領悟社會支持與職業應對自我效能在護士變革型領導與隱性缺勤間的鏈式中介作用▲

劉禎帆 陳 粹 嚴曉婷 吳際軍 龍 霖

(1 德陽市人民醫院護理部,四川省德陽市 618000;2 四川護理職業學院護理系,四川省成都市 610100;3 川北醫學院護理學院,四川省南充市 637000)

《全國護理事業發展規劃(2021-2025)》指出,我國現有的護理事業發展還存在不充分不平衡的狀況,護理人力資源及護理服務還難以與經濟社會的迅猛發展及人民群眾日益增長的健康需求相匹配[1]。護士長期處于高強度的工作環境當中,使其身心健康受到影響,從而導致醫療護理質量的下降。隱性缺勤又稱為健康生產力受損,主要用于描述個體消極的工作行為,在護理工作中是指護士由于生理、心理等問題導致其人雖在工作崗位上,但精力并未完全投入其中,導致生產力受損的一種狀況[2-3]。研究發現,隱性缺勤所導致的人力與經濟損害是直接缺勤的1.5倍以上,且在臨床上更容易導致不良事件發生,嚴重危害患者生命健康[4]。變革型領導主要是指領導通過自身的魅力來激發員工的內在動力,促使員工不斷的自我發展與提升[5]。研究發現,變革型領導可有效提升員工的工作積極性與精神專注力,從而減少職業的負面情緒,提高工作出勤率[6]。領悟社會支持是個體對自身可獲得客觀支持的自我感受,作為壓力應對的一種資源,當護士感知來自領導、同事及家人等更多的支持時,能顯著提升其心理健康水平,使其更好地投入到工作中,減少隱性缺勤的發生概率[7]。由此我們提出領悟社會支持在變革型領導與隱性缺勤間起中介作用的假設。職業應對自我效能主要是指護士有效應對來自工作需求的一種信心,作為一種內部資源,具有高水平職業應對自我效能的個體能有效應對職業壓力,工作倦怠水平低,從而更好地投入工作中,表現出更高的生產力水平[8]。根據工作需求-資源模型(job demands-resources model,JD-R),當護士擁有高水平的內部資源(自我效能、心理資本)與外部資源(社會支持、領導關懷等)時,其可以具有積極的組織行為,而領導風格的轉變能進一步影響護士內在動力,有助于提高其工作態度,從而提高其心理健康水平,工作中表現出積極的投入精神[9-10]。由此我們提出另一個假設:職業應對自我效能在變革型領導與隱性缺勤間起中介作用;領悟社會支持與職業應對自我效能在變革型領導與隱性缺勤間起鏈式中介作用。近年來,護士隱性缺勤開始受到關注,但我國大部分研究主要集中在護士隱性缺勤現狀描述及影響因素的探索,鮮有研究以JD-R為基礎,從外在與內在資源入手,探討其對隱性缺勤的影響機制。本研究分析領悟社會支持、職業應對自我效能、隱性缺勤、變革型領導之間的相關性,并探討變革型領導對隱性缺勤的直接影響,以及領悟社會支持與職業應對自我效能在兩者間的中介作用,旨在降低護士隱性缺勤的發生率,為進一步提高護理服務質量奠定基礎,假設模型見圖1。

圖1 變革型領導、領悟社會支持、職業應對自我效能及隱性缺勤間關系的假設模型圖

1 研究對象與方法

1.1 研究對象 2022年10月采取便利抽樣的方法選取四川省8所綜合醫院764名護士作為調查對象。其中三級甲等醫院3所,三級乙等醫院3所,二級甲等醫院2所。納入標準:取得護士執業資格證,并從事臨床護理工作≥1年;知情同意并自愿參與本次調查。排除標準:休假或進修護士。以變量個數的5～10倍估算樣本量,考慮到無效問卷等流失率,在原有基礎上將樣本量擴大20%[11]。即最小樣本量=(13+9+12+26+6)×5×(1+20%)=396,最大樣本量=(13+9+12+26+6)×10×(1+20%)=792。

1.2 方法

1.2.1 調查工具

1.2.1.1 一般資料調查問卷:由研究小組成員根據研究內容設計一般資料調查問卷,問卷內容包括性別、年齡、醫院級別、婚育狀況、學歷、職稱、職務、夜班情況、自評身體狀況、是否患病等。

1.2.1.2 職業應對自我效能量表:該量表由國外學者Pisanti等[12]編制,國內學者翟燕雪等[7]翻譯漢化,包括職業負擔(6條目)和關系相處困難(3條目)2個維度,共9個條目,各個條目均采取Likert 5級計分法,從“不能輕松應對”到“完全輕松應對”分別賦值1～5分,總分9～45分,得分越高說明職業應對自我效能越強。量表的Cronbach α系數為0.910。本研究量表信效度較好,Cronbach α系數為0.905。

1.2.1.3 領悟社會支持量表:該量表由國外學者Zimet等[13]編制,姜乾金等[14]翻譯漢化修訂。由家庭支持(4條目)、朋友支持(4條目)及其他支持(4條目)3個維度共12個條目組成。各個條目均采取Likert 7級計分法,從“極不同意”到“極同意”分別賦值1～7分,總分12～84分,得分越高表示領悟社會支持水平越高,總分12～36分為低支持水平,37～60分為中等支持水平,61～84分為高支持水平。量表的Cronbach α系數為0.843,本研究量表信效度較好,Cronbach α系數為0.852。

1.2.1.4 變革型領導量表:該量表由李超平等[15]編制,由德行垂范(8條目)、個性化關懷(6條目)、領導魅力(6條目)及愿景激勵(6條目)4個維度共26個條目組成。各個條目均采取Likert 5級評分法計分,從“非常不同意”到“非常同意”分別賦值1～5分,總分26～130分,得分越高說明護士感知護士長變革型領導行為越深。量表的Cronbach α系數為0.940,本研究量表信效度較好,Cronbach α系數為0.913。

1.2.1.5 隱性缺勤量表:該量表由國外學者Koopman等[16]編制,趙芳等[17]翻譯漢化,主要用來評估調查對象近一個月內因健康問題造成的生產力受損狀況。量表由6個條目組成。各個條目均采取Likert 5級評分法計分,由“完全不同意”到“完全同意”分別賦值1～5分,總分6～30分,得分越高說明因健康問題導致的生產力受損越大。量表的Cronbach α系數為0.862,本研究量表信效度較好,Cronbach α系數為0.907。

1.2.2 調查方法:(1)由課題組成員根據本研究內容編輯初始問卷,包括本次問卷簡介、告知書及具體內容,同時錄入問卷星生成鏈接進行預調查,根據預調查結果及相關建議修改后生成最終調查問卷。(2)由小組成員將問卷鏈接發送至相關醫院的部門聯系人,告知聯系人本次調查的目的、內容及意義,在取得其同意后,由其將鏈接和二維碼發送至相應護士工作群,在取得調查對象知情同意的情況下,本著自愿不強求的原則填寫問卷。所有問卷條目均為必答題,且同一IP地址和微信號只有一次作答機會。本次共收集問卷828份,將選項序號一致、答題時間<180 s或>1 800 s的問卷視作無效問卷,共剔除64份無效問卷,回收有效問卷764份,有效回收率為92.3%。

1.3 統計學分析 本次結果直接從問卷星導出,采用SPSS 25.0軟件進行統計學分析。計量資料以(x±s)表示。計數資料以例數(百分比)表示,四個變量及維度近似正態分布,采用Pearson相關性分析探討變量間的關系;采用AMOS 23.0建立結構方程模型,分析領悟社會支持及職業應對自我效能在變革型領導與隱性缺勤間的中介作用,采用Bootstrap進行中介檢驗。以P<0.05為差異具有統計學意義。

2 結 果

2.1 護士一般資料 764名護士中,男性73名(9.6%),女性691名(90.4%);年齡為0～29歲有301名(39.4%),>29～39歲有404名(52.9%),>39歲有59名(7.7%);所在醫院級別:三級甲等醫院526名(68.8%),三級乙等醫院200名(26.2%),二級甲等醫院38名(5.0%);婚育狀況:未婚225名(29.5%),已婚未孕78名(10.2%),已婚已育445名(58.2%),其他(離異/喪偶等)16名(2.1%);學歷:?？?28名(16.8%),本科626名(81.9%),碩士及以上10名(1.3%);職稱:初級490名(64.1%),中級244名(31.9%),副高及以上30名(3.9%);職務:護士732名(95.8%),護士長32名(4.2%);工齡:1～5年294名(38.5%),6～10年257名(33.6%),10年以上213名(27.9%);個人月均收入:0～5 000元167名(21.9%),5 001～8 000元348名(45.5%),8 001～10 000元184名(24.1%),10 000元以上65名(8.5%);夜班情況:需要上夜班的有650名(85.1%),不需要上夜班的有114名(14.9%);自評身體狀況:良好447名(58.5%),一般283名(37.0%),較差34名(4.5%);是否罹患疾病:是111名(14.5%),否653名(85.5%);自評工作強度:低強度14名(1.8%),中等強度385名(50.4%),高強度365名(47.8%)。

2.2 護士變革型領導、領悟社會支持、職業應對自我效能、隱性缺勤得分情況 764名護士的變革型領導量表總分為(105.49±19.72)分;領悟社會支持量表總分為(63.64±12.23)分;職業應對自我效能量表總分為(31.79±6.75)分;隱性缺勤量表總分為(15.98±5.02)分,見表1。

2.3 護士變革型領導量表、領悟社會支持量表、職業應對自我效能量表及隱性缺勤量表得分之間的相關性 Pearson相關性分析結果顯示,隱形缺勤量表總分與領悟社會支持量表總分、職業應對自我效能量表及隱性缺勤量表總分呈負相關;領悟社會支持量表總分與職業應對自我效能量表及變革型領導量表總分呈正相關;職業應對自我效能量表總分與變革型領導量表總分呈正相關(P<0.05),見表2。

表2 護士變革型領導量表總分、領悟社會支持量表總分、職業應對自我效能量表總分及隱性缺勤量表總分的相關性(n=764)

2.4 領悟社會支持與職業應對自我效能在護士變革型領導與隱性缺勤間的中介作用

2.4.1 共同方法偏差檢驗:采用Harman單因素檢驗[18]對護士變革型領導、領悟社會支持、職業應對自我效能及隱性缺勤4個量表的所有條目進行共同方差檢驗。結果顯示,特征根>1的公因子9個,第1個因素的累積變量為38.32%,小于臨界值40%,即本研究不存在嚴重共同方法偏差情況。

2.4.2 領悟社會支持與職業應對自我效能在護士變革型領導與隱性缺勤間的中介作用:采用AMOS 23.0,以變革型領導為自變量X,領悟社會支持為中介變量M1,職業應對自我效能為中介變量M2,隱形缺勤為Y建立結構方程模型,采用極大似然法對所構建的模型進行擬合,并根據模型的修正指數進行優化調整,見圖2。該模型各項擬合指數良好,模型擬合指數卡方自由度比 =3.516,漸進殘差均方和平方根=0.057,增加擬合指數=0.989,擬合優度指數=0.973,調整后適配度指數=0.949,比較適合配指數=0.989,標準化擬合指數=0.985。采用Bootstrap法重復抽取2 000次以檢驗中介效應的顯著性,設定置信區間為95%,如95%CI不包括0,則中介效應顯著。結果顯示,領悟社會支持和職業應對自我效能在護士變革型領導與隱性缺勤間的單獨中介作用與鏈式中介作用95%CI均不含0,各中介效應顯著,見表3。

表3 中介效應顯著性檢驗的Bootstrap分析結果

圖2 影響隱性缺勤行為的路徑與效應值

3 討 論

3.1 護士隱性缺勤、變革型領導、領悟社會支持及職業應對自我效能均處于中等偏上水平 本研究中,護士隱性缺勤得分為(15.98±5.02)分,處于中等偏上水平,低于金瑜等[19]的調查結果。但以中位數16為截值,高隱性缺勤護士有426名,占55.8%,值得醫院管理者重視。分析其原因:(1)本調查的研究對象有68.8%的護士來自三級甲等醫院,而三級甲等醫院作為大型綜合救治中心,護士承擔著高強度的工作任務,高負荷、高壓力的工作模式及頻繁的夜班輪次使護士容易感到身心疲倦,從而不能更好地投入工作,導致其健康生產力出現損害。(2)研究發現,長時間的站立、頻繁搬運患者、作息時間不規律等因素容易導致護士健康受損,而本次調查對象對自我健康狀況進行評價時,自評良好的護士僅占58.5%,同時有14.5%的護士表示罹患各種疾病,這說明護士的健康狀況不容樂觀,從而導致隱性缺勤率較高[20]。(3)臨床護士的工作分工明確,當班時自己的工作任務必須有人來完成,而護士的排班大多數在前一周已經完成,當護士臨時有事又不能改排班的情況下只能自己克服,從而導致隱性出勤率較高。

本研究中,764名護士感知的變革型領導得分為(105.49±19.72)分,處于中等偏上水平,與閆德修等[10]相關結果相似。近年來,隨著護士長學歷的提升、管理隊伍年輕化及磁性管理的進一步推進,護士長領導風格大多由嚴厲化向柔性化轉變,護士長在工作中能以扎實的專業基礎為護士樹立德行垂范的榜樣,同時還能夠運用科學專業的管理工具及技巧實行管理,散發自身的個人領導魅力,使護士更能感知來自護士長的人性化關懷風格[21]。

本研究結果顯示,護士領悟社會支持得分為(63.64±12.23)分,處于中等偏上水平,高于郭曉莉等[22]的研究結果,但是低于關玉霞等[23]的研究結果。這可能與研究對象所處的區域不同所致。其中維度得分最高的是家庭支持,這說明當護士面臨困難時,首先想到的傾訴對象及尋找的安慰對象以自己的家人為主;而其他支持相對偏低,即護士感知從同事、領導等獲得支持的可能性較小,這提示管理者應該加強團隊組織氛圍建設,使護士能更好融入團隊中,科室成員之間能相互幫助、共同成長。

此外,本研究中護士職業應對自我效能得分為(31.79±6.75)分,處于中等偏上水平,低于徐微琰等[24]研究結果。這可能是因為本研究的調查對象工作年限在1～5年的護士占38.5%,屬于工作年限較短的人群,缺乏足夠的臨床經驗來應對急危重癥患者病情變化及突發事件,導致其缺乏足夠的職業應對信心,導致得分相對偏低;同時,低年資的護士由于步入社會時間不長,缺乏相應的溝通技巧,難以有效地處理與醫生、領導、患者及家屬的關系,在關系相處中存在困難[25]。

3.2 變量間鏈式中介效應分析

3.2.1 領悟社會支持在護士變革型領導與隱性缺勤間的中介作用:本研究結果顯示,領悟社會支持在變革型領導與隱性缺勤間起部分中介效應,中介效應值為-0.053,即護士變革型領導不僅直接作用于隱性缺勤,還可以通過領悟社會支持間接作用于隱性缺勤。隨著醫療衛生的持續改革,傳統的管理模式已不能適應臨床的發展與管理。根據變革型領導理論,當護士長具備高水平變革型領導時,其會表現出遠見的卓識與創造性的思維,在工作中以身作則、樹立榜 樣,通過個性化的領導魅力激發護士的工作內驅力與創造力,使其為了自身成長而全身心投入到工作中,從而降低隱性缺勤的發生概率[26-27]。此外,當護士感知到來自護士長變革型領導時,其能夠獲得更多的領導關懷與支持,從而對獲得的支持表現出積極的情緒反應;同時,根據社會交換理論,當護士感受到較多領導、同事、家人及社會的支持時,其會表現出積極的工作投入精神和高效的工作產出,其隱性缺勤得分也會較低[28]。因此,醫院管理者可以開展相應管理理論培訓課程以提升護士長管理水平,通過實施科學化、人性化、專業化的管理技巧,使護士感知更多的關懷與支持,以降低其無效出勤的頻次。

3.2.2 職業應對自我效能在變革型領導與隱性缺勤間的中介作用:本研究結果顯示,職業應對自我效能在變革型領導與隱性缺勤間起部分中介效應,中介效應值為-0.075,即護士變革型領導不僅直接作用于隱性缺勤,還可以通過職業應對自我效能間接作用于隱性缺勤。根據班杜拉的自我效能感理論,個體自身效能感容易受到言語、情感的喚醒和激發[29]。高水平變革型領導風格的管理者擅于通過愿景激勵、喚醒員工前進的動力,使其能克服工作中的困難,對職業的前景與發展充滿信心和活力[30]。而當護士具備較高的職業應對自我效能時,會直接激發其對職業的情感承諾,從而熱情而富有活力地投入到工作中。建議管理者可以通過制定清晰化、個性化的職業發展規劃,通過激發護士職業應對自我效能,提升其專業承諾與內在動力,從而更好地投入工作。

3.2.3 領悟社會支持與職業應對自我效能在護士變革型領導與隱性缺勤間的鏈式中介作用:本研究結果顯示,領悟社會支持和職業應對自我效能在護士變革型領導與隱性缺勤間起鏈式中介作用,中介效應值為-0.069,即護士的變革型領導同時通過領悟社會支持與職業應對自我效能影響隱性缺勤。當護士長展現出較高的變革型領導風格時,護士感知到來自領導的關懷與激勵更強,從而感覺獲得更多的社會支持。變革型領導與領悟社會支持作為外部環境因素,通過為護士提供支持性、關懷性的組織氛圍以促進其內部心理資本的構建,從而激發其內在情感與職業應對效能[31]。而根據生物生態系統理論,個體職業的投入與發展會受到外部環境與內部資源的交互影響[32];變革型領導則作為此作用機制的起點,通過領導的德行垂范及組織所提供的支持,觸發護士對職業的情感能力,使其擁有高水平的職業應對效能,能夠妥善處理與同事、患者及患者家屬之間的關系,提高自身心理彈性水平,平衡工作與家庭沖突,減輕對工作的負面情緒及效應,提高其職業投入水平,從而降低隱性缺勤的發生率[33]。因此,醫院管理者應該根據醫院自身發展前景與方向結合變革型領導理念,制訂相應的組織策略,并對護士長進行培訓,以培養護士長前沿化、科學化的管理技巧。而作為護理管理者,護士長一方面應該擅于理解并運用變革型領導的內涵,在工作中轉變自身領導風格,利用信息化平臺提高自身領導水平,通過塑造榜樣作用,不斷提升自身優秀品質,并適當授權,為護士提供良好的職業前景與社會支持,提升其內在動力與效能,從而盡職盡責投入工作中;另一方面,護士長可以通過定期開展組織團建、溝通交流座談、科室心理留言箱、抗壓能力培訓等措施提高團隊凝聚力與壓力應對技巧,努力營造支持性、互動性的組織氛圍,進一步提升護士對團隊的情感承諾,以調動其自我內在動力與職業成長信念,最大限度地抑制由于心理和生理因素帶來的缺勤情況,保障護理質量安全,提高患者就醫滿意度[34]。

3.3 小結 護士隱性缺勤處于中等水平,領悟社會支持與職業應對自我效能在變革型領導對隱性缺勤的作用機制中的鏈式中介作用成立。這提示醫院管理者應該重視變革型領導培訓,使護士能切實感知護士長的變革型領導,通過相應的情感支持與社會支持,調動護士內在自我應對資源與能力,以進一步減輕隱性缺勤的發生,從而提高護士工作狀態,改善護理質量,降低患者不良結局的發生。但本次研究僅選擇四川省8所綜合醫院的護士作為調查對象,代表性有待提高,同時僅為橫斷面調查,不能分析護士隱性缺勤的動態變化,具有一定的局限性。今后應加大調查范圍,多角度、多階段地調查護士隱性缺勤水平,為后續制訂相應的干預策略提供參考依據。