工作滿意度在護士心理彈性與職業(yè)倦怠間的中介效應(yīng)

譚劍，孔雪二，侯璇璇

（1.南方醫(yī)科大學(xué)南方醫(yī)院，廣東 廣州 510515；2.南方醫(yī)科大學(xué) 衛(wèi)生管理學(xué)院，廣東 廣州 510515；3.南方醫(yī)科大學(xué)南方醫(yī)院增城院區(qū)，廣東 廣州 511338）

職業(yè)倦怠指個體因長期職業(yè)應(yīng)激產(chǎn)生的身心疲勞與耗竭的狀態(tài)[1]。 護士面臨著工作節(jié)奏快、工作量大、職業(yè)暴露風(fēng)險高、遇到突發(fā)狀況多等問題，是職業(yè)倦怠的高危群體[2]。 職業(yè)倦怠的發(fā)生，不僅對臨床護士的心理、生理健康有著不可忽視的消極影響，還會降低其工作效率和臨床服務(wù)質(zhì)量[3]。 心理彈性是個體遭遇逆境時能夠良好適應(yīng)或成功應(yīng)對的能力[4]，可以減輕壓力對個體帶來的影響， 是職業(yè)倦怠的預(yù)測因子[5]。 心理彈性較高的護士，往往會有更強的個人知性能力，能對工作保持積極的態(tài)度，從而擁有更高的工作滿意度[6]。 工作滿意度是個體從工作中獲得滿足的程度[7]，是影響護士出現(xiàn)職業(yè)倦怠的重要因素[8]。 研究發(fā)現(xiàn)，職業(yè)倦怠與心理彈性呈負相關(guān)[9]；職業(yè)倦怠與工作滿意度呈負相關(guān)[10]；心理彈性與工作滿意度呈正相關(guān)[11]。 縱觀已有文獻，3 個變量中任意兩者的關(guān)系相對清楚， 缺乏三者間相互作用機制的研究。 故本研究旨在探索工作滿意度在護士心理彈性與職業(yè)倦怠間的中介效應(yīng)， 為減少護士職業(yè)倦怠的發(fā)生提供科學(xué)依據(jù)。

1 對象和方法

1.1 研究對象 2022 年11—12 月，采用便利抽樣的方法，選取廣州市6 所公立醫(yī)院，其中包括4 所三級甲等醫(yī)院（南方醫(yī)科大學(xué)中西醫(yī)結(jié)合醫(yī)院、南方醫(yī)科大學(xué)南方醫(yī)院、增城區(qū)中心醫(yī)院、廣州醫(yī)科大學(xué)附屬第三醫(yī)院），1 所三級醫(yī)院（廣東藥科大學(xué)附屬第三醫(yī)院），1 所二級甲等醫(yī)院（廣州市增城區(qū)新塘醫(yī)院）的護士作為研究對象。 納入標準：取得護士執(zhí)業(yè)資格證；在醫(yī)院工作1 年以上并從事臨床護理工作；知情同意且自愿參加。 排除標準：調(diào)查期間外出進修學(xué)習(xí)、休假的護士；來院實習(xí)及進修護士。 2022年11 月便利抽取30 名增城區(qū)中心醫(yī)院的護士進行預(yù)調(diào)查，計算出護士職業(yè)倦怠標準差為16.85 分。 本研究為橫斷面研究，利用橫斷面研究的樣本量計算公式n=（uα/2σ/δ）2[12]，估計所需要的樣本量。 設(shè)定α=0.05，uα/2=1.96，δ 取2，得到n=273，將預(yù)期脫落率設(shè)定為20%，最終確定最小樣本量為341 名，本研究實際納入412 名護士。 本研究通過南方醫(yī)科大學(xué)南方醫(yī)院倫理委員會審核（NFEC-2023-058）。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表 自行編制， 包括年齡、性別、婚姻狀況、生育情況、學(xué)歷、工齡、職稱。

1.2.2 心理彈性量表 （Connor-Davidson Resilience Scale,CD-RICS） 由Connor 等[13]于2003 年編制，用于測量個體應(yīng)對逆境的能力，量表Cronbach α 系數(shù)為0.890。 Yu 等[14]于2005 年漢化，用于測量學(xué)生、醫(yī)護人員、術(shù)后患者等人群的心理彈性水平[15-17]，量表Cronbach α 系數(shù)為0.910。 該量表包括堅韌（13 個條目）、樂觀（8 個條目）、力量（4 個條目），共3 個維度25 個條目。 均采用Likert 5 級評分法，從從不～一直如此依次賦值1～5 分。 總分25～125 分，分值越高表示受試者的心理彈性越好。 本研究正式調(diào)查中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.960。

1.2.3 護士工作滿意度量表（Nurse’s Working Satisfaction Scale） 由Warr 等于1979 年編制，用于評估護士工作滿意度，量表Cronbach α 系數(shù)為0.880[18]。 陸紅于2005 年漢化， 用于評估中國護士工作滿意度，量表內(nèi)容 效度為0.890，Cronbach α 系數(shù)＞0.800[19]。該量表包括工作中的狀態(tài)（11 個條目）、工作中的人際關(guān)系（4 個條目），共2 個維度15 個條目。 均采用Likert 5 級評分法， 從非常不滿意～非常滿意依次賦值1～5 分。 總分15～75 分，分值越高表示受試者的工作滿意度越高。 本研究正式調(diào)查中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.956。

1.2.4 中國職業(yè)倦怠量表（Chinese Maslach Burnout Inventory,CMBI） 由李永鑫[20]于2005 年編制，用于測量教師、警察、醫(yī)護人員等人群職業(yè)倦怠水平，量表Cronbach α 系數(shù)為0.802。 該量表包括情感耗竭（5 個條目）、人格解體（5 個條目）、成就感降低（5 個條目），共3 個維度15 個條目。 均采用Likert 7 級評分法，從完全不符合～完全符合依次賦值1～7 分，其中成就感降低維度反向記分。 總分15～105 分，分值越高表示受試者的職業(yè)倦怠越嚴重。 本研究正式調(diào)查中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.816。

1.3 資料收集方法 問卷由研究者導(dǎo)入騰訊問卷平臺（https://wj.qq.com/s2/11240478/ad18）。調(diào)查員將電子問卷鏈接及二維碼發(fā)給各醫(yī)院科室以及病區(qū)護士長，由其將問卷下發(fā)給相關(guān)護士。 問卷采用統(tǒng)一的指導(dǎo)語說明研究目的及意義，受試對象知情同意后選擇進入問卷進行填寫。 為保證各條目數(shù)據(jù)不存在缺失情況，電子問卷所有題目均設(shè)為必答題；限制每個IP 地址只能提交1 次，避免問卷多次作答。 共回收問卷450 份，其中有效問卷412 份，問卷有效回收率為91.6%。

1.4 統(tǒng)計學(xué)方法 采用SPSS 25.0 分析數(shù)據(jù)。 本研究中的計量資料經(jīng)正態(tài)性檢驗均服從正態(tài)分布，采用均數(shù)±標準差描述；計數(shù)資料采用頻數(shù)、構(gòu)成比描述。 采用Pearson 相關(guān)分析檢驗護士心理彈性與工作滿意度及職業(yè)倦怠的關(guān)系；采用AMOS 25.0 建立結(jié)構(gòu)方程模型，Bootstrap 方法檢驗工作滿意度的中介效應(yīng)。 檢驗水準α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 本研究共納入412 名護士， 年齡：20～25 歲94 名（22.8%），26～35 歲191 名（46.4%），36～45 歲94 名（22.8%），≥46 歲33 名（8.0%）；性別：男性35 名（8.5%），女性377 名（91.5%）；婚姻狀況：已婚233 名（56.6%），未婚179 名（43.4%）；生育情況：有子女212 名（51.5%），無子女200 名（48.5%）；學(xué)歷：?？萍耙韵?8 名（23.8%），本科及以上314 名（76.2%）；工齡：1～5 年154 名（37.4%），6～15 年161名（39.1%），16～30 年81 名（19.6%），≥31 年16 名（3.9%）；職稱：護士及護師265 名（64.3%），主管護師126 名（30.6%），副主任護師及主任護師21 名（5.1%）。

2.2 本組護士職業(yè)倦怠、心理彈性及工作滿意度得分情況 412 名護士職業(yè)倦怠、心理彈性、工作滿意度總分分別為（45.65±12.36）分、（86.76±16.48）分、（51.59±11.05）分。 各維度得分見表1。

表1 護士人員的心理彈性、工作滿意度、職業(yè)倦怠及各維度得分情況（n=412，±S，分）

表1 護士人員的心理彈性、工作滿意度、職業(yè)倦怠及各維度得分情況（n=412，±S，分）

項目心理彈性總分堅韌樂觀力量工作滿意度總分工作中的狀態(tài)工作中的人際關(guān)系職業(yè)倦怠總分情感耗竭人格解體成就感降低條目數(shù)25 13 841 5 11 4 15 555滿分范圍25～125 13～65 8～40 4～20 15～75 11～55 4～20 15～105 5～35 5～35 5～35得分86.76±16.48 44.17±9.31 29.06±5.39 13.54±2.79 51.59±11.05 36.85±8.43 14.74±3.02 45.65±12.36 20.55±7.78 9.74±4.92 15.36±5.62條目均分3.47±0.66 3.40±0.72 3.63±0.67 3.39±0.70 3.44±0.74 3.35±0.77 3.68±0.76 3.04±0.82 4.11±1.56 1.95±0.98 3.07±1.12

2.3 本組護士職業(yè)倦怠、心理彈性及工作滿意度的相關(guān)分析 Pearson 相關(guān)分析結(jié)果顯示，本組護士職業(yè)倦怠與心理彈性呈負相關(guān)（r=-0.523，P＜0.001），職業(yè)倦怠與工作滿意度呈負相關(guān)（r=-0.541，P＜0.001），心理彈性與工作滿意度呈正相關(guān)（r=0.640，P＜0.001）。 見表2。2.4 本研究護士工作滿意度在心理彈性與職業(yè)倦怠間的中介效應(yīng) 采用Harman 單因子方法檢驗共同方法偏差。 對原始數(shù)據(jù)進行未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析，結(jié)果顯示有8 個公因子的特征值＞1，其中對總變量的解釋率最高為35.45%，低于臨界值40%[21]，表明數(shù)據(jù)沒有顯著的共同方法偏差。

表2 本組護士心理彈性、工作滿意度及職業(yè)倦怠的相關(guān)性（n=412，r）

基于理論假設(shè)，建立以心理彈性為自變量，工作滿意度為中介變量，職業(yè)倦怠為因變量的假設(shè)模型，采用AMOS 25.0 對其進行驗證。 本研究選擇最大似然法對參數(shù)進行估計，初始模型運行后，各項指標較為理想，但卡方/自由度=5.815＞3，近似誤差均方根=0.108＞0.080，擬合稍差。 為此，通過修正指數(shù)對模型進行修正，得到擬合效果較好的模型，見圖1，各個擬合指標見表3。 模型結(jié)果顯示，心理彈性對職業(yè)倦怠有負向預(yù)測作用（β=-0.264，P＜0.001），工作滿意度對職業(yè)倦怠有負向預(yù)測作用（β=-0.333，P＜0.001），心理彈性對工作滿意度有正向預(yù)測作用 （β=0.820，P＜0.001），工作滿意度在心理彈性與職業(yè)倦怠之間起部分中介作用，其中介作用值為-0.333×0.820=-0.273，總效應(yīng)值為-0.264+（-0.273）=-0.537， 效應(yīng)占比為50.8%。 見表4。

表3 護士工作滿意度的中介效應(yīng)模型擬合指數(shù)

表4 中介模型的作用效應(yīng)（標準化）

圖1 工作滿意度在心理彈性與職業(yè)倦怠間的中介模型（標準化）

3 討論

3.1 本組護士職業(yè)倦怠總體呈中等偏下水平，心理彈性、工作滿意度總體呈中等偏上水平 本組護士的職業(yè)倦怠總分為（45.65±12.36）分，與量表總分中間值60.00 分相比，呈中等偏下水平。 本研究中62.6%的護士工齡≥6 年， 隨著工齡的增長，護士能夠發(fā)展出成熟的應(yīng)對技能， 能夠較好的處理臨床中的問題，也更容易得到領(lǐng)導(dǎo)的認可，工作獲得感、職業(yè)認同感更強，職業(yè)壓力和職業(yè)倦怠不斷減少。 此外， 本研究中有4 所醫(yī)院為三級甲等醫(yī)院，有健全的工作制度和流程，護理管理者能夠合理配置護理人力資源、控制護理感染風(fēng)險，從而降低臨床護士職業(yè)倦怠水平。

本組護士的心理彈性總分為（86.76±16.48）分，與量表總分中間值75.00 分相比，呈中等偏上水平；與陳曦等[23]的研究結(jié)果相似。本研究有76.2%的護士為本科及以上學(xué)歷， 其接受過更完整的專業(yè)知識教育，對臨床護理工作有更深刻的認識，并且學(xué)歷越高的護士，主動思考、主動學(xué)習(xí)的能力較強，能夠調(diào)用自身潛在的積極應(yīng)對方法面對工作中出現(xiàn)的問題。故其心理彈性處于中等偏上水平。

本組護士的工作滿意度總分為 （51.59±11.05）分，與量表總分中間值45.00 分相比，呈中等偏上水平；與岳鑫彥等[24]的研究結(jié)果相似。 本研究81.5%的護士來自三級甲等醫(yī)院， 醫(yī)院在發(fā)展規(guī)模和經(jīng)濟效益上高于其他等級醫(yī)院，護士福利待遇更高。 此外，三級甲等醫(yī)院擁有更為健全的人力資源管理體系，為護士提供更多繼續(xù)教育、 外出學(xué)習(xí)的機會和廣闊的職業(yè)發(fā)展平臺，因此護士對工作滿意度較高。

3.2 工作滿意度在護士心理彈性與職業(yè)倦怠間的中介作用 本研究結(jié)果顯示， 工作滿意度在心理彈性與職業(yè)倦怠間起部分中介作用， 即心理彈性（β=-0.264，P＜0.001）、工作滿意度（β=-0.333，P＜0.001）對護士的職業(yè)倦怠存在負向預(yù)測作用。此外，心理彈性可以通過工作滿意度對護士的職業(yè)倦怠起間接預(yù)測作用（β=-0.273，P＜0.001），其中介效應(yīng)量占比為50.8%。 究其原因，（1）心理彈性是一種靜態(tài)的保護性因子和適應(yīng)行為， 護士通過提升心理彈性水平，使個體在壓力事件中能保持積極的情緒，而積極情緒能夠增強個人知性能力，提升職業(yè)認同感，進而降低職業(yè)倦怠的發(fā)生。因此護士的心理彈性能直接預(yù)測其職業(yè)倦怠。（2）工作滿意度較低的護士，其工作狀態(tài)不被自己肯定， 會對工作產(chǎn)生負面情緒，容易發(fā)生情感耗竭，進而降低護理效率和質(zhì)量。 當護士的工作得不到管理者、患者認可時，他們會自身工作的價值產(chǎn)生懷疑，職業(yè)認同感降低，職業(yè)倦怠就會產(chǎn)生。因此護士的工作滿意度能直接預(yù)測其職業(yè)倦怠。 （3）當護士在護理工作中遇到突發(fā)狀況和困難時，可調(diào)動個體利用自身資源和力量，降低危險性因素對其的負面影響， 增加積極結(jié)果的概率。而這種積極結(jié)果會帶來更高的工作滿意度，使個體對工作的認知更為積極，在工作中有更多的積極體驗，能夠減少職業(yè)倦怠的發(fā)生。 因此心理彈性可以通過工作滿意度對護士的職業(yè)倦怠起間接預(yù)測作用。

護理管理者應(yīng)該重視護士工作滿意度和心理彈性對職業(yè)倦怠的影響， 采取相應(yīng)的措施降低職業(yè)倦怠的水平。 （1）提升護士心理彈性水平。 開展團隊建設(shè)、經(jīng)驗分享等活動，通過高年資護士指導(dǎo)和傳授經(jīng)驗給低年資護士，提高護理支持性資源[25]，培養(yǎng)低年資護士面對困境的能力。成立心理干預(yù)小組，針對職業(yè)倦怠水平較高的護士，采用團體心理干預(yù)、正念減壓干預(yù)等方法， 提升護士面對壓力情境進行積極調(diào)節(jié)的能力，降低職業(yè)倦怠水平。 （2）提高護士工作滿意度。采取多方法對護士進行分層管理，對于低年資護士，提供外出進修學(xué)習(xí)、繼續(xù)教育的機會；定期開展低年資護士座談會，了解其工作狀況，并有針對性解決實際存在的問題， 加強對低年資護士的人文關(guān)懷。 對于高年資護士，創(chuàng)造支持性實踐環(huán)境[26]，注重培養(yǎng)其管理者知識與技能， 提供實踐管理者角色的機會，推進高年資護士實現(xiàn)自我職業(yè)目標，減少職業(yè)倦怠的發(fā)生。

4 本研究的不足

本研究采用便利抽樣法， 樣本量選自廣州市6所公立醫(yī)院， 抽樣范圍較為局限， 并且由于地區(qū)差異，研究結(jié)果不能代表全國護士的情況。今后可擴大抽樣范圍，并對不同區(qū)域、不同等級醫(yī)院的護士心理彈性、 工作滿意度、 職業(yè)倦怠的關(guān)系進行進一步探索。