中国护士的心理活跃度与被动久坐行为之间的关系以及职业倦怠现象：一项横断面研究

《Frontiers in Public Health》：Mentally active versus passive sedentary behaviors and burnout among nurses of China: a cross-sectional study

　　**摘要**
**目的：** 本研究旨在探讨精神活跃型与被动久坐行为对护士职业倦怠的不同影响。
**方法：** 在中国浙江对1,132名护士进行了横断面研究，通过《中国成年人久坐行为问卷》调查每日久坐时间，并使用Maslach职业倦怠量表-人类服务调查版（MBI-HSS）评估职业倦怠情况。
**结果：** 每天进行超过4小时精神活跃久坐行为（如工作、阅读、爱好、通勤和聊天）的护士，其职业倦怠的风险比每天进行少于1小时此类活动的女性低47%（比值比OR = 0.53；95%置信区间0.33–0.86）；排除与通勤相关的久坐时间后，这种负相关关系仍然存在。而被动久坐行为与职业倦怠之间未发现显著关联。
**结论：** 从事精神活跃的久坐行为与护士职业倦怠风险降低有关。

**1. 引言**
职业倦怠是一种与工作相关的综合症状，表现为情绪耗竭、去个性化以及成就感下降（1），在护士群体中尤为常见（2）。基于人群的调查表明，荷兰的患病率为10%，希腊为78%，亚洲地区高达52%（3）。Aiken等人的研究指出，每位护士接诊每位额外患者会使职业倦怠的风险增加23%（3）。越来越多的证据表明，护士的职业倦怠与不良患者结局相关，包括死亡率升高、抢救失败事件以及住院时间延长（5–7）。这些发现强调了亟需解决护士职业倦怠问题的重要性，因为倦怠可能通过可改变的日常行为来干预——其中，久坐行为一直被忽视。
久坐行为被定义为“任何在坐姿或躺姿下能量消耗 ≤1.5 METs（代谢当量单位）的清醒状态下的行为”（8）。成年人在清醒时间中大部分时间都处于久坐状态（9）。Hallgren等人（10）根据心理参与程度将久坐行为分为精神活跃型（如阅读、写作、使用电脑完成任务）和被动型（如看电视、听音乐）。研究表明，精神活跃的久坐行为可能带来心理益处，而被动久坐行为则与不良的心理健康结果相关（11）。因此，精神活跃的久坐行为可能具有恢复作用，而被动久坐行为可能加剧心理社会压力；然而，这种二元划分在护士群体中尚未得到验证。

事实上，久坐行为与职业倦怠之间的关联在不同职业中并不一致。Morgan等人（12）发现，长时间久坐的医学生职业倦怠得分反而较低，这表明久坐可能具有恢复作用而非统一的风险因素。不过，该分析仅使用了单一的久坐时间指标，未能考虑久坐行为的质的差异。Verhavert等人（13）将久坐时间分为工作、通勤和休闲三类，发现长时间的工作相关久坐会增加职业倦怠风险，而通勤或休闲时的久坐则无关紧要。由于护士群体的职业倦怠率较高，且50–60%的清醒时间属于久坐状态（14），因此需要按照心理参与程度对久坐行为进行重新分类。区分精神活跃型与被动型久坐行为有助于明确它们对职业倦怠的具体影响。

**2. 方法**
**2.1 研究设计与参与者**
这项横断面研究于2023年3月至4月在中国浙江进行，采用多层次分层抽样方法。第一阶段从浙江11个城市中随机选取7个城市；第二阶段从每个城市随机选取1至2家三级医院；第三阶段在每家医院招募100名注册护士完成问卷调查。参与者通过微信和短信招募，要求年龄超过18岁并在浙江省医疗机构工作。共向1,300名符合条件的参与者发放了在线问卷，仅纳入完成问卷的受访者。确保所有参与者的隐私和匿名性得到保护。

**2.2 研究工具**
**2.2.1 久坐行为评估**
使用《中国成年人久坐行为问卷》评估久坐时间和类型。该问卷由运动健康与健康促进领域的科学家共同设计，重测信度（ICC）为0.82，Spearman相关系数为0.71（15）。参与者报告了过去7天内每天坐立及从事10种活动的平均时间，包括工作、上网、用餐、午睡、阅读（书籍、报纸和杂志）、爱好、通勤、聊天、看电视等。每种久坐行为的日均时间计算方式为（过去7天内该行为的天数）×（该天平均每天的时间）/ 7。排除每日久坐时间超过24小时或用餐时间完全久坐的参与者。这一决策基于极端值可能代表测量误差或对问卷理解的偏差。
根据文献（16–18），将看电视、上网、用餐和午睡归类为被动久坐行为，将工作、阅读、爱好、通勤和聊天归类为精神活跃久坐行为。精神活跃久坐时间分为四档（每天0–1小时、1–2小时、2–3小时、>3小时），精神被动久坐时间分为五档（同上）。

**2.2.2 职业倦怠评估**
使用Maslach职业倦怠量表-人类服务调查版（MBI-HSS）评估职业倦怠，该量表包含22个项目，每项评分范围为0–6分（0表示从不，6表示每天）。中文版本的量表在情感耗竭（EE）、去个性化（DP）和个人成就感（PA）三个维度上的信度分别为0.9、0.88和0.68（22）。该量表适用于医疗人员，具有较高的内部一致性。Cronbach’s alpha系数分别为：EE 0.90，DP 0.79，PA 0.71（23, 24）。MBI-HSS从三个维度评估职业倦怠：EE 9个项目，DP 5个项目，PA 8个项目。根据量表手册（21），EE得分超过26分、DP得分超过9分、PA得分低于34分表示存在职业倦怠。EE和DP得分越高，职业倦怠越严重；PA得分越低表示倦怠程度较轻。高度倦怠的医疗专业人员通常在EE和DP维度上得分较高，而在PA维度上得分较低（26）。因此，本研究将“职业倦怠”定义为：仅当参与者在所有三个维度上都达到高阈值（即EE > 26、DP > 9、PA < 34）时，才将其归为倦怠组。其余参与者归为非倦怠组。

**2.2.3 其他协变量评估**
自填式问卷用于收集社会人口统计信息，包括年龄、性别、教育背景、月收入、吸烟习惯、饮酒习惯、婚姻状况、子女数量、职位等级、工作经验年限、夜班频率、睡眠时间、自我健康状况和体质指数（BMI）。自我健康状况基于参与者自我评估及与同龄人的比较。BMI分类标准参照中国肥胖工作组（WGOC）的规定：BMI ≤ 18.5为过低体重，18.5 < BMI ≤ 24为正常体重，24 < BMI ≤ 28为超重，BMI > 28为肥胖（27）。

**3. 结果**
**3.1 参与者的社会人口统计特征**
共有1,132名护士完成问卷，有效回收率87.1%。排除每日久坐时间超过24小时（n = 26）和用餐时间完全久坐（n = 65）的参与者后，1,041份问卷有效（合格问卷占比92%）。

**3.2 不同久坐类型与职业倦怠的关联**
表1显示了研究参与者的社会人口统计特征。1,041名中国护士中，204人（19.6%）符合职业倦怠标准。与非倦怠组相比，倦怠组护士的睡眠时间更短，自我健康状况较差，精神活跃久坐行为参与度较低（p < 0.05）。年龄、BMI、职位等级、工作经验年限、夜班频率和精神被动久坐行为参与度在各组间无显著差异（p > 0.05）。

**3.3 不同久坐类型与职业倦怠的关联**
表2显示了不同久坐类型与职业倦怠的关联：倦怠组在精神活跃久坐上花费的时间较少，而在被动久坐方面无显著差异（补充图1；补充表1）。在未经过调整的模型中，与每天进行 less than 1 小时精神活跃的休闲活动（SBs）的参与者相比，每天进行 4 小时或更长时间精神活跃休闲活动的参与者患有职业倦怠的概率较低（OR = 0.48，95% CI = 0.31–0.74）；而每天进行 1–2 小时精神活跃休闲活动的参与者的 OR 为 0.56（95% CI = 0.32–0.96）。经过全面调整后（模型 3），每天进行超过 4 小时精神活跃休闲活动的参与者的职业倦怠概率仍然显著降低，降低了 47%（OR = 0.53，95% CI = 0.33–0.86）。对于其他类型的休闲活动，未发现统计学上的显著关联，除了每天进行 3 小时或更长时间精神被动休闲活动的参与者。虽然在模型 1 中，与每天进行 1 小时或更少时间精神被动休闲活动的参与者相比，后者患职业倦怠的概率有所下降（OR = 0.54，95% CI = 0.31–0.97），但在模型 2 和模型 3 中并未观察到这一趋势。

表 2
模型 1
模型 2
模型 3
OR（95% CI）
p 值
OR（95% CI）
p 值
OR（95% CI）
p 值
精神活跃休闲活动
≥0-≤1
参考
参考
参考
>1-≤2
0.56 (0.32, 0.96)
0.035*
0.59 (0.33, 1.05)
0.074
0.62 (0.35, 1.11)
0.110
>2-≤3
0.68 (0.38, 1.19)
0.177
0.78 (0.42, 1.41)
0.412
0.79 (0.42, 1.46)
0.451
>3-≤4
0.58 (0.29, 1.1)
0.103
0.65 (0.32, 1.3)
0.231
0.71 (0.34, 1.44)
0.350
>4
0.48 (0.31, 0.74)
<0.001*
0.52 (0.33, 0.83)
0.006*
0.53 (0.33, 0.86)
0.009*
精神被动休闲活动
≥0-≤1
参考
参考
参考
>1-≤2
0.78 (0.4, 1.54)
0.471
0.83 (0.4, 1.72)
0.608
0.85 (0.41, 1.76)
0.651
>2-≤3
0.71 (0.37, 1.39)
0.303
0.79 (0.39, 1.61)
0.505
0.84 (0.41, 1.74)
0.639
>3
0.54 (0.31, 0.97)
0.032*
0.59 (0.32, 1.11)
0.094
0.65 (0.35, 1.22)
0.167

*表示统计学上显著。

模型 1 未进行调整。
模型 2 考虑了年龄、性别、BMI、教育水平、月收入、婚姻状况、子女数量、吸烟情况、饮酒情况以及健康状况等因素的调整。
模型 3 考虑了模型 2 中的所有变量，再加上职位、夜班工作、睡眠时长和工作年限等因素的调整。

*P < 0.05 表示统计学上显著。

表 3 显示了精神活跃休闲活动与职业倦怠之间的关联。在所有亚组中，都发现了精神活跃休闲活动与职业倦怠之间的显著关联，唯独“交通”亚组除外（见补充图 2）。调整了协变量后，每天进行 1 小时或更长时间工作相关休闲活动的参与者患职业倦怠的概率降低（OR = 0.51，95% CI = 0.31–0.97）。模型 1 显示，阅读、爱好和聊天的 OR 分别为 0.5（95% CI = 0.31–0.97）、0.52（95% CI = 0.35–0.76）和 0.41（95% CI = 0.29–0.59），与不参与这些活动的参与者相比。最终调整后（模型 3），每天阅读、参与爱好和与他人聊天的时间少于 1 小时的参与者，其患职业倦怠的概率分别降低了 0.57（95% CI = 0.4–0.82）、0.66（95% CI = 0.43–0.99）和 0.48（95% CI = 0.33–0.71）。

**讨论**
这是首次研究特定类型的休闲活动与护士职业倦怠之间的关系。精神活跃的休闲活动与较低的职业倦怠概率相关，而精神被动休闲活动则没有显著关联。这些数据支持了先前的研究，即不同的休闲活动对健康和幸福感有不同影响（10, 18）。我们的研究结果强调了在设计职业倦怠预防策略时对休闲活动进行定性分类的重要性。

观察到的职业倦怠率为 19.6%，低于中国的 27.7%（28）和新加坡的 24%（29）。尽管已提出社会经济地位和生活条件的差异可以解释这种异质性（28），但在本研究中，收入并未对职业倦怠产生预测作用（p > 0.05）。这一无关联的结果可能反映了“天花板效应”，因为参与研究的护士收入远高于其他研究中的护士。文献（30）指出，较高的经济地位与更好的健康状况相关。在我们的研究中，自评健康状况良好的护士职业倦怠率较低（p < 0.05）。因此，我们推断无论收入如何，自评健康状况始终与职业倦怠呈负相关，这突显了身心健康的重要性的首要性。

与先前研究一致，长时间坐着（13, 31）与较高的职业倦怠率相关，我们发现只有每天进行超过 4 小时的精神活跃休闲活动才与较低的职业倦怠概率相关，而精神被动休闲活动与职业倦怠无关（12）。这一结果支持了摩根等人的观点（12），即久坐时间可能是一种恢复机制。当护士参与精神活跃的久坐行为（如培养爱好、与家人进行支持性对话）时，他们可以获得更多的心理社会益处——压力缓解、情感支持、自我肯定——这些都有助于减轻甚至抵消工作带来的疲劳，从而降低职业倦怠的风险。在我们的研究中，除了与交通相关的久坐时间外，每天进行少于 1 小时精神活跃休闲活动（如阅读、爱好、聊天）或超过 1 小时工作相关休闲活动的护士，其职业倦怠概率较低。相反，精神被动的活动（如看电视或无目的上网浏览）没有带来任何益处。因此，干预措施应鼓励护士参与更多精神活跃的休闲活动，同时减少看电视和无目的上网的时间。

此外，我们的研究还发现睡眠时长与职业倦怠之间存在显著关联（p < 0.001），这与先前的研究结果一致（32）。Chin 等人的研究（33）进一步表明存在剂量依赖性关系，即每天睡眠时间少于 6 小时的护士职业倦怠概率是睡眠时间多于 7 小时护士的三倍（AOR = 3.4，95% CI = 2.0–6.0）。此外，睡眠质量也值得关注。一项针对新加坡大型医疗团队的研究（N = 4,777）使用匹兹堡睡眠质量指数（34）调查了睡眠质量与职业倦怠之间的关系，发现睡眠质量差与职业倦怠的三个维度均呈强相关（EE: F = 90.65；DP: F = 49.46；PA: F = 12.29；所有 p < 0.0001）。因此，优化睡眠长度和质量应作为预防职业倦怠的重要措施。

我们的研究结果表明，并非所有类型的休闲活动都与职业倦怠相关。在护理行业中，参与精神活跃的休闲活动与较低的职业倦怠概率相关。进一步的干预措施应重点减少精神被动休闲活动（如看电视或无目的上网），同时促进精神活跃休闲活动的增加。应鼓励非工作时间的护士参与学术交流、继续教育和爱好发展；医疗机构应为这些有意义的活动提供必要的基础设施和时间支持。

尽管我们的研究提供了有价值的见解，但仍存在一些局限性。首先，横断面设计排除了因果推断的可能性，可能存在反向因果关系（例如，职业倦怠较低的护士可能更倾向于进行更多的精神活跃久坐行为）。其次，尽管调整了多种协变量，但无法排除未测量或测量不精确因素的残余混杂因素。第三，久坐行为的评估依赖于自我报告的分类数据，可能存在回忆偏差和社会期望偏差。此外，将活动分类为“精神活跃”或“被动”可能存在一定的误分类，从而可能使观察到的关联模糊。第四，尽管参与者是自愿参与的，但选择偏差和非响应偏差可能会限制样本的代表性。最后，由于所有参与者都来自同一省的三级医院，研究结果可能受到医院层面因素的影响。未来需要在不同医疗环境中使用客观测量方法进行多中心研究以验证和扩展这些发现。