公立醫院非編制護士工作倦怠、組織支持感與離職傾向的關系研究

蘇 慧，許沛堯，李俊龍，白青松，李心月，潘 杰

(1.四川大學華西公共衛生學院，四川 成都 610041；2.四川省衛生和計劃生育>監督執法總隊，四川 成都 610041；3.四川衛生康復職業學院，四川 自貢 643000；4.自貢市衛生和計劃生育信息中心，四川 自貢 643000；5.自貢市第四人民醫院，四川 自貢 643000)

公立醫院作為經營性與公益性兼有的事業單位，自1993年以來，事業單位人事制度逐漸從傳統干部人事制度分離出來，醫療行業也開始形成具有行業特點的人事管理制度[1]。聘用制作為改革的重要內容，在實行聘用制度的背景下，了解公立醫院非編制人員的離職傾向具有重要意義。為緩解護理人力短缺與社會對護理服務需求不斷增長的矛盾，非編制護士在三級醫院占相當的比例，在這樣的背景下，分析公立醫院非編制護士的離職傾向的影響因素。研究非編制護士的離職傾向，并明確工作倦怠與離職傾向的作用機制，是衛生人力領域亟待關注的課題。Malach和Jackson認為[2]：“在以人為服務對象的職業領域中，個體的情感衰竭、人格解體和個人成就感降低癥狀稱為工作倦怠”。Eisenbeger指出，員工會對組織是否看重他們的貢獻，并在不同的情況下給予他們不同的對待形成一種總體的看法，這種總體看法就是員工的組織支持感[3]。目前相關研究報道較少，本文旨在基于調查四川省某市6家市屬三級公立醫院的非編制護士，對公立醫院非編制護士的工作倦怠、組織支持感、離職傾向的作用機制進行探討，為公立醫院減少非編制護士離職傾向，穩定人員隊伍提供參考。

1 資料與方法

1.1 調查對象

本研究的調查對象來自四川某市6家市屬三級公立醫院的非編制護士。發放調查問卷550份，回收有效問卷510份，有效問卷率92.7%。男性占2%，女性占98%；年齡集中在20～30歲，占90.8%；碩士學歷占0.2%，本科占45.7%，大專占48.4%，中專占5.7%。

1.2 調查工具

1.2.1 工作倦怠量表

采用李超平教授等[4]2002年修訂的工作倦怠量表(MBI-GS)，由情感衰竭(EE)、去人格化(DP)和成就感低落(PA)3個維度共計15個條目組成，其中情感衰竭維度由1～5五個條目組成，去人格化由6～9四個條目組成，成就感低落由10～15六個條目組成。量表使用Likert七級評分法，分別賦予“從不、極少、偶爾、經常、頻繁、非常頻繁、每天” 0～6分，分值越高則倦怠水平越強。工作倦怠3個維度得分以各維度所含條目的加和均值表示，工作倦怠綜合分則按照公式(0.4×EE+0.3×DP+0.3×(6-PA))計算，綜合分<1.5為工作倦怠陰性，≥1.5且<3.5為輕中度工作倦怠，≥3.5則為重度工作倦怠[4]。

1.2.2 組織支持感問卷

組織支持感問卷主要參考了Eisenberger等學者(1986)開發的“組織支持感量表”(SPOS)設計而成的單維度調查問卷，包含8個條目，分別是“醫院重視我的貢獻”“醫院關心我的福利”“醫院尊重我的意見”“醫院會原諒我的無心之過”“醫院尊重我的目標和價值”“醫院關心我的個人發展”“醫院關心我的個人感受”“醫院會盡力為我解決生活和家庭的后顧之憂”。采用Likert五級計分法，從“非常不同意”到“非常同意”，分別賦值l～5分，分數越高代表組織支持感越強。

1.2.3 離職傾向調查問卷

本研究所用離職傾向調查問卷主要參考了Mobley[5]與Farh[6]等學者研制的離職傾向量表而自行設計的單維度調查問卷，包含5個條目，分別是“產生過離開醫院的想法”“明年我可能會辭職換另一份工作”“如有機會，我肯定會接受另一份其他的更好的工作”“我沒有在現在工作的醫院作長期的職業發展的打算”“我認為繼續呆在本醫院的不會有很好的前景”。問卷采用Likert五級計分法，從“非常不同意”到“非常同意”，分別賦值l～5分，分數越高代表離職傾向程度越強。

1.3 統計分析

本次調查問卷數據以Excel 2007雙份錄入并校正，使用SPSS 19.0和AMOS 21.0進行數據處理，研究涉及統計方法：描述性分析，因子分析，Pearson相關分析和結構方程模型分析。檢驗水準α=0.05。

2 結果

2.1 公立醫院非編制護士工作倦怠、組織支持感和離職傾向現狀

非編制護士工作倦怠綜合均分為(2.48±1.08)分，各維度得分為：情感衰竭(2.54±1.76)分，去人格化(1.87±1.58)分，成就感低落(3.00±1.46)分；組織支持感總均分(2.80±1.04)分；離職傾向均分為(2.42±1.03)分?？梢钥闯觯⑨t院非編制護士工作倦怠處于輕中度水平(介于1.5分～3.5分)，工作倦怠陽性率為83.7%。組織支持感低于量表中值，離職傾向也低于量表中值。不同職稱，工資收入、工作年限、學歷對工作倦怠、組織支持感，離職傾向得分差異無統計學意義(P>0.05)。

2.2 量表的信度和效度檢驗

本次研究工作倦怠量表 Cronbach’s α系數為0.914，組織支持量表Cronbach’s α為0.966，離職傾向量表Cronbach’s α系數為0.856，其值均大于0.8，說明各量表信度良好。采用因子分析評價各個量表的結構效度。此次研究中工作倦怠量表KMO值為0.926，Bartlett’s球形檢驗P<0.001，3個公共因子解釋方差總變異為81.0%；組織支持感量表KMO值為0.940，Bartlett’s球形檢驗P<0.001，單因子模型解釋方差總變異80.8%；離職傾向量表KMO值為 0.814，Bartlett’s球形檢驗P<0.001，單因子模型解釋方差總變異64.4%。

問卷信度及效度分析結構顯示，本次研究中工作倦怠，組織支持感，離職傾向量表在對非編制公立醫院護士的工作倦怠，組織支持感，離職傾向的測量中信度和效度良好。

2.3 公立醫院非編制護士工作倦怠、離職傾向和組織支持感的相關關系

將公立醫院非編制護士在工作倦怠，組織支持感和離職傾向上的得分進行相關分析，結果見表1。相關分析顯示，工作倦怠及其3個維度與組織支持感呈負相關(P<0.01)，與離職傾向呈正相關(P<0.01)，組織支持感與離職傾向呈負相關(P<0.01)。

表1 公立醫院非編制護士工作倦怠、組織支持感與離職傾向的相關關系

注：**代表P<0.01。

2.4 組織支持的中介效應檢驗

中介變量就是自變量對因變量產生影響的中介，是自變量對因變量產生影響的實質性的、內在原因，換言之，就自變量通過中介變量對因變量產生作用[7]。Baron認為一個變量為中介變量需要滿足以下3個條件：(1)自變量對因變量顯著相關；(2)自變量對中介變量顯著相關；(3)中介變量對因變量顯著相關。Pearson相關分析顯示，組織支持感、工作倦怠、離職傾向及其3個維度均兩兩顯著相關，適合進行中介效應分析。James和Brett認為中介變量存在時，自變量對因變量的影響減小或消失。如果影響減小，中介變量起到部分中介作用，如果消失則中介變量起到完全中介作用。本研究對組織認同在工作倦怠與離職傾向關系中的中介效應檢驗，采取強迫進入變量法，做三步回歸分析。第一步，以工作倦怠(X)為自變量，以離職傾向(Y)為因變量，求出回歸系數c；第二步，以工作倦怠(X)為自變量，以組織支持感(M)為因變量，求出回歸系數a；第三步，以工作倦怠和組織支持感為自變量，以離職傾向為因變量，求出回歸系數b和c’。中介效應檢驗結果見表2。

表2 中介效應檢驗

如表2所示，本研究中，c=0.536，a=-0.331，c’=0.488。我們可以看到，自變量工作倦怠對離職傾向的回歸系數為0.536，當把工作倦怠和組織支持感共同納入回歸方程時，自變量工作倦怠的回歸系數從0.536降低到0.488，自變量組織支持感對離職傾向的回歸系數顯著。因此組織支持感通過了中介檢驗，又由于c’小于c，因此，本研究認為組織支持感在工作倦怠和離職傾向的關系中有部分中介作用。

3 公立醫院非編制護士工作倦怠、離職傾向和組織支持感的結構方程模型

基于相關分析和中介變量檢驗的結果，本研究選擇以離職傾向為因變量，以工作倦怠為自變量，以組織支持感為中介變量建立結構方程模型。修正后模型各項擬合指標均達到擬合標準，假設模型與實際數據適配良好，模型可用，模型擬合指數見表3，結構方程模型見圖1。

圖1 公立醫院非編制護士工作倦怠、組織支持感和離職傾向關系的結構方程模型

擬合指標NFIIFITLICFIGFIRMSEA參考標準>0.9>0.9>0.9>0.9>0.9<0.08修正前0.9090.9220.9070.9220.8510.104修正后0.9470.9600.9490.9590.9120.077

由圖1數據可以看出，工作倦怠對組織支持感的標準化回歸系數為-0.23(P<0.05)，組織支持感的變異解釋程度(Squared Multiple Correlations，SMC)為0.054；工作倦怠對離職傾向的標準化回歸系數為0.64(P<0.05)，離職傾向的變異解釋程度(SMC)為0.533；組織支持感在工作倦怠影響離職傾向的路徑中起中介作用。中介效應大小為(-0.23)*(-0.23)=0.053。工作倦怠對離職傾向的總效應為0.053+0.64=0.645。

4 討論與建議

4.1 公立醫院非編制護士工作倦怠普遍存在，組織支持感處于較低水平

本研究中得分顯示，公立醫院非編制護士工作倦怠處于輕中度水平，工作倦怠陽性率達到83.7%，遠超過黃雪飛[8]對上海某三甲綜合醫院護士的研究(47.69%)，說明目前公立醫院非編制護士的工作倦怠已是普遍存在。因此，在當前超負荷工作和醫患關系空前緊張背景下，非編制護士的工作倦怠需要醫院管理者給予足夠的重視。組織支持感均分低于量表中值3，說明組織支持感處于相對較低水平，提示公立醫院在對非編制護理人員的組織支持上仍待加強。當員工感受到來自于組織的支持，即感到組織對其很關心、支持、認同時，他們在工作中就會有很好的表現。按照組織人性化的觀點，員工將其上級看作組織的代言人，如果上級良好對待將增加員工的組織支持感[9]。因此上級對護理人員的重視利于提升組織支持感，更好地激勵員工。相關管理部門應提供情感、物質、非物質支持，提高工作積極性。從得分情況來看，非編制護士的離職傾向均分低于量表中值。表明非編制人員對組織有一定的歸屬感和依賴感。這可能與本次研究所調查的對象來自當地最好的醫療機構有關，因為根據社會認同理論，個體更傾向于成為有聲望的組織成員，這會使他們更有自尊[10]。

4.2 工作倦怠對公立醫院非編制護士離職傾向有直接預測作用。

相關分析顯示，工作倦怠及其3個維度(情感衰竭、去人格化、成就感低落)和離職傾向正相關，相關系數分別為0.567、0.879、0.127(P<0.01)?；貧w分析與結構方程模型分析發現，工作倦怠對離職傾向有直接效應。這一結果顯示，非編制護士的工作倦怠程度越高，他們的離職傾向越高。目前產生工作倦怠的原因主要有工作超負荷、報酬分配不公平等。因此醫院管理部門合理的安排人力資源，優化工作流程，提高效率降低工作負荷成為重要的降低工作倦怠的手段，此外要建立合理的薪酬制度，讓非編制護士獲得公平的待遇。

4.3 組織支持感作為中介變量影響離職傾向

結果顯示組織支持感在工作倦怠影響離職傾向過程中有部分中介效應。說明工作倦怠以組織支持感為中介變量間接預測離職傾向。即非編制護士的組織支持感增加，他們的離職傾向就會降低。組織支持感滿足了員工的情感需要，使員工產生了對組織的責任感和感情承諾，從而更好的降低離職傾向[11]。組織支持作為人際關系的變量，可以通過提高護理管理者對于非編制護士的領導支持，增強非編制護士的歸屬感，營造良好的工作氛圍，從而有效的降低離職傾向。