基于群組分析的組織信任在護士信任患者與工作投入間的中介效應

盧康媛，王潔，陳玉蓓，紀雪梅，鄭智慧

（1.福建中醫藥大學護理學院，福建福州 350122；2.福建醫科大學附屬三明市第一醫院護理部，福建三明 365000；3.尤溪縣中醫醫院護理部，福建三明 365100）

工作投入是個體一種積極的認知狀態， 能降低護士職業壓力，減少人才流失[1]。 護士對人際關系、組織資源的感知會影響其工作投入度[2-3]。 護患信任是一種良好的人際關系狀態， 穩固的信任關系能減輕護士的工作負擔，對提高工作投入有重要意義[4]。信任是一個多層次的概念，在人際、組織層面間產生作用[5]。 研究發現，當個體對人際信任的感知水平較高時， 更容易提升對組織的信任感， 并增強信任聯系，形成良性循環[5]。 組織信任在真實型領導與工作投入之間存在重要中介作用，能促進員工融入團隊，營造積極的工作氛圍[6]。多群組分析（Multiple group analysis）是在假設模型分析后，進一步探究模型在不同樣本群組下是否同時適配的一種分析方法，可用于分析不同樣本群體間的路徑關系是否具有等同性[7]。 我國分級診療制度背景下不同級別醫院的醫患信任關系存在差異[8]，但不同級別醫院間組織信任在護士信任患者、 工作投入的中介作用路徑影響尚不明確。 因此，本研究基于信任源的多層次概念，從護士視角探討信任對工作投入的影響， 并明確不同級別醫院的路徑差異， 為臨床管理者制定提升護士工作投入的有效對策提供依據。

1 對象與方法

1.1 研究對象 采用便利抽樣法，于2022 年6—10月選取福建省三明市及11 個下轄區縣（4 所三級醫院、9 所二級醫院、22 所一級醫院）共35 所醫院的臨床護士作為研究對象。 納入標準：（1）獲得護士執業資格證，并在臨床注冊的在崗護士；（2）工作年限≥1年；（3）知情同意，自愿參與本研究。排除標準：（1）院外進修培訓人員；（2）調查期間未在崗護士，例如病假、產假者等。根據樣本量計算公式N=4（UαS/δ）2，檢驗水準α=0.05，則Uα=1.96，容許誤差δ 根據文獻取0.5S[9]，計算樣本量約為245 例。 考慮20%的無效問卷率， 結合多群組結構方程模型樣本量至少200 例為宜[7]，每個級別醫院樣本量約為306 例，本研究樣本量約為918 例。最終回收調查問卷共1 200 份。本研究已取得三明市第一醫院倫理委員會審批（明一倫（2021）71 號）。

1.2 調查工具

1.2.1 一般資料問卷 自行編制，包括性別、年齡、文化程度、居住地、婚姻狀況、醫院等級。

1.2.2 工作投入量表 由Schaufeli 等[10]于2002 年編制，李富業等[11]于2013 年漢化修訂，用于評估公安民警的工作投入水平， 量表Cronbach α 系數為0.930。郭莉等[9]于2020 年應用該量表調查三級甲等綜合醫院臨床護士的工作投入水平， 量表Cronbach α 系數為0.879。 該量表包括活力（3 個條目）、奉獻（3 個條目）和專注（3 個條目）3 個維度，共9 個條目。 采用Likert 7 級評分法，按從來沒有～總是分別賦值0～6 分。 總分0～54 分，得分越高，說明受試者的工作投入度越高。 本研究中該量表的Cronbach α系數為0.938。

1.2.3 護士信任患者量表 本研究依據醫師信任患者量表[12]，由Thom 等[13]于2011 年編制，董照倫[12]于2017 年漢化翻譯， 用于評估急診科醫生信任患者的水平，量表Cronbach α 系數為0.921。 馬天嬌[14]于2020 年應用該量表調查基層醫生、護士對患者的信任程度，量表Cronbach α 系數為0.952。 該量表包括患者角色（6 個條目）和尊重人際關系（6 個條目）2個維度，共12 個條目。 采用Likert 5 級評分法，從沒有一點把握～完全有把握分別賦值1～5 分?？偡?2～60 分，得分越高，說明受試者對患者的信任水平越高。本研究采用醫師信任患者量表進行修訂，將主語“醫師”替換為“護士”，量表中“治療”替換為“護理”，其它主體內容保持一致，形成護士信任患者量表。本研究邀請5 位熟悉該領域的專家（1 名正高級職稱，4 名副高級職稱） 對修訂后的量表內容效度進行評價，總量表內容效度指數（Scale-level CVI，S-CVI）為1.000。 本研究正式調查時該量表的Cronbach α系數為0.972。

1.2.4 組織信任量表 由陳景剛[15]于2006 年編制，用于評估國企員工的組織信任水平， 量表Cronbach α 系數為0.899。 黃慧敏等[16]于2021 年應用該量表調查三級甲等醫院護士的組織信任水平， 量表Cronbach α 系數為0.936。 該量表包括醫院信任（5個條目）、領導信任（4 個條目）和同事信任（4 個條目）3 個維度，共13 個條目。采用Likert 5 級評分法，從非常不同意～非常同意分別賦值1～5 分?？偡?3～65 分，得分越高，說明受試者對組織信任感知水平越高。 本研究中該量表的Cronbach α 系數為0.978。1.3 資料收集方法 本研究采用問卷調查法，通過問卷星編制電子問卷（https://www.wjx.cn/vm/mBrV9TS.aspx），研究者向調查醫院的護理管理者說明研究主要目的、意義與方法，獲得其支持后，由3 名經過統一培訓的研究者通過微信發放問卷鏈接及二維碼至護理部負責人，由其再轉發至各科室護士工作微信群。電子問卷采用統一指導語向研究對象說明本研究的目的與內容， 并設置知情同意題目， 研究對象點擊“同意”后獨立填寫問卷，點擊“不同意”則立即結束作答。本研究遵循自愿參與和保密原則，采用匿名填寫方式，并設置所有題目為必答題，保證問卷回收的完整性。 共回收問卷1 200 份，剔除無效問卷后，共1 141 份有效問卷，有效回收率為95.08%。

1.4 統計學方法 采用SPSS 26.0 分析數據。 計數資料采用頻數、構成比描述，計量資料不服從正態性分布采用M（P25，P75）描述。 護士信任患者、組織信任、 工作投入總分比較采用Kruskal-Wallis H 非參數檢驗， 并進行Bonferroni 校正法兩兩比較。 采用Spearman 相關分析檢驗研究對象的護士信任患者、組織信任、工作投入的相關性；采用AMOS 26.0 構建結構方程模型和路徑分析，使用校正偏差Bootstrap 法對組織信任的中介作用進行檢驗，抽樣次數選取5 000次，95%置信區間（95%CI）檢驗中介效應的顯著性。 并用多群組結構方程模型進一步分析不同級別醫院模型各路徑的作用關系。 檢驗水準α=0.05。

2 結果

2.1 一般資料 1 141 名臨床護士， 年齡19～59（33.44±7.65）歲，多為女性，1132 名（99.2%）；文化程度以大專居多，863 名（75.6%）；多與家人同住，999名（87.6%）；已婚居多，876 名（76.8%）；工作醫院等級：三級醫院376 名（33.0%），二級醫院313 名（27.4%），一級醫院452 名（39.6%）。

2.2 不同級別醫院護士信任患者、組織信任和工作投入得分比較 Kruskal-Wallis H 非參數檢驗結果顯示，護士信任患者、組織信任、工作投入總分在不同級別醫院差異具有統計學意義 （均P＜0.001），見表1。 采用Bonferroni 校正法進一步兩兩比較，結果顯示，一級醫院護士的工作投入、護士信任患者及組織信任總分均低于二級、三級醫院（P＜0.001）；二級醫院的護士信任患者、組織信任、工作投入總分與三級醫院比較，差異均無統計學意義（P＞0.05）。

表1 不同級別醫院的護士信任患者、組織信任和工作投入得分比較[n=1 141，M（P25，P75），分]

2.3 不同級別醫院的護士信任患者、組織信任和工作投入的相關性分析 Spearman 相關性分析結果顯示， 本組總體護士的工作投入總分與護士信任患者、 組織信任總分呈正相關 （r=0.536、0.613，均P＜0.001），組織信任總分與護士信任患者總分呈正相關（r=0.719，P＜0.001）。

三級醫院護士的工作投入總分與護士信任患者、組織信任總分呈正相關（r=0.495、0.574，均P＜0.001），組織信任總分與護士信任患者總分呈正相關（r=0.707，P＜0.001）。 二級醫院護士的工作投入總分與護士信任患者、組織信任總分呈正相關（r=0.519、0.596，均P＜0.001）， 組織信任總分與護士信任患者總分呈正相關（r=0.748，P＜0.001）。一級醫院護士的工作投入總分與護士信任患者、組織信任總分呈正相關（r=0.506、0.553，均P＜0.001），組織信任總分與護士信任患者總分呈正相關（r=0.663，P＜0.001）。

2.4 組織信任在總體護士信任患者與工作投入的中介效應 采用Harman 單因素檢驗法進行共同方法偏差檢驗，結果顯示，共提取出9 個特征值＞1 的因子，第1 個因子的解釋率為39.80%，低于40%臨界值[17]，表明本研究數據無共同方法偏差。

采用AMOS 26.0，以組織信任為中介變量、護士信任患者為自變量、 工作投入為因變量構建結構方程模型，采用極大似然法對模型進行擬合。根據模型修正指數對初始模型修正后，模型具體擬合指標為：卡方值/自由度 （CMIN/DF，χ2/df）=3.836， 適配指數（Goodness Fit Index，GFI）=0.987， 比較擬合指數（Comparative Fit Index，CFI）=0.995， 修正擬合優度指數（Adjusted Goodness of Fit Index，AGFI）=0.971，規范擬合指數（Normed Fit Index，NFI）=0.994，漸進殘差均方和平方根 （Root Mean Square Error of Approximation，RMSEA）=0.050， 提示中介模型適配度良好[18]，見圖1。模型顯示，護士信任患者對工作投入有直接正向預測作用（β=0.247，P＜0.001），護士信任患者對組織信任有直接正向預測作用 （β=0.728，P＜0.001）， 組織信任對工作投入具有直接正向預測作用（β=0.437，P＜0.001），組織信任在護士信任患者與工作投入有部分中介作用， 中介效應值為0.728×0.437=0.318，占總效應的56.28%，各路徑的效應值見表2。

圖1 護士信任患者、組織信任與工作投入的結構方程模型

表2 本組護士組織信任在護士信任患者和工作投入的中介分析（標準化）

2.5 不同級別醫院的護士信任患者、組織信任與工作投入路徑關系的多群組比較分析 為進一步比較模型在不同護士群體中的差異，運用結構方程多群組分析，探討不同級別醫院的護士信任患者、組織信任及工作投入之間的變量聯系。本研究總體樣本模型為基準模型，未設定限制參數，限定模型設定為不同群組間的結構方程模型路徑系數相等。多群組分析結果顯示，模型均適配度良好：（1）基準模型：χ2/df=2.494，CFI=0.993，RMSEA=0.036；（2）限定模型：χ2/df=3.809，CFI=0.982，RMSEA=0.050。 將基準模型與限定模型進行差異性分析，結果顯示：卡方值差異量（△χ2）=124.049，自由度差異量（△df）=16，P＜0.001，說明醫院等級差異對模型有影響。多群組分析顯示，路徑護士信任患者→組織信任、組織信任→工作投入、護士信任患者→工作投入在不同級別醫院中均存在統計學差異，具體路徑圖及路徑系數值見表3。

表3 不同級別醫院護士信任患者、組織信任與工作投入的模型路徑分析（標準化）

3 討論

3.1 護士信任患者、組織信任及工作投入總分均處于中等偏上水平 本研究結果顯示， 本組總體護士信任患者總分為48.00（38.00，53.00）分，與量表總分中間值30.00 分比較，處于中等偏上水平，高于董照倫[12]對醫務人員信任的研究結果。 可能與研究對象不同有關。 臨床護士在日常工作中與患者的接觸頻次更高、時間更長，更容易與患者形成信任關系，建立良好氛圍， 促進護患關系和諧發展。 組間比較顯示，一級醫院護士的信任患者總分低于二級、三級醫院，可能是二級、三級醫院的整體醫療資源配置較一級醫院更為充足，能為患者提供更好的診療服務，護士更容易與患者建立融洽的信任聯系。

本研究結果顯示， 本組總體護士的組織信任總分為52.00（52.00，64.00）分，與量表總分中間值32.50分比較，處于中等偏上水平，與黃慧敏等[16]的研究結果相似?？赡苁亲o士在工作中常需要團隊相互協作，以提升醫療資源的有效傳遞，實現護理目標?；ブ墓ぷ魈匦阅茉黾幼o士的團結度， 有利于提升護士對護理組織和醫療團隊的信任感知。組間比較顯示，一級醫院護士的組織信任總分低于二級、三級醫院，可能是一級醫院的制度管理較為松弛， 護士對組織的歸屬感與認同感不足， 對組織的信任感知度相對較低[8]。 二級、三級醫院在獎勵政策、管理模式上較一級醫院更全面與完善，護士能獲取較好的公平感，對組織產生積極正面的期待，能促進信任的情感形成。

本研究結果顯示，本組總體護士的工作投入總分為41.00（27.00，48.00）分，與量表總分中間值27.00 分相比，處于中等偏上水平。 近年來政策要求維護、保障護士合法權益，科學地健全、完善護理隊伍的激勵體制等[19]，相關制度的落實能調動護士的工作積極性，提升工作專注度。 組間比較顯示，一級醫院護士的工作投入總分低于二級、三級醫院，可能是一級醫院的護士人力資源相對不足，且常承擔社區衛生服務工作，工作內容較繁雜，對工作投入的專注度較不足。 三級醫院具有良好的技術資源配備與科研氛圍提供，同時二級醫院不斷與上級醫院聯動實施資源共享、優勢互補，二、三級醫院能應用更高新技術專注于為患者提供優質護理、開展臨床前沿科研研究，有助于護士感知自我的積極價值，產生正向的職業熱情。

3.2 護士信任患者對護士的工作投入有正向預測作用 圖1 的中介分析結果顯示，護士信任患者可以正向預測護士工作投入的變化（β=0.247，P＜0.001），即護士對患者的信任程度越高，其工作投入度越強。人際關系中， 信任方獲取的信任感知會潛移默化地影響日常人際交往、行為塑造。當醫方對患者的信任存在危機，醫務人員會產生自我保護的應對策略，阻礙其親社會動機[20]。 在護理工作中，良好的信任關系可以促進護士與患者間的有效合作， 使臨床護士在良性的互動過程中獲得個人價值的滿足， 有助于其產生積極的工作體驗，提高對工作的付出與投入。也有助于護士激發、分配個人資源，在護患交往中產生較好的自我效能感[21]，形成對自我工作的認可，強化工作投入度。

3.3 組織信任在護士信任患者與工作投入之間的部分中介作用 圖1 的中介分析結果顯示，組織信任對護士的工作投入存在直接正向預測作用（β=0.437，P＜0.001）， 并在護士信任患者與護士工作投入間起部分中介作用（β=0.318，P＜0.001），中介效應占總效應的56.28%。 即護士組織信任水平越高，其工作投入度越強。 組織信任水平高的護士在工作中感知到領導的期望與認可，完成任務的自主性強，有助于激發自身的工作潛能，以實現工作目標。同事的信任與支持氛圍能幫助其以更積極的態度面對工作中的困難與挑戰，產生正向的工作行為[22]，提升工作投入熱情。此外，良好的信任水平能幫助護士積極分配外部資源，是提升工作投入的重要因素。當護士感知到自己在護患關系中的重要性時， 能有效調節工作環境中的壓力，主動與患者進行有效溝通，主動與同事、領導信息共享，在信任雙方的互動與支持中，能產生更高的工作熱情，促進積極行為。

3.4 護士信任患者、組織信任及工作投入的路徑關系在不同級別醫院中存在差異 多群組分析結果顯示， 二級醫院的護士信任患者對組織信任的路徑影響（B=0.771，P＜0.001）及護士信任患者對工作投入（B=0.289，P＜0.001）的路徑影響作用最高。 護患信任是一種在溝通交往中不斷發展、穩固的動態過程。 三級醫院的臨床護士日常護理難度更高、工作壓力更大，缺乏足夠時間與患者及時、有效地交流。 就診于一級醫院的患者病情較輕，治療周期較短，護士與患者的接觸時間有限，交流的主動性不足[8]。 而二級醫院護士的護患溝通時間更充裕，溝通效果更佳，更容易與患者雙方形成良好的信任聯系[23]。 護士對患者的信任感與護理態度呈正相關[24]，二級醫院的護士能更好地感知良好的信任情感環境，主動地評估、計劃和實施護理，耐心為患者提供優質服務。 同時，在積極的心理情境下，二級醫院的臨床護士對制度感知的敏感性更強，有助于形成團隊協作意識觀念，對組織產生更加信任的氛圍。

多群組分析結果顯示，三級醫院的組織信任對護士工作投入的路徑影響作用最高（B=0.454，P＜0.001）?？赡苁且患夅t院的護理管理機制尚缺乏完善， 團隊協作能力松散， 醫院缺乏對護士工作自主性的創造條件。二級醫院的臨床護士職業發展競爭較大，外出學習機會較少，導致二級、基層醫院的護士在工作中動機氛圍不足，常需耗竭自我內在資源，產生不公平感、工作滿意度下降，從而降低自身工作熱情。 三級醫院的護理管理制度更加規范與全面， 醫院對護士的個人發展、職業提升更為重視[25]，通過鼓勵護士參與科室?？乒芾?、賦予臨床自主決策等授權感知，有助于護士發揮主觀能動性，產生工作旺盛感[26]，以強化其工作投入度。

綜上所述， 建議不同級別醫院的護理管理者應針對性地制訂不同的措施， 三級醫院管理層應重視護士視角下的護患信任關系， 培養護士臨床溝通能力， 可引用Calagary-Cambridge 指南的護患溝通技能培訓方案[27]，提升信任認知，幫助護士在護理中與患者進行有效的溝通，建立信任聯系，促進護患和諧發展。同時應制定護患信任提升的相應策略，開展心理健康疏導，為護士提供情感支持，避免不良情緒堆積，提升護患信任度，使護士以充沛的精力完成工作任務。建議二級、一級醫院護理管理者平日應注重與臨床護士信任關系的建立與提升， 為護士的決策自主權創造條件，通過授權賦能，鼓勵其在工作中發揮評判性思維，參與護理團隊建設，構建支持性的工作氛圍，認可他們在護理工作中的價值，有助于提升護士自我成就感、組織認同感與信任感，從而產生積極工作行為，為醫院的發展貢獻力量。

4 本研究的局限性

本次研究地點選取三明市， 三明市作為醫療改革的先行城市， 在人才培育與學科建設等相關政策方面為護士提供良好的工作氛圍[28]，未來可考慮開展不同城市、省份的多中心研究，以提高樣本的豐富性與可信性。其次，本研究僅檢驗組織信任的中介效應， 未來可進一步探討信任過程中是否存在其他中介變量。

[致謝] 感謝福建中醫藥大學吳異蘭副教授對本研究提供的統計方法指導。