不同工作場所健康促進狀態下員工職業緊張狀況比較

尉敏琦王 健劉 濤鄔家杰沈 婕傅 華

（1上海市閔行區疾病預防控制中心 上海 201101；2上海市閔行區愛國衛生運動委員會辦公室 上海201199；3復旦大學公共衛生學院健康傳播研究所 上海 200032）

在生物-心理-社會醫學模式下，人們對職業有害因素的認識不再局限于物理、化學和生物性的因素，工作場所中的社會心理因素越來越引起人們的重視。工作中不良的社會心理因素對職業人群健康的危害逐漸成為公共衛生領域重要且有理論與應用價值的主題。

職業環境中，適度的工作壓力對提高生產勞動效率有利。但是，當工作場所中的社會心理因素超出人體的調節能力，或個體所在的工作崗位的要求與個人所擁有的能力、資源、需求不相匹配時，就容易產生有害的生理和心理反應，也就是通常所指的職業緊張（job stress），又稱職業應激或工作緊張［1］。如果長期處于工作壓力過大而無法克服，可引起不良的心理行為效應和精神緊張效應，誘發緊張相關疾患、職業性緊張綜合征，甚至“過勞死”，直接或間接影響職工健康和工作能力。由于社會經濟的快速發展，職業人群普遍處于長期工作壓力過大而無法克服的狀態［2-3］。職業緊張問題在我國越來越受到重視，但相關研究較西方發達國家尚有很大差距［4］。現有研究關注人群較為局限，多以石油和風電等野外作業人群和醫護人群為主，缺少更大范圍人群的研究資料［5］。許多研究認為職業緊張是否發生及發生的強度如何，是工作條件與個體特征相互作用的結果。但現有研究較少將工作場所的支持性環境因素與職業緊張結合進行探討，對工作場所如何開展職業緊張預防控制的指導性不強。近年來，不少單位或企業著手建設健康單位或健康企業，通過健康促進措施來改善員工健康。但通過健康支持性環境的營造是否有助于員工職業緊張的改善卻少有研究。

本研究基于工作要求-自主（job demandcontrol，JDC）模式，應用量表對轄區內企事業單位員工進行橫斷面調查，了解不同工作場所健康促進狀態下員工的職業緊張情況，為后續開展工作場所健康促進提供參考。

資料和方法

研究對象以上海市閔行區轄區內企事業單位職工為研究對象，包括與單位簽訂任何形式合同（包括長期合同、臨時工、勞務派遣工等）的員工，未包括調查期間出差、病事假的員工。以某手套生產針車工人職業緊張程度高的比例為20.61%［6］估計，檢驗水平α取0.05，允許誤差β取0.15，測算樣本量N=178×（1-20.61%）/20.61%≈686；再考慮應答失訪、整群抽樣等情況，N=686×1.1×1.2≈906。采用分階段整群隨機抽樣原則實施抽樣。在閔行區每個鎮街道隨機抽取2個企事業單位。在抽取單位內部按照員工工號排序，采用簡單隨機抽樣的方法獲取調查員工名單，設計效應為1，可接受的誤差限e為0.10，調查估計值的置信度為95%，則Z=1.96。以手套生產針車工人職業緊張程度大的比例估計P為0.2061。根據樣本量公式，計算初始樣本量n1=63。考慮應答失訪的情況，n1=63×1.1≈69。根據各單位總人數調整各自需獲得的最小樣本量遇到單位、員工不配合時，則返回相應抽樣池，按照隨機抽樣原則重新抽取，當調查量滿足所需樣本量則結束抽樣與調查。在知情同意和自愿參與的基礎上，于2019年11～12月對抽中的單位員工開展匿名形式的自填式問卷調查。本研究經上海市閔行區疾病預防控制中心倫理委員會審批通過（審批編號：EC-P-2019-012）。

研究內容與方法調查內容包括被調查對象的一般人口學特征、職業特征、所處工作場所環境狀況、職業緊張等。

一般人口學特征與職業特征采用自編調查表，收集被調查員工的一般人口學特征（包括年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、戶籍類型、個人平均月收入水平等）和職業特征（包括工齡、每周工作時長等）。婚姻狀況中，已婚者包括已婚、離異或喪偶后再婚者；單身者包括未婚、離異或喪偶者。

工作場所健康促進狀況與個人參與情況采用自編調查表，收集被調查者所處工作場所健康促進狀況（包括用人單位職業健康安全管理部門設置、健康單位建設、職工健康安全培訓組織及部門內職業健康安全管理負責人員的設置）和個人參與情況（包括受訪者對單位健康促進活動的關注情況、健康安全培訓的參與情況及對所處工作場所的評價）。通過5分制的單條目問題，評估受訪者對所處工作環境的整體評價，即很好、較好、一般、較差、很差，分別為5～1分。

職業緊張采用《簡明職業緊張問卷》［1，7］對JDC模式職業緊張進行評估。該問卷共16個條目，其中13個條目通過工作要求、自主程度和社會支持3個核心維度評估職業緊張狀況，其余3個條目評價工作滿意度。每個條目采用李氏5級法評分，即完全不同意、不同意、基本同意、同意、完全同意，分別為1～5分。以工作要求（demand）與自主程度（control）的比值（D/C）來判斷職業緊張程度的高低，D/C＞1者為存在JDC模式高職業緊張。為便于比較分析，將所有指標均采用下列公式進行轉換，將不同的職業緊張評估因子的原始積分值分別換算成0～10標準分（標準分=采用Cronbach'sα系數對《簡明職業緊張問卷》的信度進行評價，本次調查問卷總體及工作要求、自主程度、社會支持、工作滿意度各維度的Cronbach'sα系數分別為0.850、0.861、0.759、0.861、0.782，提示問卷的內在一致性較好。

質量控制調查實施前，對所有參與調查的人員進行培訓，統一調查方法與標準。問卷通過被抽取單位的健康安全工作部門發放給調查對象，調查對象匿名自填問卷，交還該部門工作人員核查回收。問卷回收時，工作人員現場檢查問卷有無漏項或邏輯錯誤，提醒調查對象對問卷進行現場補充修改。研究人員對調查問卷實施進一步卷面質控、完成復查及糾錯。調查問卷漏項、錯項多于15%的視為廢卷。對問卷數據實施雙人雙錄入，確保數據完整準確。

統計學分析運用Epi Data 3.1a軟件建立數據庫，完成數據錄入與核對；運用SPSS 25軟件進行數據處理和統計分析。對《簡明職業緊張問卷》應答不全的不納入分析；對其他特征信息應答不全的，比較分析樣本與回收樣本在相應特征構成上的差異，在構成差異無統計學意義的前提下進行統計分析。計量資料采用±s表示，組間比較采用獨立樣本t檢驗或協方差分析；計數資料以人數和率（%）表示，采用χ2檢驗進行比較。

以高職業緊張為因變量，以年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、戶籍類型、個人平均月收入水平、工齡、每周工作時長、是否開展健康單位創建、是否設有職工健康安全管理部門、是否有專人負責部門內職工健康安全管理工作、是否組織過職工健康安全培訓、是否參加過職工健康安全培訓、是否關注單位的健康促進活動、對工作場所的評價作為自變量，運用向前逐步回歸法進行非條件二分類Logistic回歸分析。檢驗水準α=0.05（雙側檢驗）。

結 果

調查對象的基本情況本研究共發放并回收調查問卷1 363份，剔除7份職業緊張量表填寫不完整的問卷，最終納入分析樣本量為1 356人，有效應答率為99.49%。分析樣本與回收樣本（1 363例）在各基本特征構成上差異無統計學意義。被調查者的平均年齡為（36.00±8.75）歲，最小20歲、最大68歲；男女性別比為1∶2。大部分受訪者具備本科及以上受教育程度，婚姻狀況以已婚為主，戶籍類型以本市居多。僅四成受訪者工齡不滿10年，每周工作時長多在40 h以內，八成受訪者平均月收入不足10 000元（表1）。

表1 調查對象的一般人口學特征與職業特征Tab 1 The demographic and professional characteristics of the respondents

調查對象的職業緊張狀況調查結果顯示，受訪者的工作要求、自主程度、社會支持、工作滿意度各 維度 均 分為（6.32±1.42）分、（6.28±1.18）分、（7.53±1.36）分、（6.22±1.49）分，工作要求與自主程度的平均比值（D/C）為（1.03±0.28），D/C＞1者為589人，高職業緊張檢出率為43.44%。以高職業緊張為因變量進行非條件二分類Logistic回歸分析，結果顯示（表2），年齡、每周工作時長、是否關注單位的健康促進活動、對工作場所的評價是受訪者職業緊張狀況的影響因素。與每周工作時長不超過40 h的受訪者相比，超過40 h的員工的高職業緊張檢出率相對較高（OR=1.80，95%CI：1.37～2.37，P＜0.001）；與關注單位健康促進活動的受訪者相比，對此漠不關心的員工的高職業緊張檢出率相對較高（OR=1.43，95%CI：1.11～1.85，P=0.006）；與對工作環境評價“很好”的受訪者相比，評價“一般”及評價“較差/很差”的員工的高職業緊張檢出率相對較高（OR=2.24，95%CI：1.50～3.35，P＜0.001；OR=5.62，95%CI：2.25～14.08，P＜0.001）。

表2 職業緊張相關因素的二分類Logistic回歸分析Tab 2 Binary Logistic regression analysis on the influencing factors of job stress

不同工作場所健康促進狀態下受訪者的職業緊張狀況已開展健康單位創建的企事業單位受訪者的工作要求、自主程度、社會支持和工作滿意度得分均高于未開展健康單位創建的單位受訪者（P＜0.001，表3），此兩類受訪者的D/C比值相當，高職業緊張檢出率差異無統計學意義。是否設有職業健康安全管理部門或是否有專人負責部門內的職業健康安全管理工作均不影響受訪者的工作要求得分（P＞0.05），但設有部門或有專人負責的受訪者在自主程度、社會支持和工作滿意度等維度的得分均較高（P＜0.001），D/C比值相對較低，高職業緊張檢出率較低（P＜0.05）。關注單位健康促進活動/培訓或參加過單位組織的職業健康安全培訓的受訪者對工作要求的耐受度較強、感知相對較弱，工作要求得分較低（P＜0.001）；而對自主程度、社會支持的感知度較強，得分較高，工作滿意度也較高（P＜0.001）；D/C比值相對較低，高職業緊張檢出率較低（P＜0.05）。

表3 不同工作場所健康促進狀態下的受訪者職業緊張狀況Tab 3 The job stress of respondents in different states of workplace health promotion （n=1 356，±s）

表3 不同工作場所健康促進狀態下的受訪者職業緊張狀況Tab 3 The job stress of respondents in different states of workplace health promotion （n=1 356，±s）

aCovariance analysis，bIndependent-sample t-test；cχ2 test.（1）P＜0.05，（2）P＜0.001.

?

討 論

工作場所作為落實健康城市戰略的基本單元，是職工健康促進的優先領域［8］，也是職業緊張預防干預的重點環節。在工作場所和勞動過程中發生的職業緊張是危害職業人群身心健康的重要因素，已成為職業衛生的突出問題［9-10］。有研究表明［11-13］，職業任務過重、社會支持不力等因素均可影響職業緊張的發生。為適應不同職業的廣泛性和鑒別職業緊張的特征，本研究應用在西方國家職業緊張流行病學研究中很受重視的JDC模式［14］，著重分析工作內容與環境問題。

工作要求和工D/C是評估職業緊張程度的兩大核心指標［15］。研究發現，已開展健康單位創建的企事業單位員工的工作要求得分明顯高于未開展健康單位創建的單位員工，但因其自主程度也較高，D/C無差異，高職業緊張檢出率相當。可見提高勞動者對工作要求的適應和控制能力，在一定程度上可減輕高工作要求對員工職業緊張發生及程度的影響。這與JDC模式［14］強調的“高要求、高自主作業有利于激發作業者的積極性和主動性”的觀點一致。研究中，用人單位組織職工健康安全培訓、員工參與培訓及關注單位的健康促進活動能在一定程度上緩解作業者對工作要求的感知；同時，單位設有職工健康安全管理部門、部門內設有專人負責職工健康安全管理工作、組織開展職工健康安全培訓，以及參與相關培訓等有助于受訪者自主程度得分的提高。楊新偉等［16］研究發現多參加娛樂休閑活動可提高員工的理性處事能力，降低個體緊張反應。徐金平等［17］調查顯示自我充電、娛樂活動是職工優先選擇的減壓方式。可見，為員工提供應對緊張的信息、資源、培訓及相關健康服務，有助于職工適應工作要求和提高控制應對能力。

社會支持是評估職業應激程度的重要指標。在組織層面上，已開展健康單位建設、單位設有職工健康安全管理部門、部門內設有專人負責職工健康安全管理工作、單位曾組織職工健康安全培訓等情況下，受訪者的社會支持得分相對較高；在個體層面上，關注單位的健康促進活動、曾參加職工健康安全培訓及健康促進活動的受訪者社會支持得分較高。這與JDC模式［14］強調的“社會支持對職業緊張具有調節作用”觀點一致。對在職人群而言，他人支持的存在或缺乏會影響個體在工作場所中的應激體驗和應激反應，尤其來自同事和領導的支持對個體的心理及生理反應極為有利。同事的支持可增強信心，使之更有效應對應激；相反，缺少同伴可能會導致易怒和焦慮，從而降低其應對工作應激的能力。可見，開展健康單位建設，圍繞職工健康安全采取各種措施，鼓勵和吸引職工積極參與各類健康培訓及活動，能優化職工在工作環境中獲得的社會支持，更好地發揮調節職業緊張的作用。

個體對單位健康促進活動的關注度、對所在工作環境的評價是影響高職業緊張檢出的重要因素。職工對健康話題的關注度在一定程度上反映了個體的健康意識。健康意識比較強的人應對和控制各種健康相關危害因素的能力較強。用人單位開展健康單位建設、部門內設有專人負責職業健康安全工作均有助于改善職工對所處工作環境的評價，職工通過參加單位組織的健康培訓或活動則進一步提高了個體對環境建設的感受度。可見，在職業緊張控制中，優化工作場所的健康促進環境建設與提高員工對所在單位健康促進活動的關注度、參與度均非常重要。因此，健康單位建設不能僅停留在組織層面及環境建設層面，更需調動職工的主動性和參與度，提高個人維護健康的責任意識。

本研究存在一定的局限性：首先，本研究屬于橫斷面調查，不能反映研究變量間的因果關系，僅可為后續研究提供參考；其次，研究走訪的用人單位開展健康促進工作起步有先后、工作舉措及推進程度也不同，因此在健康促進工作效果問題上僅能作出初步提示，后續有待進一步深入論證；另外，本研究主要關注于工作場所健康促進狀態對高職業緊張檢出的影響，未涉及其他因素的影響，有待后續研究進一步探討。

綜上所述，不同工作場所健康促進狀態下員工的職業緊張狀況各異。開展健康單位建設可作為用人單位控制職業緊張的重要抓手，優化工作場所健康促進狀況、提高員工的關注度和參與度有助于提高勞動者對工作要求的適應和控制能力，降低員工職業緊張水平。

作者貢獻聲明尉敏琦論文構思、撰寫和修訂，數據收集、整理和分析。王健，劉濤，鄔家杰，沈婕數據收集、整理，結果解釋。傅華研究設計，論文構思和修訂。

利益沖突聲明所有作者均聲明不存在利益沖突。