護士工作投入在護士長誠信領導與護士關懷行為的中介與調節作用

許玉玲 宋瑰琦 王 茜 李樹雯 張國文 丁 慧 陶 菊

護理關懷行為是由護士主導的護理行為和特質，也是主動關愛他人的情感與態度［1］。研究表明，護理人員對患者實施關懷行為可以增加護士的自我成就感和情緒幸福感且有利于提高護理質量［1-3］。誠信領導是一種領導者通過整合自身的積極心理資源及營造倫理氣候，促進下屬積極自我成長的領導行為方式［4］。護士長是護理管理的中堅力量，具有承上啟下的作用，可通過營造誠化氛圍，調動護士實施關懷護理的熱情，進而影響下屬的態度與行為，促進關懷行為的落實［5-6］。工作投入是在工作中表現出的認知狀態與積極、充實的情緒［7］。目前，已證實護士工作投入與其關懷行為成正相關［8］，且護士長誠信領導對臨床護士的工作投入具有正向預測作用［9］。基于以上發現，推測工作投入可能在誠信領導和關懷行為之間起中介作用。因此，本研究以社會交換理論為框架，探討護士長誠信領導現狀及對護士關懷行為的影響，并分析工作投入在兩者間所起的作用，以期為護理管理者提供全新視角和借鑒。

1 對象與方法

1.1 研究對象 2023 年1～2 月采用便利抽樣法，抽取安徽省四所三級甲等醫院的臨床護士為本次調查對象。按照橫斷面調查樣本量計算公式［10］n=（uασ/δ）2，其中α為0.05，容許誤差δ為2。已有研究顯示［11］，工作投入標準差為21.26，則樣本量為434 份，以問卷流失率20%的標準進行計算，得出樣本量至少為521 份，本次研究實際共納入599 份樣本量。納入標準：在現任護士長管理下工作時間≥3 個月的臨床護士；知情同意且自愿參與本研究。排除標準：曾經存在精神心理疾病的臨床護士；調查期間休假或處于輪轉的臨床護士。其中，男性125 名（20.87%），女性474 名（79.13%）；平均年齡為（31.27±6.10）歲；第一學歷碩士及以上為78名（13.1%），第一學歷本科為277 名（46.2%），第一學歷為大專及以下為244 名（40.7%）；未婚252 名（42.08%），已婚268 名（44.74%），離異或喪偶79 名（13.18%）；平均工作年限（4.43±1.22）年；副主任護師及以上職稱52 名（8.68%），主管護師職稱245 名（40.90%），護師職稱220 名（36.73%），護士職稱82 名（13.69%）；正式編制151 名（25.21%），合同協議254名（42.40%），人事代理194 名（32.39%）；月收入為20 00～5 000 元178 名（29.72%），5 000～10 000 元335 名（55.93%），10 000～12 000 名86（14.35%）；夜班頻率每月0～1 次為147 名（24.54%），每月2～3 次107 名（17.86%），每月4～6 次345 名（57.60%）。本研究經蚌埠醫科大學倫理委員會同意（倫科批字［2023］35）。

1.2 研究方法

1.2.1 研究工具 ①一般情況調查問卷：由研究者自行設置，涵蓋性別、年齡、第一學歷、婚姻等9 項內容；②關懷行為量表（caring behaviors inventory，CBI）：由Wolf 等［12］編制，后由我國學者達朝錦［13］對其進行漢化。該量表共24 個條目，包括知識和技能（5 個條目）、尊重和聯系（10 個條目）及支持和保證（9 個條目），采取6級評分方式，所有條目均為正向計分，總分為24～144分，得分越高則說明護士對患者的關懷程度越高。總量表的Cronbach’s α 為0.959；③誠信領導量表（authentic leadership questionnaire，ALQ）：由Walumbwa等［14］編制，后由我國學者韓翼等［15］漢化。該量表包括4 個維度共16 個條目，分別是關系透明（5 個條目）、自我意識（4 個條目）、信息平衡加工（3 個條目）和內化道德觀（4 個條目）。每個條目采用5 級評分方式，分數越高說明管理者的誠信水平越高。總量表Cronbach’s alpha 系數為0.850；④工作投入量表簡化版（Uutrecht work engagement scale，UWES-9）：由Schaufeli 等［16］于2006 年開發，2011 年趙光利［17］漢化而成。包含專注（3個條目）、奉獻（3 個條目）及活力（3 個條目）。采用7級評分法，護士的得分越高，說明其工作投入水平越高。總量表及3 個維度的Cronbach’s α 分別為0.933、0.898、0.913 和0.803。

1.2.2 調查方法 本研究借助“問卷星”網絡調研平臺進行問卷的發放和收集。首先在獲取所調查醫院的相關部門管理者知情同意后，選取所調查醫院護理部4名有科研經驗的成員組成調查小組，研究者擔任課題組長，負責對所有調查人員實施統一培訓。再以問卷鏈接的形式發送給4 名成員，由4 名成員轉發到本院護士群。通過“問卷星”后臺控制回收的問卷質量。如以匿名的形式進行提交，設置填寫次數僅為1 次，當所有題項填寫完畢方可提交成功。另外，在問卷發放的過程中及時咨詢核心成員問卷收集情況。最后，由2名研究者對收集后的問卷進行數據清洗和邏輯校對，剔除無效問卷。

1.3 統計學方法 采用SPSS 22.0 分析數據。計數資料用例數、構成比描述，正態分布的計量資料用描述，組間比較用方差分析或t檢驗， Pearson 相關性分析變量間的相關性，分層回歸分析檢驗誠信領導和工作投入對關懷行為的預測作用，采用AMOS 23.0 建立結構方程模型檢驗工作投入在誠信領導與護士關懷行為間的中介效應，參數估計方法采用極大似然法，調節效應分析采用多元線性回歸分析，以P＜0.05 為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 誠信領導、工作投入和關懷行為得分情況 護士長誠信領導量表得分為（70.27±11.38）分，總均分（4.39±0.71）分；工作投入量表得分為（48.38±7.16）分，總均分（4.21±0.61）分；關懷行為量表總分為（129.48±15.88）分，總均分（5.40±0.66）分。見表1。

表1 誠信領導、關懷行為和工作投入得分（n=599，分）

2.2 護士關懷行為影響因素的單因素分析 對一般資料進行單因素分析，結果顯示，不同年齡、婚姻、工作年限、職稱、人事關系、月收入、夜班頻率的護士關懷行為得分比較，差異具有統計學意義（P＜0.05）；性別、第一學歷得分比較，差異無統計學意義（P＞0.05）。見表2。

表2 不同特征護士關懷行為得分比較（n=599）

2.3 誠信領導、工作投入和關懷行為的相關性分析相關分析結果顯示，誠信領導與工作投入（r=0.422，P＜0.001）、關懷行為（r=0.558，P＜0.001）呈正相關，工作投入與關懷行為呈正相關（r=0.610，P＜0.001）。見表3。

表3 誠信領導、關懷行為和工作投入相關性分析

2.4 誠信領導、工作投入和關懷行為的分層回歸分析 首先對所有進入回歸方程的變量進行多重共線性診斷。結果顯示，各預測變量均滿足方差膨脹系數（VIF）＜0.3，提示本研究不存在嚴重的共線性問題。以關懷行為量表得分為因變量，誠信領導和工作投入作為自變量進行分層回歸分析。另外，考慮到關懷行為單因素分析中具有統計學意義的變量可能會影響檢驗結果，因此，第1 步以表2 中年齡、婚姻、工作年限、職稱、人事關系、月收入和夜班頻率7 個變量作為控制變量。控制變量賦值情況見表4。結果顯示婚姻和月收入均對關懷行為得分具有影響且差異均有統計學意義（均P＜0.05）；第2 步將誠信領導引入方程，結果表明，誠信領導得分對關懷行為得分具有影響且差異有統計學意義（P＜0.001），其解釋量增加了28.90%；第3 步將工作投入引入方程，結果顯示工作投入對關懷行為得分具有影響且差異有統計學意義（P＜0.001），其解釋量增加了22.20%，提示工作投入在誠信領導和關懷行為間可能存在中介效應。見表5。

表4 自變量賦值方式

表5 中介效應的分層回歸分析（n=599）

2.5 工作投入在誠信領導和護士關懷行為間的中介效應分析 護士長誠信領導為自變量，工作投入為中介變量，關懷行為作為因變量建立結構方程模型，利用極大似然法（ML）對模型進行擬合，并對模型修正，修正后模型各項擬合指數良好，模型擬合指標：卡方/自由度（CMIN/DF）=2.870，良適性適配指數（GFI）=0.970，調整后良性適配指數（AGFI）= 0.946，比較擬合指數（CFI）=0.992，簡約調整后的規準適配指數（PNFI）為0.659。見圖1。

圖1 誠信領導、工作投入與關懷行為的結構方程模型

采用Bootstrap 檢驗模型中介效應，結果顯示工作投入在誠信領導與關懷行為間的間接效應的95%CI（0.155～0.277）不包括0，效應值為0.209（0.44×0.48），占總效應的 37.00%（0.44×0.48/0.562）。見表6。

表6 工作投入在誠信領導與關懷行為間的中介效應檢驗

2.6 工作投入在誠信領導和護士關懷行為間的調節效應檢驗 采用基于多元回歸的調節效應分析法［18］，先對自變量與調節變量做均值中心化處理，生成“誠信領導×工作投入”的交互項。以關懷行為為因變量，第1步放入控制變量，第2 放入誠信領導，第3 步放入工作投入，第4 步放入誠信領導與工作投入的交互項，結果顯示增加解釋量（△R2）具有顯著性（P＜0.001），即工作投入在誠信領導與關懷行為間的調節效應成立。誠信領導對關懷行為的回歸系數為0.555，交互項的回歸系數為0.071，主效應、調節效應均為正向。見表7。

表7 工作投入在誠信領導與關懷行為間的調節效應分析

3 討論

3.1 誠信領導、工作投入及關懷行為現狀 護士關懷行為有助于提高患者滿意度及臨床護理質量，而護士長領導方式和護士工作態度又影響著護士落實關懷行為的效果。因此，需要加強對該方面的關注。

本研究結果顯示，護士長誠信領導處于中上水平，其總均分為（4.39±0.71）分，與張潔［9］研究結果相似。說明本次調研的護士較為認同護士長的誠信領導行為。在中國文化情境中，上下級關系強調依賴性及服從集體為目標［19］。因而，領導者的管理風格影響著下屬的歸屬與認同感。本研究得分最高的是內化道德觀維度。這可能是由于內化道德觀作為誠信領導的內在素質基礎，下屬在領導者的潛移默化影響下，對組織產生認同感［20］。關系透明維度得分最低，可能與護士長對下屬的管理方式有關。“命令式”分配任務是護士長最多采用的管理方式。被動的服從組織安排，易導致下屬減少向上級建言的意愿［21］。故提醒護理管理者應開放共享信息資源，充分授權及提供參與決策機會。如建立共享信息流動平臺，定期舉辦科室信息共享活動，從而促進下屬積極建言。

本研究結果顯示，臨床護士工作投入處于較高水平，與王麗敏［22］研究相似。這可能是因為近年來，安徽省逐步推動護理崗位管理改革，通過深化優質護理服務內涵、改善管理機制、科學設置崗位和績效考核，將薪酬待遇、職稱晉級與護理崗位掛鉤，調動了臨床一線護士的工作積極性，改革取得了一定的效果［23］。其次，本研究調查對象多為“90 后”護士群體，其體力較為充沛且均來自三級甲等醫院，薪資待遇和工作環境較好，因此表現出較高的活力狀態。

本研究結果顯示，臨床護士關懷行為處于高水平，得分高于均數常模。究其原因，在黨中央尊重生命，全民救援的人文關懷理念的指引下，加強護理人文關懷，得到了專家學者的積極響應。另外，安徽大部分醫院倡導做“有溫度的護士”，要求護士給與患者身心照護服務［24］。其中尊重和聯系維度得分最低，可能與三級甲等醫院的護士多利用先進的醫療設備和技術，完成護理工作，卻減少了與患者互相交流的頻率有關。建議護理管理者需增加護士“表達性關懷”方面的培養，加強有效溝通技巧。本研究中年齡、工作年限、職稱、人事關系、月收入、夜班頻率對護士關懷行為的影響存在明顯差異（P＜0.05）。分析其原因可能為伴隨著年齡的增長，工作年限的增加和技術職稱的提升，臨床護士累積了豐富的臨床經驗，且承擔相應的臨床護理教學和管理任務，能夠有效進行高質量溝通，形成穩定的關懷品質。此外，正式在編及月收入高的護士關懷行為得分也較高，可能是與護士感受到較高的工作安全感，可以充分調動個體內在資源，積極投入到臨床實踐中，為患者提供整體照護有關［25］。另外，夜班頻率越少的護士關懷行為得分越高，這可能是因為夜班次數頻繁，影響護士的睡眠質量，產生機體疲勞和情緒困擾［26］。提示護理管理者應適當增加人力，彈性排班，關愛夜班護士。

3.2 工作投入在誠信領導與護士關懷行為間起中介調節作用 中介與調節效應檢驗結果均表明，護士長誠信領導可直接影響護士的關懷行為。說明管理者的真實品質對護士產生了積極的示范作用，護士模仿其行為將內化的人文素養轉化為實際行動，因而，護士的關懷行為水平也越高。中介效應結構方程模型擬合結果表明，護士長誠信領導可通過護士工作投入的中介作用影響其關懷行為。社會交換理論指出，領導通過調控下屬的積極情緒，建立良好的信任關系，提高了護士的工作投入程度。同時，當下屬感知到上級的信任，易產生為組織付出的強烈意愿，即護士的關懷行為［27］。另外，護士對工作的積極態度，表明其重視職業發展，致力于專業角色和責任，故護士關懷行為水平越高［9］。調節效應檢驗結果顯示，在高工作投入水平的護士中，護士長誠信領導對護士關懷行為的影響較大，而在低工作投入水平者中，影響較小。在感知到護士長誠信領導的情況下，高工作投入水平的護士組織歸屬感更強，愿意為組織發展付出時間和精力，促進護士實施關懷行為。且工作投入水平高的護士，能在護理工作中積極踐行“優質護理服務”理念，提升自身關懷能力，感知和回應患者情感訴求。護理管理者應強化塑造誠信領導風格，以高道德標準規范言行，用榜樣的力量獲得下屬的主動追隨行為，改善工作環境，提供學習機會和發展空間如進修等，鼓勵護士實現個人價值，提升工作投入程度，促進關懷行為具體落實到護理程序中。

綜上所述，護理管理者應加強護士長誠信領導風格培養，尊重及鼓勵護士參與重要決策，共享知識與信息，關注護士的組織活動參與度，提高護士長誠信領導能力及調動護士工作投入水平，進而提升護士關懷行為。