資源增值視角下護士情緒勞動對患者滿意度的影響

陳也，曾鐵英，吳梅利洋

情緒勞動是指個體抑制或改變內心感受，以確保在公眾前表達符合組織期望的情緒行為(包括面部和肢體表現)的過程[1]。護理是一個高情緒勞動要求和投入的職業，護士需要表達適當的情緒，以建立和保持與患者的友好關系，并滿足組織的期望[2]。目前有關護士情緒勞動的研究較多關注情緒勞動的負面影響，如職業倦怠、情緒耗竭等[3-4]，探討情緒勞動積極效應的研究較少，且少有研究探討護士情緒勞動對服務對象的影響[5]。資源保存理論是目前對于情緒勞動作用機制解釋力最強的一種理論，它將“資源”這一概念引入到情緒勞動的研究中，有學者將資源定義為一切被個體認為能夠幫助他實現目標的東西[6]。資源保存理論認為初始資源的多少將影響個體后續的資源投資，初始資源較多的個體會采取更積極的資源投資行為，從而更有能力獲得新資源，形成資源增值[7]。如果沒有足夠的資源支持或彌補，長時間的情緒勞動會對護士的幸福感和工作表現產生負面影響，導致高水平的壓力和倦怠[8]。Coetzee等[9]發現，使護士面臨共情疲勞風險的并不是共情的使用，而是缺乏資源支持以及積極反饋不足。由此可知，初始資源支持在情緒勞動的使用過程中具有重要的基礎保障作用。患者作為護理服務互動的主體之一，是護士情緒勞動最直接、最重要的目標受眾，患者住院期間對護理工作滿意度反映了患者對護理服務的切身體驗，是反映護士情緒勞動作用效果的重要指標。因此，本研究探討護士情緒勞動水平與患者滿意度的關系，并分析資源、情緒勞動與患者滿意度三者間的關系，旨在挖掘情緒勞動的積極效應，并從資源的角度為護士情緒勞動管理提供參考。

1 對象與方法

1.1對象 2020年11～12月，抽取武漢市某三甲醫院第4季度全院患者護理滿意度調查中滿意度最高的6個病房及滿意度最低的6個病房全體護士作為研究對象。納入標準：在職注冊護士；從事臨床工作1年及以上；無精神疾病；知情同意參加本研究。排除標準：進修護士、實習護生；外出進修、學習等無法參與調查。共納入護士247人，男1人，女246人；年齡22～51(31.21±5.35)歲。工作年限1～31年，中位年限9(4，10)年。文化程度：大專2人，本科234人，碩士及以上11人。職稱：護士26人，護師171人，主管護師及以上50人。聘用方式：合同制222人，正式在編17人，人事代理8人。病房：神經內科2個病房33人，婦產科2個病房31人，內科3個病房74人，外科5個病房109人。本研究經華中科技大學同濟醫學院醫學倫理委員會審核通過(ID：S161)。

1.2方法

1.2.1調查工具

1.2.1.1一般人口學資料問卷 自行設計，包括性別、年齡、文化程度、工作年限、職稱、聘用方式等。

1.2.1.2護士情緒勞動量表 本研究采用Yao等[10]漢化的護士情緒勞動量表，包括專業化情緒控制(7個條目)、以患者為中心的情緒抑制(5個條目)和規范的情緒假裝(4個條目)3個維度共16個條目，采用Likert 5級評分法，“完全不符合”到“完全符合”依次賦1～5分，總分16～80分，得分越高表示護士情緒勞動水平越高。量表的Cronbach′s α為0.81。本研究中量表的Cronbach′s α為0.93。

1.2.1.3護士職業價值觀量表 本研究采用陳天艷[11]修訂的護士職業價值觀量表，包括照顧提供(10個條目)、行動主義(8個條目)、責任自由和安全(5個條目)、信任(3個條目)4個維度共26個條目。采用Likert 5級評分法，從“不重要”至“最重要”依次計1～5分，總分26～130分，得分越高表示個體職業價值認同度越高。量表的Cronbach′s α為0.76，本研究中量表的Cronbach′s α為0.98。

1.2.1.4心理資本量表 采用駱宏等[12]漢化的心理資本量表。該量表包含希望(6個條目)、樂觀(3個條目)、韌性(5個條目)和自我效能(6個條目)4個維度共20個條目。每個條目采用6級計分，從“非常不同意”到“非常同意”依次計1～6分，量表總分20～120分，得分越高，心理資本水平越高。本研究中量表的Cronbach′s α為0.97。

1.2.1.5情緒智力量表 采用Law等[13]編制的情緒智力量表，該量表包含自我情緒覺察(4個條目)、他人情緒評估(4個條目)、情緒運用(4個條目)和情緒管理(4個條目)4個維度共16個項目。釆用Li-kert 5計分，從“完全不同意”到“完全同意”依次計1～5分，總分16～80分，得分越高情緒智力越高。本研究中量表的Cronbach′s α為0.96。

1.2.1.6護士組織支持感問卷 采用王皓岑等[14]編制的護士組織支持感問卷，該問卷為單維度，包含15個條目，采用Likert 5級計分，護士根據自身感受進行評價，從“非常不同意”到“非常同意”依次計1～5分，總分15～75分，得分越高，表明該護士的組織支持感程度越高。本研究中量表的Cronbach′s α為0.98。

1.2.2資料收集方法 研究者依托問卷星進行線上問卷調查。調查前取得醫院及各科室的同意與配合，問卷星首頁為知情同意書，向研究對象詳細講解本次調查的目的及填寫方法，研究對象同意后開始正式問卷的填寫。通過設置單一IP地址權限保證問卷填寫的唯一性和真實性。共回收有效問卷247份。

1.2.3統計學方法 采用SPSS24.0軟件進行獨立樣本t檢驗、秩和檢驗及相關性分析；采用Mplus7.4軟件建構并驗證情緒勞動介導資源與患者滿意度關系的假設模型。檢驗水準α=0.05。

2 結果

2.1護士情緒勞動、職業價值觀、心理資本、情緒智力與組織支持感得分 見表1。

表1 護士情緒勞動、職業價值觀、心理資本、情緒智力與組織支持感得分(n=247)

2.2護士情緒勞動與職業價值觀、心理資本、情緒智力與組織支持感的相關性 見表2。

表2 護士情緒勞動與職業價值觀、心理資本、情緒智力與組織支持感的相關性(n=247) r

2.3患者滿意度高分病房護士與低分病房護士各量表得分比較 見表3。

表3 患者滿意度高分病房護士與低分病房護士各量表得分比較

2.4護士情緒勞動、資源對患者滿意度影響的結構方程模型分析 將與護士情緒勞動密切相關的職業價值觀、心理資本、情緒智力及感知組織支持4個量表的得分作為觀測變量，“資源”作為潛變量，構建資源的測量模型。以護士情緒勞動各維度得分為觀測變量，構建形成情緒勞動的測量模型。測量模型包含2個潛變量和7個觀測變量，驗證性因子分析表明：比較擬合指數(CFI)=0.991，Tucker-Lewis指數(TLI)=0.986，近似誤差均方根(RMSEA)=0.064，標化均方根殘差(SRMR)=0.034，模型擬合良好。在測量模型的基礎上構建結構模型。本研究中結局變量為患者滿意度情況(低滿意度=0，高滿意度=1)，為二分類變量，因此采用加權最小二乘法(WLSMV)對模型參數進行估計。結果顯示，模型擬合指標為：CFI=0.960，TLI=0.941，RMSEA=0.092，SRMR=0.054，指標可接受。模型中除資源對于患者滿意度的直接影響路徑不存在顯著效應外，其他影響路徑均通過顯著性水平檢驗，與研究假設結果一致。各變量間的關系和路徑系數見圖1。情緒勞動在資源和患者滿意度之間存在完全中介效應，總效應與間接效應的效應值均為0.130(P=0.027，95%CI=0.015～0.245)。

圖1 資源增益視角下的情緒勞動對患者滿意度影響的結構方程模型(標準化)

3 討論

3.1研究的理論基礎 資源保存理論提出資源具有增值螺旋與損失螺旋2種螺旋效應。其中增值螺旋是指當個體擁有充足的資源時，更容易實現目標并獲得新資源，形成資源增值螺旋[7]。工作要求-資源模型也提出了“雙路徑”假設，即工作對員工存在損耗和增益2條影響路徑。其中增益路徑強調充裕的工作資源可以使員工更好地投入工作，進而產生積極影響[15]。基于以上理論，從資源增值的視角出發，本研究假設：資源可以促進護士在工作中投入情緒勞動，從而提高患者住院期間對護理工作的滿意度。資源增值螺旋中其能動用的資源可以大致分為個體特征資源和組織支持資源兩類。在個體特征資源方面，已有研究表明，當個體擁有較高的職業價值觀與心理資本時，個體心理資源更加豐富，因此更加積極快樂地工作，從而提高其使用情緒勞動的水平[16]，并產生積極的結果。情緒智力是情緒勞動的預測因素之一，也是一種重要的個體內部資源，情緒智力高的員工能更加準確地知覺到工作所需的情緒，從而通過情緒勞動表現出工作環境所需要的情緒[17]。在組織支持資源方面，組織支持感高的醫務人員會對自己的工作表現出更多的認可和理解，用積極的行動回報組織，從而工作中投入更多的情緒勞動[18]。因此，本研究以職業價值觀、心理資本、情緒智力與組織支持感四種指標對資源進行測量。

3.2護士情緒勞動狀況 在臨床護理工作中，情感工作已然成為護士職業形象的一部分[19]。本研究結果顯示，護士的情緒勞動條目均分為(4.22±0.59)分，略高于韓國三級醫院護士情緒勞動水平[20]，表明護士情緒勞動處于高水平，護士在臨床工作中較頻繁地使用情緒勞動。無論是在高患者滿意度病區還是在低患者滿意度病區，護士的情緒勞動各個維度條目均分從高到低排列均為專業的情緒控制、以患者為中心的情緒抑制、規范的情緒偽裝。表明在臨床護理工作中，護士更傾向于與運用專業化的情緒控制。這可能是由于護理工作具有高度的利他主義，護士在面對患者時會從救死扶傷的職業道德出發，調節內在認知，改變情緒評價，激發對患者的理解與支持[21]。

情緒勞動多發生于護患互動之中，患者作為互動主體之一，其對護理工作的滿意度既反映了護士情緒勞動的效果，又會反過來影響護士的情緒體驗與表達[22]。本研究結果顯示，患者滿意度高分病區的護士情緒勞動總分及各維度得分顯著高于患者滿意度低分病區的護士(均P<0.05)。這與一項調查銀行一線職員的研究結果相似，即如果銀行職員在服務時展現積極的情緒，顧客交易后對服務質量的即時評價也更高[23]。提示付出情緒勞動較多的護士更有可能獲得較高的患者滿意度，其原因可能是情緒勞動可以幫助護士通過控制和管理，表現出適合護理工作要求的情緒，從而使患者對護士的工作感到滿意。一直以來，關于情緒勞動策略的研究大都認為表層扮演更可能帶來消極影響，深層扮演更可能產生積極影響[24]。但本研究發現患者滿意度高分病房護士規范的情緒偽裝得分顯著高于患者滿意度低分病房護士，這與一項調查護士情緒勞動與工作參與之間的曲線關系研究存在相似之處，即當規范的情緒偽裝得分接近4分時，護士工作投入最高[25]。表明情緒勞動的作用機制并不是絕對的，規范的情緒偽裝有時也可以為服務對象所接受并帶來積極的影響。

3.3護士情緒勞動與資源及患者滿意度的關系 近年來，眾多研究聚焦于護士情緒勞動的策略及作用機制，但情緒勞動的負面影響仍未得到有效的解決。若能探尋護士情緒勞動的積極效應及其誘發機制，或許對幫助護士更大程度地發揮情緒勞動的積極作用而避免其消極影響更為有益。勞動的過程是人類投入多種資源，并整合、轉化、增值資源，以滿足人類自身生存、發展及各種需求的人類實踐活動，這一過程實際就是資源運行的過程[26]。無論是何種勞動形式，人類勞動都以資源增值為基本原則。情緒勞動作為一種在實踐中廣泛存在的勞動形式，實際就是護士投入情緒資源，從而獲得患者的積極反饋與組織認可，使護理工作順利進行的資源運行過程[25]。資源存量因素是影響資源運行的主要因素之一，資源存量越大越有利于資源的運行。職業價值觀、心理資本、情緒智力與組織支持感作為與護士情緒勞動密切相關的資源存量因素，本研究結果顯示，這4個變量與情緒勞動及其3個維度存正相關關系(均P<0.05)，與相關研究結果[16-18]較一致，表明資源存量越多，護士情緒勞動投入越多。本研究結果顯示，資源以情緒勞動為完全中介變量可間接預測患者滿意度，具體表現為高資源存量通過高水平情緒勞動正向預測患者滿意度。究其原因，一方面可能是資源存量越多，護士越能運用自身的資源抵抗情緒勞動帶來的資源消耗，積極地調整自身的情緒體驗，使情緒表達符合職業規則，從而提升患者的滿意度。另一方面資源存量較多的個體更愿意進行資源的投資，通過投資情緒勞動這種情緒資源進一步獲取患者信任、組織認可等資源回報，形成資源增值。

4 小結

本研究構建的結構方程結果顯示，在資源的保障下，情緒勞動對患者滿意度存在積極影響。與此同時，由于情緒勞動的介入，個體特征資源與組織資源的生產功能范圍得到擴大。本研究提示醫院管理者，一方面，應當關注護士情緒勞動的積極效應，使護士意識到通過情緒勞動能夠獲得更多資源回報。另一方面，應當關注情緒勞動積極效應的誘發機制，即重視資源的影響，通過提供基礎資源保障，如通過營造和諧的組織氛圍、建立優秀的護理團隊文化等方式來創造良好的組織環境、提升護士的職業價值觀。同時積極挖掘護士心理資本、通過教育培訓等方式來提升護士的情緒智力，增加護士的資源存量，使護士更愿意并且更好地使用情緒勞動，提升患者滿意度，形成資源增值。本研究的局限：僅抽取一所醫院的護士進行調查，研究結果的推廣受限，且橫斷面調查對因果關系的解釋力較弱，未來可開展大樣本的縱向調查以深入探索。