职业倦怠(burnout)指的是个体在工作重压下产生的身心疲劳与耗竭状态[1]。最早是由美国心理学家弗洛登伯格(FREUDENBERGER)[1]于1974年首次提出的，主要用于描述助人行业中的员工在面对过度的工作要求时产生的一种情绪和身体的极度损耗状态。较之其他行业，医生被广泛认为具有高要求、低控制感等特点，是职业倦怠的高发群体。有研究显示美国医生要比美国其他职业的工作者有更多的职业倦怠；45.8%的医生至少存在一种职业倦怠症状，如工作热情丧失、感情的犬儒主义以及个人成就感低等[2]。有研究者对比了中美医生的职业倦怠状况，发现中国医生的职业倦怠严重程度远高于美国医生[3]。国内调查显示：我国医务人员职业倦怠检出率达52.4%，其中严重职业倦怠占3.1%[4]。之后的研究中，除了较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、科室等因素对医护人员展开研究[5-8]。近年来，研究者开始关注医生职业倦怠的一些社会成因和心理因素，如工作满意度、社会支持、心理压力、心理健康、自我效能、心理资本等。职业倦怠不仅会影响病人治疗效果、医患关系，还会引起医生的身体疾病、工作矛盾、旷工等。当前，我国正处于新一轮医疗改革的关键时刻，医生群体处于管理政策变换、医患关系不佳等多重执业压力之下，面临巨大的职业倦怠危机。
分析中国医生的职业倦怠问题，除了沉重的工作负担之外，难以回避的是医患关系和医生对职业的认同问题。糟糕的医患关系、不佳的医生职业认同感很有可能是与日益严重的职业倦怠相关的。目前虽然对于三者相互之间的研究比较多，但现有对医生职业倦怠的研究多为简单的现状调查，对影响职业倦怠的机制性探索还不够深入，医患关系和职业认同是如何影响职业倦怠各个维度的等问题还未有研究。就实际而言，中国医生承担着世界上最大人口数量的医疗保健任务，薪酬待遇相对其他国家却比较低，医生与服务对象(即患者及患者家属)之间的关系对其职业成就、职业意义显得更为重要。因此，本研究根据以往研究提出假设：职业认同是医患关系与情感衰竭、去人格化、低成就感的部分中介变量，即医患关系正向影响职业认同、并通过职业认同负向影响情感衰竭、去人格化、低成就感。
1 对象与方法 1.1 被试在重庆市3所三级甲等综合医院分别抽取内、外科各5个病区的医生为调查对象。发放问卷550份, 得到有效问卷529份, 问卷有效率96.2%。在研究对象中，女性221人(41.8%)，男性308人(58.2%)；年龄＜40岁的489人(92.4%)；已婚364人(68.2%)；本科及以上学历527人(99.6%)；住院医师293人(55.4%)，主治医师208人(39.3%)，副主任医师23人(4.3%)，主任医师5人(0.9%)；每周加班3次以上的369人(69.8%), 其中115人(21.7%)每天加班。
1.2 工具 1.2.1 职业倦怠研究使用中文版的职业倦怠量表(Maslach Burnout Inventory-General Survey, MBI-GS)来测量职业倦怠情况。此前，中国版MBI-GS曾被中国护士和医生使用，具有良好的信效度[9]。包括3个子量表:情绪衰竭(5个条目)、去人性化(4个条目)及低成就感(7个条目)。每个条目都有7个可能的答案:从不、很少、有时、经常、频繁、非常频繁、总是，所有答案按0~6七级计分。在本研究中，职业倦怠量表总的α系数为0.892，各维度的α系数分别为0.940、0.930、0.941。
1.2.2 医患关系选择由HAHN等[10]于1996年根据“困难”医患关系量表(Difficult Doctor Patient Relationship Questionnaire, 30-Item Version, DDPRQ-30)改进的针对医生的医患关系量表(Difficult Doctor Patient Relationship Questionnaire, 10-Item Version, DDPRQ-10)测量医生视角的医患关系。由于中西文化的差异性，本研究采用的是杨慧等[11]2011年汉化的版本——DDPRQ-8量表。这份量表包含了3个维度共8个条目, 3个维度分别为医生的主观经验、患者的客观行为、患者行为和医生主观反应相结合，分别为1个条目、4个条目、3个条目。采用6点计分，计分从1分(完全没有)~6分(非常同意)(条目1、7、9的计分是从完全没有计6分到非常同意计1分)，分数越高，代表医患关系越困难。在本研究中，医患关系量表的α系数为0.739。为了统计方便，这里通过对困难医患关系反向计分的方式，得到了医患关系得分。
1.2.3 职业认同本研究采用陈晶等[12](2012年)修编的医生职业认同量表。该量表包括3个子量表:职业回报(6个条目)、职业能力(6个条目)及职业意义(4个条目)，采用李克特5级计分，共包含16个条目，得分越高，代表职业认同得分越高。在本研究中，α系数为0.793。
1.3 统计学分析采用SPSS 17.0统计软件，以两样本t检验与单因素方差分析来对比不同人口学特征者量表评分，深入分析职业倦怠跟人口学变量、医患关系、职业认同存在的相关性，以回归分析法研究与职业倦怠有关的各项因素，并用lisrel 8.70软件对数据进行结构方程模型分析。
2 结果 2.1 不同人口学特征、每周工作时长对职业倦怠的影响通过两样本t检验和单因素方差分析可知：情感衰竭维度上，性别、年龄、科室、每周工作时长都是其影响因素。男性比女性的情感衰竭程度更高，40岁以下的医生比40岁以上的医生情感衰竭程度高，手术科室医生比非手术科室医生情感衰竭程度高，每周工作时间越长，情感衰竭程度越高；在去人性化维度上，性别、科室、每周工作时长都是其影响因素，男性的去人性化程度高于女性，手术科室的医生去人性化程度高于非手术科室医生，每周工作时间越长，去人性化程度越高；低成就感维度上，性别、年龄、每周工作时长都是其影响因素，女性的低成就感高于男性，年龄越大，低成就感程度越严重，每周仅参与日常工作的医生低成就感程度比较严重(表 1)。提示医院管理者缓解职业倦怠并非是靠单纯减少工作时间来实现，更应该合理安排医生工作时间与工作量才能降低职业倦怠。
| 变量 | n | 情感衰竭 | P值 | 去人性化 | P值 | 低成就感 | P值 |
| 性别 | |||||||
| 男 | 308 | 2.98±1.32 | 0.003 | 1.97±1.30 | 0.04 | 1.87±1.30 | 0.007 |
| 女 | 221 | 2.65±1.22 | 1.76±1.12 | 2.19±1.35 | |||
| 年龄/岁 | |||||||
| ≤29 | 193 | 2.83±1.24 | 0.03 | 1.89±1.21 | 0.28 | 2.20±1.24 | 0.015 |
| >29~ < 40 | 296 | 2.92±1.32 | 1.91±1.27 | 1.85±1.32 | |||
| 40~<50 | 29 | 2.41±1.25 | 1.77±0.96 | 2.33±1.59 | |||
| ≥50 | 11 | 2.02±0.89 | 1.20±0.91 | 1.80±1.74 | |||
| 科室 | |||||||
| 手术 | 250 | 2.99±1.36 | 0.016 | 2.02±1.33 | 0.02* | 1.94±1.28 | 0.269 |
| 非手术 | 279 | 2.71±1.22 | 1.77±1.13 | 2.07±1.37 | |||
| 婚姻 | |||||||
| 未婚 | 160 | 2.88±1.26 | 0.914 | 1.92±1.18 | 0.386 | 2.13±1.28 | 0.092 |
| 已婚 | 364 | 2.83±1.31 | 1.88±1.25 | 1.96±1.35 | |||
| 离异 | 5 | 2.90±1.18 | 1.16±0.74 | 0.97±0.98 | |||
| 学历 | |||||||
| 大专 | 2 | 2.13±1.59 | 0.533 | 2.10±0.71 | 0.548 | 2.00±1.65 | 0.998 |
| 本科 | 199 | 2.91±1.25 | 1.97±1.22 | 2.00±1.34 | |||
| 硕士 | 256 | 2.84±1.33 | 1.85±1.30 | 2.01±1.31 | |||
| 博士 | 72 | 2.69±1.26 | 1.74±0.97 | 1.97±1.36 | |||
| 职称 | |||||||
| 住院医师 | 293 | 2.87±1.26 | 0.336 | 1.88±1.21 | 0.432 | 2.05±1.30 | 0.291 |
| 主治医师 | 208 | 2.86±1.33 | 1.93±1.29 | 1.98±1.35 | |||
| 副主任医师 | 23 | 2.38±1.19 | 1.51±0.92 | 1.52±1.53 | |||
| 主任医师 | 5 | 2.55±1.74 | 1.56±0.77 | 2.30±0.58 | |||
| 每周工作时长 | |||||||
| 日常工作 | 37 | 2.09±1.30 | 0 | 1.68±1.13 | < 0.001 | 2.79±1.78 | 0.002 |
| 偶尔加班 | 123 | 2.32±1.12 | 1.58±1.10 | 2.00±1.39 | |||
| 经常加班 | 254 | 2.89±1.08 | 1.84±1.13 | 1.93±1.22 | |||
| 每天加班 | 115 | 3.55±1.50 | 2.38±1.44 | 1.91±1.25 |
2.2 职业倦怠影响因素的回归分析
纳入其他变量影响后，情感衰竭维度上，困难医患关系、职业认同、性别、每周工作时长是显著的预测变量(P < 0.01)，回归系数β分别为0.254、-0.159、-0.106、0.366；去人性化维度上，困难医患关系、职业认同、性别、每周工作时长、职称是显著的预测变量(P < 0.05)，回归系数β分别为0.345、-0.390、-0.102、0.159；；低成就感维度上，医患关系、职业认同、性别、年龄、每周工作时长是显著的预测变量(P < 0.01)，回归系数β分别为0.062、-0.425、0.103、1.741、-0.258。
2.3 职业认同在医患关系与职业倦怠间的多重中介效应 2.3.1 职业认同对医患关系影响情感衰竭的中介作用若仅考虑医患关系与情感衰竭的关系，计算医患关系与情感衰竭的路径系数c1：估计值为-0.596，标准误差(SE)为0.068，临界比(CR)为-8.748。CR绝对值高于1.96，该路径系数参数估计值具有统计学意义(P < 0.05)。
若仅考虑医患关系与职业认同的关系，计算医患关系与职业认同的路径系数a1：估计值为0.187，SE为0.028，CR为6.556。CR绝对值高于1.96，该路径系数参数估计值具有统计学意义(P < 0.05)。
在控制职业认同后，检验医患关系与情感衰竭的路径系数c’1：估计值为-0.52，SE为0.07，CR为-7.435。CR绝对值高于1.96，该路径系数参数估计值具有统计学意义(P < 0.05)。检验职业认同与情感衰竭的路径系数b1:估计值为-0.424，SE为0.106，CR为-3.99。CR绝对值高于1.96，该路径系数参数估计值具有统计学意义(P < 0.05)。
上述分析支持假设：职业认同是医患关系、情感衰竭的部分中介变量，职业认同是医患关系、情感衰竭的中介变量, 医患关系对情感衰竭的直接效应为-0.31，以职业认同为中介变量间接效应为-0.05，总效应为-0.36。
2.3.2 职业认同对医患关系影响去人格化的中介作用若仅考虑医患关系与去人格化的关系，计算医患关系与去人格化的路径系数c2：估计值为-0.747，SE为0.061，CR为-12.158。CR绝对值高于1.96，该路径系数参数估计值具有统计学意义(P < 0.05)。
若仅考虑医患关系与职业认同的关系，计算医患关系与职业认同的路径系数a2：估计值为0.187，SE为0.028，CR为6.556。CR绝对值高于1.96，该路径系数参数估计值具有统计学意义。
在控制职业认同后，检验医患关系与去人格化的路径系数c’2：估计值为-0.573，SE为0.058，CR为-9.934。CR绝对值高于1.96，该路径系数参数估计值具有统计学意义(P < 0.05)。检验职业认同与去人格化的路径系数b2:估计值为-0.963，SE为0.088，CR为-10.982。CR绝对值高于1.96，该路径系数参数估计值具有统计学意义(P < 0.05)。
上述分析支持假设:职业认同是医患关系、去人格化的中介变量, 医患关系对去人格化的直接效应为-0.359，以职业认同为中介变量间接效应为-0.11，总效应为-0.469。
2.3.3 职业认同对医患关系影响低成就感的中介作用若仅考虑医患关系与低成就感的关系，计算医患关系与情感衰竭的路径系数c3：估计值为-0.221，SE为0.075，CR为-2.97。CR绝对值高于1.96，该路径系数参数估计值具有统计学意义(P < 0.05)。
若仅考虑医患关系与职业认同的关系，计算医患关系与职业认同的路径系数a3：估计值为0.187，SE为0.028，CR为6.556。CR绝对值高于1.96，该路径系数参数估计值具有统计学意义(P < 0.05)。
在控制职业认同后，检验医患关系与低成就感的路径系数c’3：估计值为-0.016，SE为0.70，CR为-0.23。CR绝对值低于1.96，该路径系数参数估计值无统计学意义。检验职业认同与低成就感的路径系数b3:估计值为-1.136，SE为0.107，CR为-10.611。CR绝对值高于1.96，该路径系数参数估计值具有统计学意义(P < 0.05)。
上述分析支持假设:职业认同是医患关系、低成就感的中介变量, 并且通过了完全中介效应检验，医患关系以职业认同为完全中介变量对低成就感造成的间接效应为-0.12。
根据上述结果提出的假设构建模型:①职业认同与职业倦怠各维度呈显著负相关、临床医生视角下的医患关系与职业认同呈显著正相关；②临床医生视角下的医患关系与职业倦怠各维度(情感衰竭、职业认同、职业倦怠)呈显著负相关；③职业认同是医患关系与职业倦怠的中介变量。构建结构方程模型如图 1所示：RMSEA=0.08，NFI=0.92，CFI=0.94，χ2/df=4.37，模型拟合良好。采用依次检验回归系数法进行验证，结果表明各路径系数显著(P < 0.05)，假设得到验证，说明临床医生职业认同在医患关系与职业倦怠之间的中介效应显著。
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| a:P < 0.05 图 1 职业认同的中介效应分析路径 |
3 讨论
本研究重点考察了医患关系、职业认同与职业倦怠的关系，结果显示医患关系与职业认同呈显著正相关，与职业倦怠呈显著负相关。医患关系对于医生职业发展相当重要，不仅对医生的职业认同感产生影响，而且与职业倦怠3个维度的变化相关。这与以往国内外对护士、教师等职业的倦怠现状研究[13-16]一致。另外，通过路径模型看出：职业认同完全中介了医患关系与低成就感的关系，即医患关系没有对低成就感的直接影响而是通过影响职业认同来影响低成就感。职业认同固然会影响低成就感, 但是, 医患关系才是职业认同影响低成就感的根本来源, 即“低成就感”最终源自“糟糕的医患关系”。社会认同理论认为：个体的认同可影响其思维、情感和行为，行为是个体归属和认同的最终目标，其结果均可能导致积极或消极的情绪[17]。即医患关系的正向回馈，可以通过影响职业认同感这个自身发展的内在激励因素从而提高医生在工作中的成就感。
本研究结果提示：医患关系既会直接影响去人格化、情感衰竭，也可通过职业认同对去人格化、情感衰竭起间接作用。医生是助人的行业，在长久帮助他人的过程中会造成自身情感的耗竭，当自身的情感耗竭不能得到正向回馈，或者不能得到足够的社会认可，就不能帮助医生克服工作带来的压力与倦怠，容易对患者表现出消极、冷酷和不耐烦；同时，对医患关系评价低的个体，其职业认同度也偏低，当个体的职业认同水平下降，就不能将自身价值与职业价值紧密联系，在工作中无法满足自身价值实现的需求，内在激励因素的缺乏便无法淡化工作带来的沉重压力和倦怠感。这正是社会认同理论的进一步体现，也与LAMMERS等[18]的研究结果基本一致。
本研究存在一定的局限性，虽采用了随机抽样分配与多因素分析方法控制出现偏倚，但医患关系的影响因素很多，由于收集数据的局限性，并没有将更多因素纳入此次研究。本研究探讨大型三甲医院临床医生视角下医患关系、职业认同与职业倦怠的相关性，通过实证研究与数据分析，提出理论依据和实践价值，旨在为国家卫生机构或相关决策者在制定政策规则和改革时提供参考，关注临床医生职业倦怠、职业认同及医患关系状况，改善医疗环境，从而提升医院对广大患者的服务质量。下一步研究可从社会学、心理学、管理学等角度进一步探索职业倦怠的相关影响因素和发生机制，并提出对策。
综上所述，医患关系不仅直接作用于职业倦怠，而且通过医生的职业认同感间接影响职业倦怠。医生职业认同感的提升可以有效降低职业倦怠，并且这种缓解包含了职业倦怠的3个维度，是全方位的。医患关系的提升能从根本上改善医生的职业认同以及职业倦怠。政府卫生管理部门及医院管理者在预防医生职业倦怠方面应重视多途径建立和谐医患关系，优化配置医疗资源，提升医疗机构服务质量及效率，减少医生的内外压力；正向引导社会舆论，让大众了解正在改观的医疗环境和理解医生的工作；医院要注重对医生的身心保护，定期对员工心理疏导，优化医疗纠纷协商调节机制，缓解不良医患关系带来的负面影响。在目前医患关系短时间内难以改变的情况下，医院可以从增强职业认同感入手，以降低医生的职业倦怠；完善医生的福利待遇，拓宽人才晋升途径，提升职业回报与职业能力；加强医生与医院机关领导的民主沟通、平等交流，以增强医生对本院的定位、价值观、领导理念及工作思路的理解和认同，增加职业道德教育，以提高医生的职业成就感。
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