護士心理資本、工作-家庭支持對離職意愿的影響：隱性缺勤的中介作用

楊 姣 陳 芳 程 利

【提 要】 目的 探究護士心理資本、工作-家庭支持、隱性缺勤對離職意愿的影響機制。方法 采用護士心理資本量表、工作-家庭支持量表、斯坦福隱性缺勤量表(SPS-6)以及離職意愿量表對499名護士進行橫斷面調查。結果 護士心理資本得分為(85.84±14.21)分，處于中度水平，工作-家庭支持得分為(102.48±19.72)分，隱性缺勤得分為(16.9±3.85)分，離職意愿得分為(15.62±3.07)分。相關性分析顯示，心理資本與工作-家庭支持具有顯著正相關(P<0.01)，心理資本、工作-家庭支持分別與隱性缺勤、離職意愿具有顯著負相關(P<0.01)。結構方程模型結果顯示，在控制一般資料后，護士的心理資本、工作-家庭支持和隱性缺勤對離職意愿的直接效應分別為-0.080、-0.217和0.072。心理資本、工作-家庭支持通過隱性缺勤對離職意愿的間接效應分別為-0.032、-0.037。結論 隱性缺勤在護士心理資本、工作-家庭支持與離職意愿中起中介作用。建議醫院管理者制定相應措施提高護士心理資本、工作-家庭支持水平，減少隱性缺勤，從而降低護士離職意愿。

近年來，護士荒引起了全球醫療衛生系統的重視，隨著我國人口老齡化及醫療體制的改革，護士短缺的問題也越來越突出，而與之相對應的卻是臨床護士的高離職率現象[1-2]。離職意愿是個體離職最有效的預測指標[3]，且具有可調節性，本研究擬探究影響三甲醫院護士離職意愿的因素，幫助管理者制定針對性干預措施，降低護士離職意愿。

心理資本是個體在成長和發展過程中表現出來的積極心理狀態[4]。工作-家庭支持是指員工在工作過程中從工作領域和家庭領域得到的有利于員工生活的各種支持[5]。隱性缺勤是指員工在感到身體或心理不健康、不舒服時仍然堅持工作，由此帶來生產損失及其他負面影響的行為[6]。Price-Mueller離職模型指出，積極情緒、社會支持可影響員工的離職行為[7]，心理資本、工作-家庭支持分別是積極情緒和社會支持的具體表現。國外研究表明，護士的隱性缺勤會造成更多的醫療差錯，增加醫院損失[8]，降低護士工作滿意度[9]。國內目前關于護士心理資本、工作-家庭支持、隱性缺勤對離職意愿的影響研究較少，僅有的研究只分析了單一變量對離職意愿的影響，缺乏變量間的機制探討，未能構建相應的關系模型。故本研究以Price-Mueller離職模型為理論基礎，以離職意愿為結果變量，探究護士心理資本、工作-家庭支持、隱性缺勤對于離職意愿的影響機制，以期為護理管理者制定降低護士離職意愿的干預措施提供理論依據。

對象與方法

1.調查對象

采用便利抽樣法，選取鄂西北地區3家三甲醫院護士為調查對象。納入標準：持有護士職業資格證書的注冊護士；在三甲醫院內科、外科、婦科、兒科、急診科、重癥等臨床一線科室工作1年及以上的在職護士；知情同意并自愿參與本研究。排除標準：在樣本醫院實習、進修、規培的護士；在本研究調查期間，因產假、年假或外出培訓、進修不在工作崗位的護士；近一個月內未出現過帶病工作的護士。

2.方法

(1)研究工具

①一般資料問卷：包括性別、年齡、婚姻狀況、職稱、護齡、每周夜班數、身體健康狀況等。

②護士心理資本量表：采用Luthans等人編制，駱宏等[10]翻譯修訂的中文版護士心理資本量表，量表共4個維度，分別為自我效能、希望、韌性和樂觀。條目總分越高，表示護士心理資本越高。總量表 Cronbach′s α系數為0.912，該量表在本研究中的Cronbach′s α系數為0.846～0.949。

③工作-家庭支持量表：該量表由李永鑫和趙娜[5]編制，共30個條目，4個維度，分別為組織支持、領導支持、情感支持和工具性支持。總量表的Cronbach′s α系數為0.820。得分和獲得的支持成正比。該量表在本研究中的Cronbach′s α系數為0.836～0.958。

④中文版斯坦福隱性缺勤量表(the Stanford Presenteeism Scale，SPS-6)：SPS-6是斯坦福大學編制的專門用于評價由健康原因所致的隱性缺勤損失。由趙芳[11]等漢化為中文版，量表共6個條目，總分越高表示隱性缺勤所致生產力損失越大，隱性缺勤越嚴重。中文版的SPS-6 Cronbach′s α系數為0.760。該量表在本研究中的Cronbach′s α系數為0.707～0.878。

使用問題“在過去1個月中您是否經歷過盡管感到不適或盡管有諸如頭疼或者背疼等身體癥狀，您仍然迫使自己參加工作的情況？”給出的選項為：1=無；2=1～2次；3=2～5次；4=5次以上。若選“無”的受試者則無需填寫中文版斯坦福隱性缺勤量表。

⑤離職意愿量表：本研究采用李棟榮等[12]翻譯修訂的離職意愿量表，該量表共6個條目，3個維度，分別為辭去目前工作的可能性、尋找其他工作的動機、獲得外部工作的可能性。該量表在本研究中的Cronbach′s α系數為0.761。

(2)調查方法

本研究采用電子問卷，研究者本人在調查前首先取得相關醫院護理部許可，向各科室護士長說明調查注意事項后將問卷鏈接發送至護士長，護士長分享后護士自愿填寫。問卷填寫無漏項后方可提交。本研究回收的問卷中，過去一個月內出現過隱性缺勤的問卷653份，其中有效問卷499份，無效154份，有效率為76.41%。

3.統計學方法

將電子問卷導入excel 2010進行整理，采用SPSS 19.0軟件進行數據分析，使用AMOS 21.0 軟件建立結構方程模型并進行檢驗。

結 果

1.問卷有效組與無效組護士的一般資料比較(表1)

表1 問卷有效組與無效組護士的一般資料比較

通過將有效樣本與無效樣本進行差異性檢驗，發現兩組護士除學歷、職稱外，其他一般資料均無顯著性差異。

2.護士心理資本、工作-家庭支持、隱性缺勤、離職意愿及各維度得分情況

本研究中，三甲醫院護士心理資本總分為(85.84±14.21)分，工作-家庭支持總分為(102.48±19.72)分，隱性缺勤總分為(16.9±3.85)分。離職意愿總分為(15.62±3.07)分，其中各維度得分從高到低依次為獲得外部工作的可能性(5.59±1.00)分、辭去目前工作的可能性(5.11±1.41)分、尋找其他工作的動機(4.93±1.44)分。

3.護士的離職意愿及各維度得分(表2)

表2 不同資料護士的離職意愿及各維度得分

4.護士心理資本、工作-家庭支持、隱性缺勤與離職意愿相關分析(表3)

表3 護士心理資本、工作-家庭支持、隱性缺勤及離職意愿的相關系數

5.護士心理資本、工作-家庭支持、隱性缺勤與離職意愿的結構方程模型

為了深入研究各變量間的影響機制，根據本研究單因素分析結果，控制護士的年齡、職稱、護齡、每周夜班數、健康狀況，以心理資本、工作-家庭支持為外生潛變量，隱性缺勤為中介變量，離職意愿為內生潛變量構建結構方程模型。采用Amos 21.0軟件對假設模型進行擬合檢驗，結果顯示年齡、職稱、護齡、健康狀況對離職意愿作用路徑不顯著，最終每周夜班數進入模型，如圖1所示。該模型各變量間路徑數值均有統計學意義，依據修正指數對假設模型進行修正后，最終模型適配統計量分別為卡方比自由度(χ2/df)為2.610，GFI=0.956，AGFI=0.933，NFI=0.955，RFI=0.941，IFI=0.972，RMSEA=0.057(90%置信區間為0.046，0.068)。上述擬合指數均在可接受范圍內[13]，該模型適配度良好。

圖1 修正后的護士心理資本、工作-家庭支持、隱性缺勤與離職意愿的結構方程模型

采用bootstrap程序對隱性缺勤在心理資本、工作-家庭支持與離職意愿間的中介作用進行顯著性檢驗。從原始數據重復取樣2000次，計算95%的置信區間，若標準化路徑系數95%置信區間不包含0，則說明中介作用顯著[14]。心理資本、工作-家庭支持經隱性缺勤到離職意愿的中介作用置信區間分別為(-0.057，-0.014)、(-0.077，-0.013)，均不含0，說明中介作用有統計學意義。結構方程模型結果顯示，護士心理資本、工作-家庭支持間具有顯著相關性，均對離職意愿具有(負向)直接效應，隱性缺勤對離職意愿具有(正向)直接效應。心理資本、工作-家庭支持還可通過隱性缺勤對離職意愿產生(負向)間接效應，其中間接效應分別占總效應的29.0%，14.5%。由此可知，隱性缺勤是心理資本、工作-家庭支持與離職意愿間的中介變量。各自變量對因變量影響的路徑系數(總效應、直接效應和間接效應)大小見表4。

表4 自變量對因變量影響的標準化路徑系數(β)

討 論

1.護士心理資本、工作-家庭支持、隱性缺勤與離職意愿現狀

本研究結果顯示，護士的心理資本得分處于中等水平，高于王忠云等[15]的研究結果。這可能與本研究中護士的學歷普遍較高有關，護士學歷越高，獲得的知識越豐富，學習能力也更強，心理資本更高[16]。工作-家庭支持得分低于劉海娜等[17]的研究，可能與本研究中76%的護士已婚有關。婚后女性離開父母承擔起家庭責任，在家庭與工作中扮演多重角色，情感付出增多，獲得的家庭支持減少[18]。本研究中護士的隱性缺勤得分低于梁馨之等[19]對ICU護士的調查。ICU護士工作負荷重，相較于其他科室對工作能力要求較高，帶病狀態下護士的工作完成度更差，隱性缺勤更嚴重。本研究中護士的離職意愿得分為15.62±3.07，高于黃蓉蓉等[20]對武漢5所三甲醫院護士離職意愿的調查結果，這可能與樣本特征不同有關。本研究超過一半的護士有5～14年工作經歷，相較于低年資年輕護士，她們擁有豐富的工作經驗，更容易獲取外部工作機會，且工作進入疲倦期[21]，離職意愿更高。各維度得分顯示，獲得外部工作的可能性維度得分最高，尋找其他工作的動機維度得分最低，這與以往研究結果相同[22]。這可能是因為護理工作對從業者的學歷和能力要求較高，同時，三甲醫院的從業經歷也會增大護士獲得外部其他工作的機會。尋找其他工作的動機維度中“您是否想要尋找相同性質的工作”一題得分僅為2.10±0.91，明顯低于其他題目，提示護士離職后會較少考慮再次從事護理類工作，這使得專業人才流失，不利于護理專業發展。單因素分析顯示，護師、年齡30～39歲、護齡5～14年、每周夜班2次以上的護士離職意愿最高，最容易辭去當前的工作。這一類護士承擔著主要的家庭責任，同時又處于職業上升期，夜班頻率較高，工作壓力大，容易產生職業倦怠[23]。同時，隨著就業觀的改變，豐富的工作經歷使她們獲取外部工作的機會增大，若有更好的就業選擇，離職的可能性就會增加。此外，身體狀況較差的護士離職意愿顯著較高，護理工作勞動強度大且需要白夜班輪替，對身體健康狀況要求較高，身體狀況較差的護士容易感到力不從心，無法勝任高強度工作，離職意愿更強。

2.護士心理資本、工作-家庭支持、隱性缺勤對離職意愿的影響

以往有研究表明護士的心理資本與離職意愿密切相關[24]，而工作-家庭支持與離職意愿的關系尚未得到證實。本研究相關性分析結果顯示，護士心理資本、工作-家庭支持均與離職意愿負相關，護士的心理資本越高，得到的工作-家庭支持越多離職意愿就越低。心理資本作為個體的一種積極心態，當在工作中遇到困難時，心理資本較高的護士表現得更加正面，更樂于采用積極的心態去處理和解決問題，往往得到的反饋也是令人滿意的，由此心理資本進一步得到增強，長此以往護士在工作中越來越自信，職業獲益感增強[25]，離職意愿也相應降低。

工作-家庭支持表示員工從工作領域和家庭領域得到的有利于員工生活的各種支持，包括工作支持和家庭支持兩大類。護士的工作強度大，組織、領導的支持使護士在工作中感受到單位的關心和理解，從而增加其工作投入[26]。同時護理工作從業者多為女性，頻繁的倒班和較長的工作時間使她們對家庭瑣事顯得力不從心，而家人的理解和支持不僅有效緩解她們的后顧之憂，同時還可增強其從事該職業的決心，降低離職意愿[27]。

相關性分析顯示，護士隱性缺勤與離職意愿顯著正相關，這與唐雪華等[28]的研究結果類似。資源保存理論指出當個體投入大量的固有資源，如時間、精力、機會等，卻得到微不足道的資源回報時，就會產生倦怠的消極結果[29]。護士工作強度大，工作可替代性差，導致帶病工作行為增多[30]，而頻繁的帶病工作會使病情進一步加重，形成惡性循環。最終，較差健康狀況的護士為保證工作質量不得不在工作中付出更多的資源，而得到的回報卻沒有增多甚至產生更多損失[31]，使得工作體驗變差，最終導致離職意愿增高。

3.隱性缺勤的中介作用

中介效應分析顯示，護士心理資本、工作-家庭支持可通過隱性缺勤對離職意愿產生間接的負性影響。心理資本低的護士在面對壓力時應對能力較差，對自身能力信心不足，工作中更容易產生焦慮、抑郁等心理問題[32]。本研究相關性分析顯示，護士的心理資本與工作-家庭支持顯著正相關，表示這類人群往往也缺少來自組織、領導、家人的精神慰藉和行為幫助。目前，由于人力資源不足，護士常常會帶病工作，而疾病狀態會影響工作狀態，根據工作需求-資源模型[33]，帶病工作的護士將會消耗更多的資源來保證工作效率，避免出現隱性缺勤。心理資本低、工作家庭支持少的護士長期過度消耗資源，并得不到及時補充，最終出現資源失衡，產生倦怠心理，從而離職意愿增加。此外，護理工作嚴謹細致，隱性缺勤會引起患者的不良結局[8]，使醫院產生損失[34]，導致護士感到挫敗和愧疚，從而離職意愿增強。

綜上所述，醫院管理者為降低護士的離職意愿，首先應開展心理知識講座、技術培訓、模擬訓練等方式提高護士的心理資本狀況；其次，為護士提供家庭友好型的支持政策，通過創造良好的工作環境，為護士提供育兒、照顧老人等方面的便利來幫助護士解決家庭與工作的沖突；最后，由于國內文化影響，帶病工作常常被認為是愛崗敬業的榜樣行為，而忽視了該行為的潛在風險。醫院管理者應認識到護士隱性缺勤的危害，并將這一理念傳遞給護士，讓她們主動避免帶病工作。同時從人員配置以及制度上提供支持，例如提供充足的人員保障，以保證護士生病時的人員替換，明確病假請假標準、薪酬制度來減少因假期抵扣病假或經濟原因導致的隱性缺勤。

本研究探究了隱性缺勤在護士的心理資本、工作-家庭支持對其離職意愿影響過程中的中介作用。醫院管理者可從增加護士的心理資本、工作-家庭支持入手，營造積極的工作氛圍，幫助護士增強應對困難與挑戰的能力，同時關注其隱性缺勤行為，加強對護士健康狀況的關心，優化人員配置、制定合理病假制度來減少隱性缺勤從而降低離職意愿。