<3，中介模型具有較好的結構效度(表4).回歸系數計算及檢驗結果表明，自我概念清晰度對共情疲勞存在顯著的負向回歸影響，β=-0.256，顯著性檢驗結果P=0.001<0.01，中介模型后半段路徑成立.核心自我評價對共情疲勞存在顯著的負向回歸影響，β=-0.204，顯著性檢驗結果P=0.008<0.01，中介模型中直接效應路徑成立.而核心自我評價對自我概念清晰度存在顯著的正向回歸影響，β=0.345，顯著性檢驗結果P<0.001，中介模型中前半段路徑成立，因此可以認為中介模型成立(圖2)，且為部分中介效應.

表4 各變量之間路徑分析結果

圖2 路徑分析示意圖

根據Bootstrap法計算結果，核心自我評價對共情疲勞的總效應大小為-0.293，95%置信區間[-0.411，-0.163]不包含0，總效應成立.其中直接效應量-0.204，95%置信區間[-0.343，-0.065]不包含0，直接效應成立，自我概念清晰度的中介效應量為-0.088，95%置信區間[-0.162，-0.042]不包含0，中介效應成立.核心自我評價對共情疲勞的影響一部分通過直接影響實現，而另一部分則通過對自我概念清晰度的影響間接實現，詳見表5.

表5 bootstrap法總效應、中介效應和直接效應分析

2.4.2 職稱因素在中介模型3條路徑中的調節作用

在職稱因素的調節效應檢驗中，通過構建職稱與核心自我評價、自我概念清晰度的潛變量交互項，檢驗各交互項的回歸系數顯著性，結果見表6.由于模型中包含了潛變量交互項，因此模型不存在RMSEA等擬合度參數及標準化值，因此僅需查看交互項對自我概念清晰度、共情疲勞的回歸系數.由表中數據可知，核心自我評價×職稱交互項對共情疲勞存在顯著的負向回歸影響，P=0.001<0.01，對自我概念清晰度存在顯著的正向回歸影響，P<0.001，而自我概念清晰度×職稱對共情疲勞存在顯著的負向回歸影響，P<0.001，因此職稱因素在中介模型3條路徑中均存在顯著的調節作用.

表6 職稱因素的調節效應檢驗結果

為了更清晰地比較不同職稱被試各變量之間影響關系，采用多組分析方法計算不同職稱下各變量影響水平，具體計算結果見表7.隨著職稱的提高，核心自我評價對自我概念清晰度的正向影響關系以及核心自我評價、自我概念清晰度對共情疲勞的負向影響關系均得到明顯增強.

表7 多組分析方法不同職稱下各變量影響水平計算結果

綜合比較各職稱條件下中介效應量大小，其中，在護士群體中，中介效應未達到顯著性水平，95%置信區間[-0.347，0.120]包含0，而在護師群體中，中介效應顯著，95%置信區間[-0.121，-0.006]不包含0，但效應量取值較小，而對于職稱在主管護師及以上的被試來說，中介效應量為-0.671，且95%置信區間[-0.957，-0.481]不包含0，即隨著職稱的提高，中介效應量逐漸增大，有調節的中介效應模型成立(表8).

表8 各職稱條件下中介效應量比較

3 討論與結論

3.1 核心自我評價與共情疲勞：自我概念清晰度的中介作用

鑒于共情疲勞的普遍性與危害性，以及共情疲勞可能導致護理不良事件的后果，本研究探討了核心自我評價對共情疲勞的影響.探討結果顯示，共情疲勞與核心自我評價以及自我概念清晰度存在顯著負相關關系，而核心自我評價與自我概念清晰度呈顯著正相關，自我概念清晰度起到部分中介的作用.

本研究顯示核心自我評價水平越高的護士，越不容易產生共情疲勞，在核心自我評價對共情疲勞作用的過程中，自我概念清晰度起到部分中介的作用.核心自我評價不僅能夠直接預測共情疲勞，還可以通過自我概念清晰度對共情疲勞產生作用.

培養臨床護士自我概念清晰度并提升核心自我評價能力，是降低臨床護士共情疲勞的重要內容.高核心自我評價和自我概念清晰度的臨床護士對自我認識更為肯定，在決定時更加確信自己的力量，這種良性的賦能會讓護士在工作時產生良性的感受.因此，本研究認為護理管理者在采取管理措施降低護士共情疲勞時，應不僅僅從提高護士核心自我評價入手，還應該關注自我概念清晰度在二者間的中介作用，通過培訓、引導等方法提高護士核心自我評價，進而提高護士自我概念清晰度，進而降低共情疲勞.

3.2 自我概念清晰度中介作用的職稱差異

本研究發現，臨床護士核心自我評價對共情疲勞起到負向預測作用，而自我概念清晰度在二者之間起到中介作用.因而對于不同職稱的護士而言，這一調節機制可能存在差異.為此，本研究通過構建模型，分別探討了職稱對“核心自我評價-共情疲勞-自我概念清晰度”這一中介過程的調節作用.結果顯示，隨著職稱的提高，核心自我評價對自我概念清晰度的正向影響關系以及核心自我評價、自我概念清晰度對共情疲勞的負向影響關系均得到明顯增強，且隨著職稱的提高，中介效應量逐漸增大.可以看出，職稱對這一中介過程的3條路徑中均有顯著的調節效應.由此可知，對于臨床護士來說，職稱的提高，可以加強核心自我評價對自我概念清晰度的正向影響關系以及核心自我評價、自我概念清晰度對共情疲勞的負向影響關系.原因可能與護士的工作經歷等因素有關.有研究認為[19，20]認為與初級職稱護士相比，主管護師及以上職稱的護士臨床工作時間更長，處理醫患關系和護患關系經驗更豐富，可更好地勝任護理崗位，利于形成更好地情感控制能力.因此，護理管理部門更要重視核心自我評價和自我概念清晰度較低而共情疲勞較高的低職稱護士，一方面應加強對低職稱護士穩定的人格培養，幫助他們更好地控制自我的情緒和情感，降低共情疲勞，另一方面應引導高職稱護士幫助低職稱護士積極主動面對臨床工作中遇到的問題，減少共情疲勞.

本研究存在一些局限性.首先，研究對象來自各個科室，工作壓力和強度高的科室的樣本量較少，在一定程度上影響了總體樣本的代表性.其次，本研究基于理論構建了自我概念清晰度在核心自我評價和共情疲勞間的中介作用，但數據收集在一次調查中完成，并非追蹤調查的縱向數據，因此基于橫斷面研究所得到的因果結論具有一定局限性，未來可做縱向追蹤研究.再次，所有數據均由問卷調查法得到，可能造成變量間的虛假相關，未來可采用不同方法對變量進行測量.