流水线工人职业紧张与心理健康：自我效能感调节效应

鲁晓涵 钱铭周 金平 袁勤 邢晓萍

摘  要：目的  用简明职业紧张问卷[基于工作要求-自主性模型（JDC）及付出-回报失衡模型（ERI）]分别评估电子制造厂流水线工人的职业紧张状态，研究并反映职业紧张不同维度评分与心理健康程度、自我效能感之间的关系。方法  采用单纯随机抽样法于2021年1月抽取某电子制造厂的流水线作业工人272例，采用一般健康问卷（GHQ）、简明职业紧张问卷及一般自我效能感量表（GSES）对研究对象进行调查。结果  本研究显示，GHQ筛查阳性率（即心理不健康者所占比）50.74%，JDC职业紧张率69.12%，ERI职业紧张率58.09%。一般心理健康与自我效能感（r=-0.263，P<0.01）、JDC工作自主性（r=-0.178，P<0.01）、JDC社会支持（r=-0.226，P<0.01）、ERI工作回报（r=-0.240，P<0.01）呈负相关，与ERI工作付出（r=0.209，P<0.01）、ERI内在投入（r=0.146，P<0.05）呈正相关;自我效能感与JDC工作要求（r=0.150，P<0.05）、JDC工作自主性（r=0.358，P<0.01）及JDC社会支持（r=0.290，P<0.01）呈正相关，与ERI工作付出、ERI工作回报及ERI内在投入无统计学相关。自我效能感在JDC模型职业紧张与一般心理健康中存在调节作用（F=2.564，P<0.05），在ERI模型职业紧张与一般心理健康中的调节效应不显著（F=0.161，P>0.05）。结论 流水线工人JDC模型职业紧张及ERI模型职业紧张均处于较高水平，JDC职业紧张并非直接影响心理健康，而是通过自我效能感的调节作用对心理健康产生负面影响，ERI职业紧张不受自我效能感的调节，而独立对流水线工人的心理健康产生负面影响。

关键词：工作要求-自主性模型;付出-回报失衡模型;一般心理健康;自我效能感

中图分类号：R395.1 文献标识码：A 文章编号：1009-8011（2022）-8-0-04

随着我国工业化、现代化进程的不断加快，职业人群的心理健康问题受到广泛关注。电子制造业的员工以外来务工者居多，他们所从事的流水线作业有工作节奏快、时间长、重复机械性劳动以及生产过程纪律严格等特征，更易诱发从业者职业紧张、对心理健康有负面影响。近年来，社会-心理因素作为一项影响职业人群心理健康的因素，越来越受到研究者的重视，相关研究发现：工作中高要求、低自主性、过高心理需求、付出-回报失衡、低社會支持等社会-心理因素均是影响心理健康的危险因素[1-3]。目前，工作要求-自主性模型（job demand-control，JDC）与工作付出-回报失衡模型（effort-reward imbalance，ERI）是两种被广泛认可的职业紧张模型，能从不同角度考虑紧张源，JDC强调个体自身内在感受，ERI则以整个社会交换的互惠为出发点，两者联用有良好的预测作用。

对紧张源的反应过程中，个体特征发挥重要作用，应考虑个体特征的调节效应。自我效能感是指个体对自身能否完成某一任务的推测和判断，是一种内在潜能。自我效能感的差异导致个体面对相同事件产生不同应对方式。自我效能感与人格特征、应对方式密切相关，且与个体的情绪失调、倦怠有关[4-5]，可以缓冲外界应激源对个体情绪的负面影响[6]，是重要的个人资源。基于此，本研究提出假设：自我效能感在基于两种模式的职业紧张与心理健康中起调节作用。

1  资料与方法

1.1  一般资料

样本来源于某电子制造厂里在制造及代加工笔记本电脑、手机等电子信息产品流水线作业的工人。本研究以P=40%为预估率，检验水准α=0.05，允许误差δ=0.15P，以N=Zα/22P（1-P）/δ2为样本估算公式，计算样本量256例。本研究采用单纯随机抽样的方法，以工人工号的编码为抽样框抽取样本，发放并收回问卷共计300份，最终纳入有效问卷272份。其中，男性172例（63.24%），女性100例（36.76%）;年龄19～39岁，平均年龄（27.88±5.25）岁;工龄11～49个月，平均工龄（24.88±5.66）个月;每周工作时长48～75小时，平均工作时长（59.75±9.87）小时。所有研究对象均自愿参与研究并签署知情同意书，本研究已经上海市浦东新区南汇精神卫生中心医学伦理委员会审查批准。

1.2  纳入与排除标准

纳入标准：①年龄19～39岁;②工龄11～49个月;③每周工时48～75小时;④所从事流水线均包括生产、组装、测试、包装、质检等生产流程者;⑤实行两班倒的轮班制度且长时间暴露于流水线作业。

排除标准：①排除既往有精神疾病史者;②填写问卷无效者（问卷勾选有规律、有缺失、逻辑错误者）。

1.3  方法

1.3.1  一般健康问卷（generalhealth questionnair，GHQ）

本问卷调查研究对象近1个月以来的一般心理健康状况，共包含12个条目。根据WHO推荐的计分方式，采用1～4级评分，以0-0-1-1方式计分（被试者选择第1、2选项均计0分，选择第3、4选项均计1分，总分0～12分）。总分越低表示心理健康状况越好，总分越高表示心理健康状况越差[7]。本研究问卷内在一致性信度Cronbach’sα系数为0.831，以GHQ评分≥3分为心理健康筛检阳性。

1.3.2  简明职业紧张问卷

采用戴俊明教授基于JDC及ERI指导下研发的简明职业紧张问卷。问卷内在一致性信度Cronbach’s α系数分别为0.744和0.922。JDC包括工作要求、工作自主性和社会支持3个维度，以工作要求与工作自主性得分比值（D/C比值）>1为JDC职业紧张。ERI包括工作付出、工作回报和内在投入3个维度，以工作付出与工作回报得分比值（ERI比值）>1为ERI职业紧张。

1.3.3  一般自我效能量表（generalself-efficacyscale，GSES）

GSES由德国心理学家Schwarzer R等编制，中文版经王才康等研究显示其具有良好的信效度。量表共10个条目，采用1～4级评分法，包括“完全不正确”、“尚算正确”、“多数正确”、“完全正确”。此量表为单维量表，所有条目得分之和除以10，即为一般自我效能感的最终得分，得分越高表示自我效能感越强。本研究中问卷内在一致性信度系数Cronbach’s α为0.861。

1.4  质量控制

调查前统一对调查员进行培训，统一调查流程及指导用语。问卷调查开始前，向调查对象告知调查意义、目的及内容，明确量表填写要求，经调查对象知情同意后，调查对象自主填写并完成问卷。问卷实行集中填写，当场收齐，保证问卷填写的准确性及完整性。问卷填写完成后，回收的问卷由专人负责审核及编码，以统一的标准剔除无效问卷，同时采取双人录入数据并核查，控制数据录入的质量。

1.5  数据处理

本研究采用SPSS 22.0统计学软件对数据进行分析，采用PROCESS3.3宏插件进行调节效应分析，观测变量的相关分析采用偏相关分析;自我效能感在两种模型职业紧张与心理健康关系中的调节效应分析采用。[缺少必要的统计学描述，可能是用了多因素方差分析（主效应、交互效应）]，进一步简单斜率分析检验调节变量，自我效能感分别取高值（高于平均数一个标准差）和低值（低于平均数一个标准差）时，各模型自变量对心理健康的预测效应。本研究检验水准α=0.05，P<0.05为差异有统计学意义。

2  结果

2.1  各量表评分情况

本研究GHQ评分的均值为3.06分，GSES评分的均值为（2.60±0.57）分，D/C比值的均值为（1.18±0.42），ERI比值的均值为（1.09±0.42）。另外，GHQ心理健康筛查阳性率50.74%（138/272），JDC职业紧张率69.12%（188/272），ERI职业紧张率58.09%（158/272）。见表1。

2.2  观测变量的偏相关分析

相关分析结果显示：GHQ与自我效能感（r=-0.263，P<0.01）、JDC工作自主性（r=-0.178，P<0.01）、JDC社会支持（r=-0.226，P<0.01）、ERI工作回报（r=-0.240，P<0.01）呈负相关，与ERI工作付出（r=0.209，P<0.01）、ERI内在投入（r=0.146，P<0.05）呈正相关;自我效能感与JDC工作要求（r=0.150，P<0.05）、JDC工作自主性（r=0.358，P<0.01）及JDC社会支持（r=0.290，P<0.01）呈正相关，与ERI工作付出、ERI工作回报及ERI内在投入无统计学相关。见表2。

2.3  自我效能感在两种职业紧张模型与一般心理健康关系中的调节效应

本研究结果显示：自我效能感在D/C比值与一般心理健康中有调节作用，但D/C比值主效应不显著（F=2.564，P<0.05）;ERI比值对一般心理健康影响的主效应显著，但自我效能感在ERI比值与一般心理健康中不存在调节效应（F=0.161，P>0.05）。见表3。

进一步简单斜率分析检验调节变量，结果显示：低自我效能感个体D/C比值对一般心理健康有正向预测作用（β=1.617，P<0.01）;社会支持对一般心理健康有负向预测作用（β=-1.253，P<0.01）;高自我效能感个体内在投入对一般心理健康有正向预测作用（β=1.211，P<0.01）。见图1a～c。

3  讨论

本研究JDC职业紧张率69.12%，高于另一研究中所调查的我国六省份流水线工人（64.50%）[8]。已有研究调查显示，ERI职业紧张率为10.5%～81%[9-11]，本研究中该结果为58.09%，提示电子厂流水线工人有较高职业紧张水平。自我效能感得分均值为3.06分，可见流水线工人自我效能处于较低水平。本研究相关数据分析显示：心理健康与JDC、ERI模型职业紧张有关，与已有研究一致[12-13]。

JDC模型可预测心理健康，高要求及低自主性对心理健康不利。本研究采用调节效应分析显示：自我效能感在D/C比值与心理健康中起调节作用，D/C比值主效应不显著。这个结果提示JDC职业紧张无法独立影响心理健康，可能通過自我效能感调节发挥影响。自我效能感处于不同水平的个体D/C比值对心理健康作用方向相反（图1a），因此主效应不显著可能受交互效应掩盖，低自我效能感会增强JDC职业紧张对心理健康的负面影响，可能由于低自我效能感个体缺少信念，面对高要求更倾向以退缩方式被动应对，从而产生倦怠、影响心理健康。

社会支持对心理健康保护作用仅在低自我效能感个体中显著，高自我效能感者即使社会支持较低也不会影响心理健康，而低自我效能感会增强缺乏社会支持对心理健康的负面影响（图1b）。社会支持对自信能否应对压力事件起作用[14]，缺乏社会支持对处于职业紧张状态的个体的心理健康不利，提高自我效能感可对此有缓冲作用。

本研究结果表明，ERI比值主效应显著，但自我效能感的调节效应不显著，即ERI职业紧张不受自我效能感调节而独立影响心理健康，ERI职业紧张程度越高越易导致心理健康问题，高工作付出可能是造成影响的核心因素，与已有研究一致[15]。

高自我效能感个体内在投入过高对心理健康有负面影响（图1c）。可能由于高自我效能感个体会投入更高的专注及奉献，即内在投入越高[16]，反映其对收到高度认可的渴望，对付出回报失衡的状态更敏感，于是导致出现职业紧张及心理健康问题。

可见，自我效能感在职业紧张与心理健康中起调节作用。低自我效能感个体，需重视JDC职业紧张的监测，提供常态化心理干预提高自我效能感，通过促进工作中积极互动提高社会支持;高自我效能感个体应关注是否因内在投入高而存在过高认可需求，对付出回报失衡更敏感而影响心理健康，这些个体可能需要及时接受心理疏导。另外，本研究中高自我效能感个体自变量的GHQ效应量低于低自我效能感者，即提高自我效能感可缓冲自变量对心理健康的影响。因此，关注职业紧张的同时，需注重个体自我效能感的培养。

由于本研究为横断面调查，无法对变量间因果关系作明确判断，具有一定局限，有待进一步开展队列研究。尽管可能因为样本源于同一单位而缺少多样性，但考虑到所抽样的单位为在岗职工5万以上的大型电子制造厂，据研究前估算本研究需要样本量为256例而实际入组272例，故能保证纳入样本充足且具有一定的代表性。

综上所述，JDC及ERI模型职业紧张对电子厂流水线工人心理健康有负面影响，JDC职业紧张通过自我效能感的调节效应影响心理健康，ERI职业紧张是心理健康的独立影响因素。定期监测JDC、ERI职业紧张，积极采取策略提高工人自我效能感，对维护心理健康具有重要公共卫生意义。

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