心理授權在新入職護士職業倦怠與離職意愿間的作用機制研究

郭瑞紅，任麗萍，孟祥麗，張傳坤，賈琳琳，王永芳*

1.濟寧醫學院，山東272067；2.濟寧醫學院附屬醫院

職業倦怠指個體在工作中表現出的情感衰竭、人格解體以及個人成就感低落的現象，是由于工作和心理壓力大而產生的身心疲憊與耗竭的狀態[1]。由于護理工作強度大、工作時間長、風險高，新入職護士倍感壓力，再加上缺乏有效的調節方式，易陷入職業倦怠狀態。離職意愿是指個體在一定時期內變換其工作的可能性，是離職前的一種心理狀態和離職的前因變量，產生離職傾向但還沒有轉變為實際的離職行為，對實際離職行為有很好的預測作用[2]，Porter和Steers認為離職意愿是員工在經歷了不滿意以后的退縮行為[3]。研究表明護士群體尤其是新入職護士的離職意愿處于較高水平[4-6]。心理授權是指員工通過從組織獲得信息、支持、資源和機會后產生自主性、意義、影響力和對自我效能的感知，在自我賦能的過程中可提升自我效能感，激發內在的工作動機[7-8]。國內外研究顯示，心理授權作為一種保護性因素在預防職業倦怠、降低離職意向方面越來越受到關注[9]，而保持護理隊伍的穩定性、降低離職率、減少護理人員的流失是緩解護理人員短缺、保證護理質量的一項重要舉措。本研究旨在探討新入職護士群體的職業倦怠和離職意愿水平、心理授權是否在職業倦怠和離職意愿中起中介作用以及發揮中介作用的機制，以指導護理管理者和護理研究者從組織層面采取有效的干預措施，從而降低新入職護士的職業倦怠和離職意愿程度，保持護理隊伍的穩定性。

1 對象與方法

1.1 研究對象

采用便利抽樣法，于2019年10月—2019年12月對山東省3所三級甲等醫院的520名新入職護士進行問卷調查。納入標準：①具備護士執業資格；②工作時間6～36個月；③對本研究知情并自愿參與問卷調查者。排除標準：休產假、外出進修等護理人員。本研究符合《赫爾辛基宣言》要求。

1.2 方法

1.2.1 研究方法

采用橫斷面調查法進行問卷調查。

1.2.2 研究工具

1.2.2.1 護理人員一般狀況調查表

在查閱相關文獻的基礎上由研究者自行編制，內容包括調查對象的性別、年齡、工作時長、月收入、學歷、職稱、用工性質、婚姻狀況、有無子女及所在科室等。

1.2.2.2 工作倦怠量表-通用版(MaslachBurnout Inventory-General Survey，MBI-GS)

MBI-GS由李超平等[10]修訂，在國內的應用具有較好的信度和效度；包括情緒衰竭(1～5條，共5個條目)、玩世不恭(6～9條，共4個條目)和成就感低落(10～15條，共6個條目)3個維度；采用Likert 7級評分法評分，0分代表“從來沒有這種感覺”，6分代表“非常頻繁地出現”，其中10～15條為反向計分；得分越高表示職業倦怠程度越高，反之越低。職業倦怠綜合得分=[0.4×情緒衰竭條目均分+0.3×玩世不恭條目均分+0.3×成就感低落條目均分]。職業倦怠綜合得分<1.5分為無職業倦怠，1.5～3.5分為疑似職業倦怠，≥3.5分為有職業倦怠[11]。該量表的Cronbach′s α系數為0.829，本研究中該量表的Cronbach′s α系數為0.890。

1.2.2.3 離職意愿量表(Tention to Quit，TIQ)

TIQ由Michael等[12]于1982年編制，經李棟榮等[13]翻譯、修訂后較好地適用于中國文化環境，量表共6個條目，分為3個維度，全部為反向計分。條目1和條目6構成離職意愿I，表示辭去目前工作的可能性；條目2和條目3構成離職意愿Ⅱ，表示尋找其他工作的動機；條目4和條目5構成離職意愿Ⅲ，表示獲得外部工作的可能性。計分方法采用1～4級計分法，回答“經常”“極有可能”計4分，“偶爾”“有可能”計3分，“甚少”“不可能”計2分，“從不”“極不可能”計1分。總分為各條目得分之和，分數越高表明離職意愿越強?？偩帧?分表示離職意愿處于很低水平，1～2分為較低水平，2～3分為較高水平，>3分為很高水平。修訂后的量表具有可靠的信度(Cronbach′ s α=0.773)和效度(內容效度為0.677)。本研究中該量表的Cronbach′ s α系數為0.849。

1.2.2.4 心理授權量表(Psychological Empowerment Scale，PES)

PES由Spreitzer編制，由李超平等[14]引進修訂為中文版，在護士群體中應用的信效度良好，量表整體Cronbach′ s α系數為0.85，各條目內容效度(content validity index，CVI)>0.8。量表包括工作意義、自我效能、自主性和工作影響4個維度，共12個條目，4個維度的Cronbach′ s α系數分別為0.75，0.71，0.70，0.79。采用“非常不同意”“不同意”“不確定”“同意”“非常同意”Likert 5級計分法，量表總得分為12～60分，得分越高表示心理授權水平越高。本研究中該量表的Cronbach′ s α系數為0.885。

1.3 資料收集

征得被調查醫院護理部同意后，利用該醫院新入職護士進行業務學習的時間，由研究者向調查對象說明本研究的目的和意義，使用統一指導語解釋調查目的與填寫方法，獲得調查對象的知情同意并簽署知情同意書后現場發放問卷，由受試者獨立填寫，并當場回收。共發放問卷520份，回收有效問卷492份，有效回收率為94.6%。

1.4 統計學方法

2 結果

2.1 新入職護士一般人口學資料

本研究納入的492名新入職護士年齡21～29歲，中位年齡為24歲；男62人(12.6%)，女430人(87.4%)；人事代理護士357人(72.6%)，合同制護士135人(27.4%)；本科及以上380人(77.2%)，?？萍耙韵?12人(22.6%)；已婚111人(22.2%)，未婚372人(75.6%)，其他9人(1.8%)；內科91人(18.5%)，外科64人(13.0%)，婦兒科24人(4.9%)，急危重癥相關科室173人(35.2%)，輔助科室87人(17.7%)，轉科等其他科53人(10.8%)。

2.2 新入職護士職業倦怠、離職意愿和心理授權量表得分

新入職護士職業倦怠量表3個維度的得分分別為情緒衰竭(2.51±1.34)分、玩世不恭(1.64±1.25)分、成就感低落(2.08±1.36)分，職業倦怠綜合得分為(2.12±0.97)分，為疑似職業倦怠。心理授權量表總分為(37.80±4.92)分，離職意愿量表總分為(13.08±4.08)分。新入職護理人員心理授權和離職意愿及各維度得分情況見表1。

表1 新入職護士心理授權和離職意愿量表總分及各維度得分情況(n=492) 單位：分

2.3 新入職護士的職業倦怠、離職意愿與心理授權的相關性

Pearson相關分析結果顯示，心理授權總分與職業倦怠維度情緒衰竭、玩世不恭(r分別為-0.380，-0.401，P<0.01)、離職意愿總分及各維度(r分別為-0.374，-0.341，-0.348，-0.262，P<0.01)呈負相關；職業倦怠各維度與離職意愿(r分別為0.576，0.591，0.114，P<0.05或P<0.01)呈正相關。詳見表2。

表2 新入職護士職業倦怠、離職意愿與心理授權的相關性分析(r值)

2.4 職業倦怠及心理授權各維度對新入職護士離職意愿的影響

采用分層回歸的分析方法，以新入職護士離職意愿總分為因變量，以一般資料中通過單因素分析組間有統計學意義的分類資料用工性質為第1層自變量，以職業倦怠和心理授權的各維度為第2層自變量納入回歸方程，其中用工性質賦值情況為：1=人事代理，2=合同制，其他各變量原值帶入，進行分層回歸分析。結果顯示，在控制一般人口學特征后，職業倦怠中情緒衰竭、玩世不恭和心理授權量表中的工作意義對新入職護士的離職意愿有顯著的預測作用。詳見表3。

表3 影響新入職護士離職意愿的分層回歸分析結果

2.5 工作意義在職業倦怠(情緒衰竭、玩世不恭)與離職意愿間的中介效應分析

以新入職護士離職意愿為因變量(Y)，情緒衰竭為自變量(X1)，工作意義為中介變量(M)，構建中介效應模型，回歸結果見表4。在構建的中介效應模型中，標準化回歸系數a、b、c均達到差異有統計學意義(P<0.001)，c′不顯著，證明工作意義(M)在情緒衰竭(X1)和離職意愿(Y)之間具有完全中介效應[15]。

表4 心理授權(工作意義)在新入職護士職業倦怠(情緒衰竭)和離職意愿間的中介效應分析

以新入職護士離職意愿為因變量(Y)、玩世不恭為自變量(X2)、工作意義為中介變量(M)構建中介效應模型，詳見表5，中介效應示意圖見圖1。在構建的中介效應模型中，4個標準化回歸系數a、b、c、c′ 均達到顯著性水平(P<0.001)，表明中介效應顯著。工作意義的中介效應占總效應的比例為ab/c=(-0.554)×(-0.193)/0.599=19.1%。經Sobel檢驗，Z=4.277，P<0.001，提示工作意義可降低新入職護士職業倦怠(玩世不恭)導致的離職意愿水平。

表5 心理授權(工作意義)在新入職護士職業倦怠(玩世不恭)和離職意愿間的中介效應分析

圖1 工作意義在玩世不恭和離職意愿間的中介效應

3 討論

3.1 新入職護士的職業倦怠狀況

本調查結果顯示，新入職護士職業倦怠綜合得分為(2.12±0.97)分，高于黃浪等[11-15]的研究結果，而低于王燕[16]研究中醫務組得分，3個維度的條目均分由高至低分別為情緒衰竭、成就感低落和玩世不恭。新入職護士由于工作經驗不足，專業水平有待提高，缺乏自信而不能獨立解決復雜的護理問題，再加上承擔較多的基礎性工作，常伴有較大的心理壓力，導致心理資源耗竭，也是新入職護士缺乏成就感的原因。而由于入職時間短，對工作的態度多是積極和認真負責的，因此玩世不恭維度得分相對較低。

3.2 新入職護士的心理授權水平

本研究中新入職護士心理授權水平低于李娜等[17-19]的研究結果，其中工作意義得分最高為(4.13±0.64)分，其次是自主性得分為(3.92±0.67)分、工作影響為(3.03±0.87)分，得分最低的是自我效能為(1.50±0.31)分。心理授權是護士對授權的內在感知和體驗，是感受到被賦予了權力、力量和信任[20]。新入職護士群體對心理授權的感知水平較低可能與管理層在對新入職護士進行權力下放時更為謹慎、實際的權力下放不夠有關。新入職護士的自我效能感得分最低，反映新入職護士對自身完成工作能力的自信心較低，與新入職護士工作經驗不足或未得到足夠鍛煉有關。為提高新入職護士心理授權水平，一方面管理層可根據新入職護士個人的能力有針對性地進行權力下放，另一方面給新入職護士提供更多可獲取的信息和可利用的資源，以提高新入職護士對授權的感知水平。

3.3 新入職護士的離職意愿水平

本研究中新入職護士離職意愿量表總均分為(2.18±0.68)分，表明新入職護士離職意愿水平偏高。以往的研究表明，護理人員工作年限越短，離職意向越高[21]。低年資護士面臨著角色的轉換和對新的護理工作環境、人際關系、醫院文化氛圍的適應，再加上缺乏工作經驗、資歷淺、醫院管理方式與福利政策向高年資護士的傾斜等，導致新入職護士多從事繁重而枯燥的基礎性、重復性工作，而在科室內地位低、薪資待遇低，因而從工作中獲得的成就感與滿足感低，容易在受到挫折和打擊后對護理工作失去信心、產生厭倦，進而產生離職意愿[6]。

3.4 工作意義在職業倦怠和離職意愿間的中介效應

本研究結果顯示新入職護士職業倦怠與離職意愿呈正相關，心理授權與離職意愿呈負相關(P<0.01)，回歸分析結果顯示，情緒衰竭、玩世不恭和工作意義對離職意愿有直接的預測作用，其中情緒衰竭和玩世不恭可導致離職意愿增加，而心理授權是離職意愿的保護性因素，可降低離職意愿水平。中介效應分析和Sobel檢驗結果顯示工作意義在情緒衰竭和離職意愿間具有完全中介作用，即工作意義可阻斷因情緒衰竭而導致的離職意愿；此外，工作意義在玩世不恭和離職意愿間具有部分中介效應，中介效應占總效應的19.1%，即工作意義可降低玩世不恭對離職意愿的影響。

4 小結

情緒衰竭是由長期超負荷的工作需求和煩惱引起的身心疲憊和情感耗竭的狀態，被認為是職業倦怠的核心維度和代表性指標[22-24]，是個體承受較大或長期壓力后的體現，可降低護理人員的工作滿意度，產生離職傾向；玩世不恭是指對服務對象趨向于冷漠的心態變化趨勢，工作中傾向于將服務對象視為“物”而非“人”，表現為對工作厭惡、輕視，對服務對象沒有耐心等[16]，持續否定自己在工作中的價值，失去工作動機，產生離職意向。職業倦怠的變化趨勢一方面取決于個人的應對方式[25]，另一方面與獲得的物質和精神支持、工作成就大小有關[26]。工作意義是與情緒衰竭、玩世不恭相反的情緒體驗，是對自身工作目的、工作價值的積極感知，新入職護士承受著較大的壓力，若得不到相應的支持和保障，則易造成身體和心理的過度消耗。因此，管理層應為新入職護士提供各種物質及精神上的支持，協助他們感知到自己工作的價值和意義，獲得較高水平的心理授權，使新入職護士更加自信地開展工作，減少情感耗竭[9]。此外，來自管理者和家人、朋友的支持也可減少職業倦怠的發生[1]。營造和諧的團隊氛圍，創建團結協作的工作環境，讓新入職護士感受來自組織內成員的善意，將有助于減少新入職護士的冷漠態度，緩解工作壓力帶來的去人格化的影響。此外，制定有效的獎勵機制，幫助新入職護士做好明確而具體的職業規劃，隨著“尊醫重護”的良好社會風氣的形成，提高新入職護士對護理工作價值的認同和對心理授權的感知，提高工作滿意度等都有助于降低護士離職意愿水平[27-28]。