情感承諾在新護(hù)士無禮行為感知與工作投入間的中介效應(yīng)

王曉玉，李金萍，梁超

（1.武漢科技大學(xué)醫(yī)學(xué)院，湖北武漢 430065；2.浙江農(nóng)林大學(xué)理學(xué)院，浙江杭州 311300）

工作投入是個(gè)體的一種與工作相關(guān)的積極、完滿的情緒與認(rèn)知狀態(tài)，體現(xiàn)了工作中的高能量水平、專注感和強(qiáng)烈的認(rèn)同感[1]。 在護(hù)理工作中，工作投入能夠提高護(hù)理質(zhì)量，保障患者安全[2]。 無禮是一個(gè)總括性的術(shù)語， 任何不尊重他人的行為都是無禮的表現(xiàn)[3]。 工作場(chǎng)所無禮行為是指在工作場(chǎng)所發(fā)生的低強(qiáng)度， 傷害意圖模糊的違反工作場(chǎng)所相互尊重這一基本規(guī)范的行為[4]。 護(hù)理工作場(chǎng)所無禮行為是全球普遍存在的現(xiàn)象[5]，Bambi 等[6]對(duì)16 篇文獻(xiàn)進(jìn)行綜述后得出結(jié)論， 護(hù)理工作場(chǎng)所無禮行為的總體比例高達(dá)67.5%。 Zhang 等[7]研究結(jié)果顯示，60.7%的新護(hù)士報(bào)告說在過去的1 年中均經(jīng)歷了一定程度的工作場(chǎng)所無禮行為。 新護(hù)士是指畢業(yè)后入職3 年以內(nèi)的護(hù)士[8]，由于工作資歷淺，不熟悉組織結(jié)構(gòu)，專業(yè)技能不熟練，更可能成為無禮行為的受害者，在遭遇無禮行后對(duì)其影響和傷害也更大[9-10]。 研究表明，上級(jí)無禮行為會(huì)降低員工工作投入[11]。 情感承諾是指員工對(duì)組織的共同價(jià)值觀和身份認(rèn)同以及個(gè)人投入，繼續(xù)為組織工作的義務(wù)感[12]。 情感承諾是影響工作投入的重要因素[13]，新護(hù)士對(duì)無禮行為感知越強(qiáng)，其組織承諾會(huì)越低[14]，而情感承諾又是組織承諾的核心維度[15]。目前，國內(nèi)外均有護(hù)士工作投入影響因素的研究， 但尚未發(fā)現(xiàn)針對(duì)新護(hù)士與情感承諾相關(guān)的研究。本研究以新護(hù)士為研究對(duì)象，探討其無禮行為感知、情感承諾與工作投入的現(xiàn)狀，分析情感承諾在無禮行為和工作投入之間的中介作用， 以期為改善護(hù)理工作環(huán)境， 提高新護(hù)士的工作投入和護(hù)理質(zhì)量提供一定的參考。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 采取便利抽樣法，于2020 年9 月選取湖北省武漢市8 所三級(jí)甲等綜合醫(yī)院（武漢同濟(jì)醫(yī)院、武漢協(xié)和醫(yī)院、武漢大學(xué)人民醫(yī)院、武漢大學(xué)中南醫(yī)院、武漢市中心醫(yī)院、武漢市普仁醫(yī)院、湖北省婦幼保健院、湖北省腫瘤醫(yī)院）和1 所二級(jí)甲等綜合醫(yī)院(武漢市漢口醫(yī)院） 的新護(hù)士作為研究對(duì)象。 納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）具有護(hù)士執(zhí)業(yè)證書，已完成入職醫(yī)院的崗前培訓(xùn)，從事臨床一線工作時(shí)間為6 個(gè)月至3 年；（2）自愿參與，知情同意。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）非正式護(hù)士、實(shí)習(xí)護(hù)生及進(jìn)修護(hù)士；（2） 入職期間因各種原因脫崗1 個(gè)月以上者。 根據(jù)現(xiàn)況調(diào)查樣本量計(jì)算公式n=（Zα/2σ/δ）2計(jì)算樣本量[16]，取容許誤差δ=1.5，α=0.05 雙側(cè)，得出n=175，考慮20%的脫落率，最后確定樣本量至少為210，本研究實(shí)際納入217 名護(hù)士。 本研究已獲武漢科技大學(xué)醫(yī)學(xué)倫理委員會(huì)批準(zhǔn)（202169）。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般資料問卷 自行設(shè)計(jì)，包括性別、年齡、婚姻狀況、最高學(xué)歷、醫(yī)院等級(jí)、聘任性質(zhì)、所在科室、工作年限。

1.2.2 工作場(chǎng)所無禮行為量表（Workplace Incivility Scale，WIS） 由Cortina 等[17]于2013 年編制，用于評(píng)估事業(yè)單位員工在工作場(chǎng)所遭受無禮行為的狀況，量表總Cronbach α 系數(shù)為0.890。孟德昕等[4]于2017年翻譯修訂，并用于評(píng)估新護(hù)士群體，量表總Cronbach α系數(shù)為0.893。 該量表包括敵意對(duì)待（6 個(gè)條目）和尊重匱乏（6 個(gè)條目），共2 個(gè)維度12 個(gè)條目。 均采用Likert 5 級(jí)評(píng)分，按從未經(jīng)歷至總是如此分別賦值1～5 分。 總分為12～60 分，得分越高表明受試者經(jīng)歷工作場(chǎng)所無禮行為越頻繁。 本研究中該量表總Cronbach α 系數(shù)為0.923。

1.2.3 工作投入量表 （Utrecht Work Engagement Scale，UWES） 由Schaufeli 等[18]于2002 年編制，用于評(píng)估不同文化背景、 不同職業(yè)群體工作人員的工作投入水平，量表總Cronbach α 系數(shù)分別為0.840 和0.890。 李金波等[19]于2006 年翻譯修訂，用于評(píng)估中國企業(yè)員工群體，量表總Cronbach α 系數(shù)為0.940。 黃忠英等[20]于2014 年采用該量表評(píng)估臨床護(hù)士群體，量表Cronbach α 系數(shù)為0.912。 該量表包括活力（6個(gè)條目）、奉獻(xiàn)（5 個(gè)條目）、專注（5 個(gè)條目），共3 個(gè)維度16 個(gè)條目。 均采用Likert 5 級(jí)評(píng)分，從非常不同意至非常同意分別賦值1～5 分。 總分16～90 分，得分越高表明受試者的工作投入水平越高。 本研究中該量表Cronbach α 系數(shù)為0.944。

1.2.4 情感承諾量表 （Affective Commitment Scale，ACS） 由Meyer 等[21]于1993 年編制，并用于評(píng)估296 名實(shí)習(xí)護(hù)生和603 名注冊(cè)護(hù)士，量表總Cronbach α 系數(shù)分別為0.850 和0.820。趙晶晶等[22]于2016 年漢化，并用于評(píng)估臨床護(hù)士群體，量表總Cronbach α系數(shù)為0.732。 申寧寧[23]于2019 年采用該量表評(píng)估醫(yī)護(hù)行業(yè)群體，量表總Cronbach α 系數(shù)為0.904。 該量表為單維度， 共6 個(gè)條目。 均采用Likert 5 級(jí)評(píng)分，從非常不同意至非常同意分別賦值1～5 分。 總分6～30 分，得分越高表明受試者的情感承諾水平越高。 本研究中該量表Cronbach α 系數(shù)為0.915。

1.3 資料收集方法 本研究采用問卷調(diào)查法，通過問卷星編制電子問卷（https://www.wjx.cn/m/80822295.aspx）。 首先，研究者采用統(tǒng)一指導(dǎo)語，向受試對(duì)象解釋本研究的目的、意義、調(diào)查人群及填寫要求，獲得知情同意后發(fā)放問卷鏈接，自行填寫問卷。所有題目均為必答題，并限定每個(gè)IP 地址，每臺(tái)設(shè)備只允許填寫1 次問卷。本研究發(fā)放問卷246 份，共回收有效問卷217 份，有效回收率為88.2%。 導(dǎo)致回收率低的原因主要是剔除了選項(xiàng)有規(guī)律性的和不符合本研究研究對(duì)象納入標(biāo)準(zhǔn)的無效問卷29 份。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 25.0 分析數(shù)據(jù)， 符合正態(tài)分布的計(jì)量資料采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差描述，偏態(tài)分布計(jì)量資料采用中位數(shù)和四分位數(shù)描述；計(jì)數(shù)資料采用頻數(shù)和構(gòu)成比描述。 采用Pearson 相關(guān)分析檢驗(yàn)新護(hù)士無禮行為感知、情感承諾與工作投入的相關(guān)性。采用AMOS 23.0 構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型并采用Bootstrap 方法對(duì)中介假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。 檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 217 名新護(hù)士， 年齡以≤25 歲居多，194 名（89.4%）；其中女性194 名（89.4%），男性23 名（10.6%）；以未婚居多，214 名（98.6%）；最高學(xué)歷多為本科，178 名（82.0%）；179 名（89.2%）就職于三級(jí)甲等綜合醫(yī)院； 聘任性質(zhì)多為合同制，177 名（81.6%）；職稱多為護(hù)士，174 名（80.2%）；工作年限：0.5～1 年104 名（47.9%），2～3 年113 名（52.1%）。

2.2 本組新護(hù)士工作場(chǎng)所無禮行為感知、工作投入及情感承諾得分情況 本組新護(hù)士無禮行為感知總分為（23.71±6.40）分；工作投入及情感承諾總分分別為：（54.34±10.13）分、（20.69±3.86）分。 各維度得分見表1。

表1 本組新護(hù)士無禮行為感知、工作投入和情感承諾總分及各維度得分情況（n=217，±S，分）

表1 本組新護(hù)士無禮行為感知、工作投入和情感承諾總分及各維度得分情況（n=217，±S，分）

項(xiàng)目無禮行為總分?jǐn)骋鈱?duì)待尊重匱乏工作投入總分活力奉獻(xiàn)專注情感承諾總分條目數(shù)12 66 16 6556得分范圍12～60 6～30 6～30 16～90 6～30 5～25 5～25 6～30得分23.71±6.40 11.74±3.22 11.98±3.62 54.34±10.13 19.17±3.94 17.93±3.49 17.24±3.69 20.69±3.86條目均分1.98±0.53 1.96±0.54 2.00±0.60 3.40±0.63 3.20±0.66 3.59±0.70 3.45±0.74 3.45±0.64

2.3 本組新護(hù)士工作場(chǎng)所無禮行為感知、工作投入與情感承諾的相關(guān)性分析 Pearson 相關(guān)分析結(jié)果顯示， 本組新護(hù)士無禮行為感知總分與工作投入及情感承諾總分均呈負(fù)相關(guān) （r=-0.392、-0.384，均P＜0.01）；新護(hù)士情感承諾總分與工作投入總分呈正相關(guān)（r=0.646，P＜0.01）。 見表2。

表2 本組新護(hù)士工作場(chǎng)所無禮行為感知、工作投入與情感承諾的相關(guān)性分析（n=217，r）

2.4 情感承諾在新護(hù)士無禮行為感知和工作投入的中介效應(yīng)檢驗(yàn) 采用Harman 單因素檢驗(yàn)對(duì)情感承諾、 無禮行為與工作投入的全部測(cè)量項(xiàng)目進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的探索性因素分析，結(jié)果顯示，共提取出7 個(gè)特征值＞1 的公因子，第1 個(gè)公因子對(duì)總變量的解釋率為39.33%，低于臨界值40%[24]，表明研究數(shù)據(jù)未有共同方法偏差。

采用AMOS 23.0 以無禮行為總分為自變量，情感承諾總分為中介變量，工作投入總分為因變量，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，見圖1。運(yùn)用最大似然法對(duì)結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行擬合，Bootstrap 次數(shù)為5000 次， 模型的擬合指標(biāo)：χ2/df=1.320， 比較擬合指數(shù)（Comparative Fit Index，CFI）=0.998，Tucker Lewis 指數(shù)（Tucker Lewis Index，TLI）=0.994，增值擬合指數(shù)（Incremental Fit Index，IFI）=0.998，相對(duì)擬合指數(shù)（Relative Fit Index，RFI）=0.975，規(guī)范擬合指數(shù)（Normed Fit Index，NFI）=0.992，近似誤差均方根（Root Mean Square Error of Approximation，RMSEA）=0.038， 均在可接受范圍內(nèi)[25]，表明模型擬合效果良好。模型顯示，無禮行為對(duì)工作投入有直接負(fù)向預(yù)測(cè)作用 （β=-0.329，P＜0.001）， 無禮行為對(duì)情感承諾有直接負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β=-0.383，P＜0.001），情感承諾對(duì)工作投入有直接正向預(yù)測(cè)作用（β=0.583，P＜0.001），情感承諾能夠顯著地部分中介無禮行為對(duì)工作投入的影響， 中介效應(yīng)值（a×b）為-0.223，總效應(yīng)值（a×b+c′）為-0.553，中介效應(yīng)占比（a×b）/c 為40.32%。 變量間相互效應(yīng)見表3。

圖1 情感承諾在無禮行為感知和工作投入的中介模型（標(biāo)準(zhǔn)化）

表3 情感承諾在無禮行為感知和工作投入間中介模型的作用效果（標(biāo)準(zhǔn)化）

3 討論

3.1 本組新護(hù)士無禮行為感知處于較低水平，情感承諾及工作投入處于中等偏上水平 本研究結(jié)果顯示，本組新護(hù)士無禮行為感知所有條目均分為（1.98±0.53）分，與條目賦值中間值3.00 分比較，處于較低水平；與孟得昕等[4]的研究結(jié)果相似，但低于Alshehry等[26]的研究結(jié)果。 究其原因，我國的傳統(tǒng)文化崇尚“溫良恭儉讓”， 新護(hù)士可能不會(huì)把他人的一些負(fù)面行為認(rèn)定為無禮行為。 目前新護(hù)士在護(hù)生時(shí)期所學(xué)的課程中， 往往都包含有人際溝通和護(hù)理禮儀等人文內(nèi)容，且在2016 年《新入職護(hù)士培訓(xùn)大綱(試行)》發(fā)布后， 我國91.6%三級(jí)綜合醫(yī)院已開展了新護(hù)士規(guī)范化培訓(xùn)項(xiàng)目[27]；近年來在學(xué)術(shù)界也開展了許多提高新護(hù)士臨床實(shí)踐能力的相關(guān)研究， 這些都有助于提高新護(hù)士的人際交往能力和業(yè)務(wù)水平， 掌握所需的臨床技能，不僅能減少無禮行為的發(fā)生，也使其具備一定地應(yīng)對(duì)無禮行為的能力；目前醫(yī)院人文關(guān)懷環(huán)境的打造也取得一定成效[28]，且本組新護(hù)士89.2%來自于三級(jí)甲等綜合醫(yī)院，其管理也更加規(guī)范。

本研究結(jié)果顯示， 本組新護(hù)士工作投入所有條目均分為（3.40±0.63）分，與條目賦值中間值3.00 分比較，處于中等偏上水平；與郭莉等[29]的研究結(jié)果相似。工作投入得分最低的維度為活力（3.20±0.66）分，得分最高的維度為奉獻(xiàn)（3.59±0.70）分，與陳玫瑰等[30]的研究結(jié)果相似。究其原因，護(hù)理是一份責(zé)任感較高的工作， 護(hù)士深知護(hù)理工作與患者的安全和健康息息相關(guān)，因此工作時(shí)能保持高度的專注力，全身心地投入工作[31]；新護(hù)士剛畢業(yè)，多未成家，較有活力，且沒有子女義務(wù)，能夠?qū)Ｗ⒂诠ぷ鱗30]；近年來的政策文件多次強(qiáng)調(diào)以護(hù)理崗位管理為切入點(diǎn)， 實(shí)施科學(xué)的績效考核和薪酬分配， 對(duì)調(diào)動(dòng)護(hù)士的工作積極性都發(fā)揮了一定作用[29]。

本研究結(jié)果顯示， 本組新護(hù)士情感承諾的所有條目均分為（3.45±0.64）分，與條目賦值中間值3.00分比較，處于中等偏上水平；與胡慧秀等[32]的研究結(jié)果相似。 究其原因，隨著磁性醫(yī)院理念的貫徹落實(shí)，各家醫(yī)院為了吸引人才，更好地建設(shè)護(hù)理隊(duì)伍，采取了許多拴心留人的舉措， 再加上三級(jí)甲等醫(yī)院本身優(yōu)良的軟硬件條件，新護(hù)士在這樣的條件下，對(duì)個(gè)人職業(yè)發(fā)展和醫(yī)院未來的發(fā)展期望較高， 醫(yī)院同樣也更多的關(guān)注到了新護(hù)士這一群體； 新冠疫情爆發(fā)以來，廣大護(hù)士的無私奉獻(xiàn)，讓全社會(huì)對(duì)護(hù)士這個(gè)職業(yè)更加認(rèn)同和推崇。因此，新護(hù)士的情感承諾處于中等偏上水平。

3.2 本組新護(hù)士無禮行為感知與情感承諾、工作投入總分均呈負(fù)相關(guān)，情感承諾與工作投入總分呈正相關(guān) 本研究結(jié)果顯示， 本組新護(hù)士無禮行為感知與工作投入總分呈負(fù)相關(guān)（r=-0.392，P＜0.01），即新護(hù)士無禮行為感知水平越高，其工作投入水平越低，與張淑娥等[7]的類似研究結(jié)果相似。 究其原因，隨著醫(yī)院對(duì)無禮行為和新護(hù)士的重視，新護(hù)士對(duì)無禮行為感知水平有所降低，較低的無禮行為感知有利于提高其工作專注度及工作熱情，從而促進(jìn)工作投入水平的提高。 本研究結(jié)果顯示，本組新護(hù)士無禮行為感知與情感承諾總分呈負(fù)相關(guān)（r=-0.384，P＜0.01），即新護(hù)士無禮行為感知水平越低，其情感承諾水平越高，與Lesley 等[14]的研究結(jié)果相似。 究其原因，工作場(chǎng)所無禮行為感知會(huì)嚴(yán)重?fù)p害員工的情感承諾[33]。較高的無禮行為感知會(huì)導(dǎo)致工作中團(tuán)隊(duì)合作減少，使受害護(hù)士從感情上疏離施害者，并盡可能避免與其交流合作，如果無禮行為經(jīng)常發(fā)生，護(hù)士會(huì)將自己受到的不公平對(duì)待歸咎于醫(yī)院管理的不公正和不可信，并最終導(dǎo)致受害護(hù)士降低對(duì)醫(yī)院的依賴性和忠誠度，降低其情感承諾水平。 本研究結(jié)果顯示，本組新護(hù)士情感承諾與工作投入總分呈正相關(guān)（r=0.646，P＜0.01），即新護(hù)士的情感承諾越高，其工作投入水平越高，與孫夢(mèng)玲等[34]的研究結(jié)果相似。 究其原因，員工的工作投入不僅僅取決于組織給予的物質(zhì)要素水平，更取決于員工對(duì)組織的情感[15]。 當(dāng)醫(yī)院為新護(hù)士提供理想的工作環(huán)境時(shí)，護(hù)士更易形成對(duì)醫(yī)院的承諾，對(duì)科室的情感依附程度會(huì)更高，會(huì)更加主動(dòng)地投入更多的時(shí)間和精力在工作中。

3.3 情感承諾在新護(hù)士無禮行為感知和工作投入之間起部分中介作用 本研究結(jié)果顯示， 情感承諾在新護(hù)士無禮行為感知與工作投入之間起部分中介作用，即無禮行為（β=-0.329，P＜0.001）對(duì)工作投入存在負(fù)向預(yù)測(cè)作用，情感承諾（β=0.583，P＜0.001）對(duì)工作投入存在正向預(yù)測(cè)作用，此外，無禮行為可通過情感承諾對(duì)新護(hù)士的工作投入起間接負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β=-0.223，P＜0.001），中介效應(yīng)為40.32%。 換言之，無禮行為對(duì)工作投入所起的負(fù)向預(yù)測(cè)作用中包含了情感承諾對(duì)工作投入的正向調(diào)節(jié)作用， 即新護(hù)士在遭遇到無禮行為后， 其工作投入的降低程度會(huì)因情感承諾的正向調(diào)節(jié)而減弱。 究其原因，（1）新護(hù)士從護(hù)生向執(zhí)業(yè)護(hù)士的轉(zhuǎn)變過程中，不僅工作任務(wù)繁重，而且心理承受能力也較弱。在遭遇無禮行為后，除了會(huì)受到身心傷害外， 對(duì)工作的自信水平可能也要花費(fèi)數(shù)周或更長時(shí)間來進(jìn)行調(diào)整才能恢復(fù)， 也會(huì)產(chǎn)生不愿面對(duì)工作和害怕上班的心態(tài)， 在工作中會(huì)下意識(shí)避開可能會(huì)導(dǎo)致無禮行為的人或事[10]，這勢(shì)必會(huì)對(duì)工作投入產(chǎn)生較大負(fù)面影響。（2）新護(hù)士經(jīng)歷無禮行為對(duì)其離職有著顯著的正向預(yù)測(cè)作用[35]，進(jìn)而會(huì)降低其情感承諾水平。反之，當(dāng)新護(hù)士的無禮行為感知較低時(shí)，其情感承諾水平會(huì)更高。 而當(dāng)情感承諾水平高時(shí)，護(hù)士為了繼續(xù)留在醫(yī)院工作，得到更好發(fā)展，其工作投入水平也會(huì)更高。

綜上所述， 建議管理者重視無禮行為對(duì)新護(hù)士情感承諾與工作投入的影響。 醫(yī)院制定無禮行為零容忍政策，對(duì)無禮行為“堅(jiān)決說不”，完善有關(guān)無禮行為的獎(jiǎng)懲流程，如建立無禮行為電子檔案，將無禮行為與工作績效及職業(yè)發(fā)展掛鉤， 公平公正的處理護(hù)理工作場(chǎng)所無禮行為事件，做到“有規(guī)可循，有錯(cuò)必糾”；另外，醫(yī)院可以針對(duì)新護(hù)士自身進(jìn)行無禮行為認(rèn)知預(yù)演訓(xùn)練， 幫助其有效識(shí)別和應(yīng)對(duì)工作中的無禮行為； 同時(shí)， 建立護(hù)理工作場(chǎng)所文明行為規(guī)范準(zhǔn)則，提倡工作中文明交流，積極合作，創(chuàng)建相互尊重的護(hù)理組織文化，和諧文明的工作環(huán)境；其次，醫(yī)院要進(jìn)一步推進(jìn)護(hù)理人文關(guān)懷環(huán)境的打造， 加強(qiáng)對(duì)新護(hù)士的組織支持，包括物質(zhì)和情感上的支持，如定期與新護(hù)士進(jìn)行談話，了解新護(hù)士生活中的難題，并積極幫助其解決，針對(duì)工作中的問題，可安排優(yōu)秀的高年資護(hù)士進(jìn)行指導(dǎo)幫扶，使其感受到被關(guān)注和愛護(hù)，提高新護(hù)士對(duì)醫(yī)院及科室的信任和親密感、 工作活力和專注力，最終提高新護(hù)士情感承諾及工作投入。

4 本研究的局限性

本研究的局限之處在于，（1）本研究涉及的是較為敏感的負(fù)性行為， 研究對(duì)象在填寫問卷的過程中可能存在回避現(xiàn)象；（2） 使用的問卷為自評(píng)量表，數(shù)據(jù)的客觀性可能存在一定的局限性；（3） 樣本量較小，主要源自湖北省武漢市的醫(yī)院，樣本的代表性存在一定的欠缺，今后可擴(kuò)大樣本量，進(jìn)一步驗(yàn)證和推廣本研究結(jié)果。