亓琴,卢爱霞,张淑红,薛敬伟,李霞
护理人力资源的短缺已成为制约优质护理实施的重要因素,护士离职是造成护士短缺和护理质量下降的主要原因[1]。有文献报道,5年内广州医学院附属肿瘤医院护士离职率高达49%[2]。由于服务对象的特殊性及护理技能的高要求,相比于其他科室,儿科护士在工作中需要付出更多的时间和精力,使其在回归家庭时,难以满足家庭中的角色需求,造成工作-家庭冲突,进而导致离职事件的发生[3]。护士职业认同是指护士对护理职业的自我肯定,是护理职业发展的内在激励因素,可影响护士的工作态度和离职意愿[4]。山东省泰安市属中等发达地区,儿科护士的工资待遇及管理情况与北方大部分城市类似,具有区域代表性。本研究采用横断面调查法,整群抽样,尝试用新视角研究分析儿科护士工作-家庭冲突、职业认同与离职意愿三者的相互关系,为稳定儿科护理队伍,减少护士短缺,提高护理质量提供一定的理论支持。
本研究采用横断面调查法,于2016年5—8月采取整群抽样抽取3所三级甲等综合医院、2所三级甲等专科医院(中医药系列和儿童系列)及1所二级甲等综合医院的儿科护士为研究对象(每所医院的儿科护士均≥20名)。纳入标准:自愿参与本调查,并在儿科工作3个月以上的临床在职注册护士。排除标准:调查期间非所在医院的儿科护士,如进修、实习生等。本调查共发放问卷460份,回收有效问卷442份,有效回收率为96.1%。
1.2.1 一般情况调查表自编一般情况调查表,包括科室、性别、工作年限、职称、学历、婚姻、子女数、聘任方式等。
1.2.2 工作-家庭冲突量表(WFC)该量表由Carlson等[5]开发、张何苗[6]修订,共18个条目,包括基于时间冲突、基于压力冲突和基于行为冲突3个维度。量表采取Likert 5级计分法,总分18~90分,得分越高表明冲突越强。该量表反映了工作-家庭冲突的两个方向,即工作-家庭冲突(WIF)和家庭-工作冲突(FIW),WIF和FIW的内部一致性值分别为0.837和0.894。总量表的Cronbach'sα值为0.859,各维度的Cronbach'sα值为0.789~0.878。
1.2.3 职业认同量表采用刘玲等[7]设计的职业认同量表,共30个条目,涵盖职业认知评价、职业社交技能、职业社会支持、职业挫折应对及职业自我反思5个维度。量表采用Likert 5级计分法,非常不符合~非常符合分别计1~5分,条目均为正向题,满分150分,121~150分为认同水平高,91~120分为认同水平中等,61~90分为认同水平偏低。各维度均值=代表各维度条目数所得分数之和/各维度条目数,值越高表明职业认同相应维度的水平越高。量表总的Cronbach'sα值为0.938,各维度的Cronbach'sα值分别为0.911,0.763,0.824,0.830,0.720,折半信度0.880,累积变异解释量58.75%,具有很好的信效度。
1.2.4 离职意愿量表采用李栋荣等[8]翻译并修订的离职意愿量表。共6个条目,采用Likert 4级计分法,总分为6~24分,得分越低离职意愿越高。重测信度R=0.77,内部效度为0.76,有较好的信效度。根据条目关联性分成三种情况:辞职可能性、寻找他职动机、获得他职可能性。按照总均分划分离职意愿等级,总均分≤1分为很低;1分<总均分≤2分为较低;2分<总均分≤3分为较高;总均分>3分为很高。
本调查开始之前先与抽样医院进行沟通,了解各医院儿科护士数并取得其支持。随机选择某医院儿科护士(64名)进行预调查,验证研究可行性并整改存在的问题。对调查员进行培训统一标准后,于2016年5—8月在医院组织会议后以第三方身份现场对儿科护士进行问卷调查。在此过程中严格执行知情同意与匿名原则。
运用SPSS 20.0和AMOS 20.0统计软件包处理数据。对职业认同总分、工作-家庭冲突总分、离职意愿总分进行正态性检验,显示呈正态分布。计量资料以均数±标准差表示,多因素分析采用Logistic回归分析,工作-家庭冲突、职业认同、离职意愿的关系采用Pearson相关分析及结构方程模型,以P<0.05为差异有统计学意义。
442名儿科护士的平均年龄为28.02±5.01岁,平均工作年限为6.05±5.48年。其他基本情况见表1。
表1 调查对象的一般人口统计学特征 n,%
儿科护士工作-家庭冲突总分为57.50±9.34,职业认同总分为97.45±16.37,离职意愿总分为15.66±3.08。见表2。其中,离职意愿较低、较高、很高者人数分别为79人(17.87%)、231人(52.26%)、132人(29.86%)。
表2 儿科护士工作-家庭冲突、职业认同与离职意愿的得分情况
以一般人口学资料中的科室、性别、年龄、工作年限、职称、最高学历、婚姻、子女数、子女照料者、个人月收入、工作压力、聘任方式为自变量,以离职意愿的是与否为因变量进行Logistic逐步回归分析(α入=0.05,α出=0.10)。结果显示,工作压力、聘任方式两个因素差异具有统计学意义(P<0.05)。见表3。
表3 儿科护士离职意愿Logistic回归分析
工作-家庭冲突、基于时间冲突、WIF与离职意愿呈正相关,与离职意愿的各维度亦呈正相关。基于压力冲突、基于行为冲突与离职意愿、辞职可能性、寻找他职动机呈正相关。FIW与离职意愿呈正相关。职业认同及其各维度与离职意愿、辞职可能性、寻找他职动机呈负相关,职业认知评价与获得他职可能性呈负相关。见表4。
表4 儿科护士工作-家庭冲突、职业认同与离职意愿的相关分析
以工作-家庭冲突为自变量,职业认同为中介变量,离职意愿为因变量,建立假设模型[10-11]。利用极大似然法对数据进行参数估计,进而对模型的拟合程度进行分析。模型的拟合指数显示,χ2/df=3.624,RMR=0.310,GFI=0.945,AGFI=0.912,CFI=0.957,RMSEA=0.077,模型整体拟合度较好,说明假设模型成立。结果显示,工作-家庭冲突对儿科护士的离职意愿具有直接正向预测作用(r=0.15,P<0.01),对职业认同有负向预测作用(r=-0.11,P<0.01)。职业认同对离职意愿有负向预测作用(r=-0.37,P<0.01)。工作-家庭冲突可以通过职业认同的中介效应间接影响儿科护士的离职意愿,其间接效应为0.041,中介效应占总效应的21.34%。表明职业认同在工作-家庭冲突对离职意愿的影响中起部分中介作用。见图1。
本研究结果显示,泰安市儿科护士的工作-家庭冲突总均分为3.19±0.52,基于时间冲突、基于压力冲突及基于行为冲突3个维度得分分别为3.27±0.61,3.31±0.51,3.01±0.76,工作-家庭冲突强,与相关研究结果一致[10-11]。本研究基于压力冲突指标值最高,基于压力的冲突即个体在工作(或家庭)领域履行角色责任时产生的压力影响到家庭(或工作)领域角色任务的完成[12]。究其原因,可能与儿科服务对象特殊、护理技能要求高有关[3]。WIF指标值高于FIW,也反映出泰安市儿科护士对工作的重视程度高于家庭。工作压力、精神压力以及工作占用护士过多的时间和精力,使得儿科护士回归家庭时难以满足其在家庭中所担负的角色要求[11],导致工作-家庭冲突增强。儿科护士的职业认同总分为97.45±16.37,认同水平中等,职业认知评价指标值最低,这与其他文献报道一致[10]。儿科护士因工作环境充满了哭闹和嘈杂,易产生紧张、焦虑等负性情绪;在与工作量小、收入较高的科室护士比较中,儿科护士亦难以形成自身专业的优越感,从而产生不平衡心理。社会上“重医轻护”现象的存在,医患纠纷及暴力事件的发生等种种因素均可造成儿科护士职业认同水平不高。
本研究结果显示,儿科护士离职意愿很高及较高者的比例分别为29.86%和52.26%,表明儿科护士离职意愿较强。Logistic回归分析结果显示,工作压力及聘任方式是影响离职意愿的重要因素。儿科护士工作强度大,职业风险高,过高的压力极易增加护士的离职意愿[11]。近年来,合同制护士、低年资护士已成为我国护理队伍的主要组成部分。与正式在编护士相比,她们承担着同等的工作任务,但在聘任、进修机会及薪酬等方面却相差很多。所以聘任方式迥异,护士的离职意愿也不相同。
本研究发现,工作-家庭冲突及各维度均与离职意愿呈正相关(r=0.132~0.180,P<0.01),与相关的研究结果一致[11,13]。职业认同及各维度均与离职意愿呈负相关(r=-0.193~-0.439,P<0.01),符合张斌等[14]的研究结果。结构方程模型表明,工作-家庭冲突不仅直接正向影响离职意愿,还通过职业认同的中介作用间接负向影响离职意愿(P<0.01)。有研究发现,工作态度容易受到工作-家庭冲突的影响[15]。泰安市儿科护士工作-家庭冲突强,儿科护士长期处于这种工作与家庭之间较为剧烈的冲突状态下,直接导致生活质量下降,工作能力和压力应对能力降低,最终会使她们的工作积极性、职业认同感降低,离职意愿增强[10]。提高儿科护士职业认同,有助于儿科护士充分理解本专业的价值和意义,更好地与周围人融洽相处,在面对挫折时,努力找到解决问题的方法,从而降低工作-家庭冲突,降低离职意愿。
综上所述,儿科护士的工作-家庭冲突强、职业认同中等、离职意愿较高。这不仅影响护理队伍的稳定性,也关系到护理质量的提高。医院应多为儿科护士提供时间和情感资源,缓解其工作压力、满足家庭的需求;开展职业价值观教育活动,增强其对护理职业的归属感和认同感;给予更多的晋级、进修和获得同工同酬的机会。促使儿科护士更好地在工作中实现自我价值,获得幸福感,降低工作-家庭冲突和离职意愿,从而稳定儿科护理队伍,提升儿科护理质量。