轉型沖擊與反饋尋求行為在新護士生涯適應力與工作投入間的中介作用

周 娜,陳燕華,劉鈺貝,謝龍昇,代鳳玲,劉 萍

護士特殊的工作環境、工作投入等熱點問題備受關注[1]。工作投入指工作中表現出活力、奉獻和專注的完美狀態[2]。高水平工作投入可提高工作滿意度及工作安全水平,而低水平工作投入則是護士離職意向的重要預測因素[3]。生涯適應力是指個體面對不斷更新的環境及社會文化等現實時,有效應對生涯角色變化并維持平衡的能力[4]。新護士(畢業后從事臨床工作≤3年[5])在難以有效應對生涯角色變化時,易產生迷茫、困惑等負面感受,即轉型沖擊[6],可使護理人才流失率達到35%～60%[7]。高水平生涯適應力意味著能迅速適應生涯環境變化并投入工作[8],還會表現出主動尋求有價值的信息以滿足發展需要的積極行為,即反饋尋求行為[9]。基于生涯建構理論,本研究提出假設:生涯適應力可直接影響工作投入,也可通過轉型沖擊或反饋尋求行為影響工作投入。當前未見兩變量在生涯適應力影響工作投入間的作用探討及四者間機制的分析,因此,本研究擬探索兩變量的中介作用,以期為提高新護士工作投入提供參考。

1 對象與方法

1.1 研究對象

采用便利抽樣法,于2022年2月—2022年4月選取西南地區654名新護士作為研究對象。納入標準:持護士資格證并已注冊;臨床工作時間1～3年;知情同意,自愿參與。排除標準:休假時間≥1個月;進修護士。根據描述性樣本量公式[10],樣本量為自變量的5～10倍,考慮20%的丟失率,計算樣本量為522～1044。研究已通過西南醫科大學附屬醫院臨床試驗倫理委員會審核(KY2022021)。

1.2 方法

1.2.1 調查工具

1)一般資料:自行設計,包括文化程度、婚姻狀況等。2)生涯適應力量表:由Hou等[4]翻譯并修訂,包括生涯關注、生涯控制、生涯好奇、生涯自信4個維度,共24個條目。采用Likert 5級計分,總分24～120分,得分越高表明生涯適應力越好。本研究中量表Cronbach′s α系數為0.973。3)新護士轉型沖擊量表:由薛友儒等[11]編制,包含身體、心理、知識和技能及社會文化與發展4個維度,共27個條目。采用Likert 5級計分,總分27～135分,得分越高則表示轉型沖擊水平越高。本研究中量表Cronbach′s α系數為0.960。

4)反饋尋求行為量表:由鞏振興[9]翻譯并修訂,包括領導觀察式反饋尋求、領導詢問式反饋尋求、同事觀察式反饋尋求、同事詢問式反饋尋求4個維度,共11個條目。采用Likert 7級計分,總分11～77分,得分越高表示反饋尋求行為越好。本研究中量表Cronbach′s α系數為0.939。5)工作投入量表:由Schaufeli等[2]編制,包括活力、奉獻、專注3個維度,共17個條目。采用Likert 7級計分,總分0～119分,得分越高表明工作投入水平越高。本研究中量表Cronbach′s α系數為0.969。

1.2.2 調查方法

利用問卷星平臺,征得相關負責人同意后,面向四川省3所不同級別醫院的新護士及1所高校2019—2021屆畢業護生發放問卷。設置所有條目必答,剔除填寫時間<3 min的無效問卷。共發放問卷749份,回收有效654份,總有效回收率87.3%。

1.2.3 統計學方法

2 結果

2.1 新護士生涯適應力、轉型沖擊、反饋尋求行為及工作投入得分及相關性分析(見表1)

表1 新護士生涯適應力、轉型沖擊、反饋尋求行為及工作投入得分及相關性分析

2.2 新護士工作投入單因素分析

單因素分析結果顯示:文化程度、婚姻狀況等特征不同的新護士工作投入得分有統計學差異(P<0.05),見表2。

表2 不同特征新護士工作投入得分比較 單位:分

2.3 影響新護士工作投入的多因素分析

以工作投入為因變量,單因素分析中有統計學意義的變量為自變量,進行多元線性回歸分析。調整獨生子女、婚姻狀況等變量后,生涯適應力、反饋尋求行為、轉型沖擊仍是工作投入的影響因素(P<0.001),見表3。

表3 影響新護士工作投入的多因素分析

自變量賦值:獨生子女、家人支持工作(是=1,否=2);婚姻狀況(未婚=1,已婚=2);入職前崗前培訓時間(<3 d=1,3 d～7 d=2,8 d～10 d=3,>10 d=4);入職時間(<1年=1,1～2年=2,>2年=3);工作醫院級別(三級甲等=1,三級乙等=2,二級甲等=3,二級乙等或其他=4);文化程度(中專及以下=1,專科=2,本科=3,碩士及以上=4),各量表得分以原值代入。

2.4 新護士轉型沖擊、反饋尋求行為在生涯適應力和工作投入間的中介作用

構建結構方程模型驗證轉型沖擊與反饋尋求行為的多重中介作用。根據最大修正指數增加指標殘差間的相關,修正后模型擬合結果均達統計學標準,見圖1。

標準化后的總效應、直接效應、總中介效應、中介效應(路徑1和路徑2)的偏差校正后95%CI均不包含0,說明P<0.05,有統計學意義。生涯適應力的標準化直接效應量為0.808,直接效應為74.0%,見表4。

存在兩條中介路徑:路徑1:生涯適應力→轉型沖擊→工作投入,轉型沖擊的標準化中介效應量為0.133,占總中介效應量的12.2%;路徑2:生涯適應力→反饋尋求行為→工作投入,反饋尋求行為的標準化中介效應量為0.151,占總中介效應量的13.8%。

3 討論

3.1 新護士工作投入影響因素分析

新護士工作投入處于中等偏高水平,與王曉玉等[12]結果相似。表3可知,非獨生子女、已婚、家人支持工作、入職崗前培訓時間>3 d、三級甲等醫院、專科及以下文化程度、月平均收入>3 000元、生涯適應力、反饋尋求行為、轉型沖擊是影響新護士工作投入的因素。

隨著《新入職護士培訓大綱(試行)》[13]的實施,多數新護士處于培訓輪轉時期,和已定科的護士相比,其薪酬、人際等方面的保障需進一步完善,提示管理者可采用科學的績效分配提高工作投入;相對二級及以下級別的醫院,三級甲等醫院的新護士工作投入得分更高,可能與輔助設備更齊全、人力資源配置更合理等有關[14];中專及以下學歷的新護士工作投入得分最高,碩士及以上學歷最低,與國外學者[15]研究結果不同,可能原因有:研究中學歷分布不均衡,可能造成結果偏差;國內學歷較低的新護士自我定位較低,而學歷較高的新護士臨床期望值高,導致其工作投入易受期望與現實不符的影響,提示管理者可對不同學歷新護士制訂個性化的培養計劃。

3.2 新護士轉型沖擊與反饋尋求行為在生涯適應力與工作投入間起中介作用

生涯適應力對工作投入有直接正向預測作用,提示管理者可開展生涯規劃培訓項目,正確引導生涯適應力發展,提高新護士的工作投入。

生涯適應力可通過反饋尋求行為正向影響工作投入。當新護士生涯適應力處于高水平時反饋尋求行為隨之增加,工作投入得到提升。本研究中新護士的反饋尋求行為處于中等偏高水平,其中同事詢問式維度得分最高,可能是因為同事相對領導更具可接近性和平等性[9],提示科室可構建臨床護理導師制[16],一對一引導新護士定位護理生涯,增強反饋尋求行為,最終提高工作投入。

生涯適應力還可通過轉型沖擊負向影響工作投入。當生涯適應力處于低水平時轉型沖擊水平升高,可導致工作投入降低。本研究中新護士轉型沖擊處于中等偏高水平,與左亞梅等[17]結果相似,可能與學習任務繁重、輪班后狀態調整困難等[18]有關。管理者可開展團體心理輔導[19]等項目,緩解轉型沖擊的負面影響,提高工作投入。

4 小結

反饋尋求行為與轉型沖擊在新護士生涯適應力與工作投入間起平行中介作用,提示管理者及新護士應重視生涯適應力,可增加反饋尋求行為或降低轉型沖擊水平,提升工作投入。本研究為橫斷面調查,未來可開展縱向研究,進一步探討并驗證變量間的關系及作用機制。