心理授权在新入职护士职业倦怠与离职意愿间的作用机制研究

郭瑞红，任丽萍，孟祥丽，张传坤，贾琳琳，王永芳*

1.济宁医学院，山东272067；2.济宁医学院附属医院

职业倦怠指个体在工作中表现出的情感衰竭、人格解体以及个人成就感低落的现象，是由于工作和心理压力大而产生的身心疲惫与耗竭的状态[1]。由于护理工作强度大、工作时间长、风险高，新入职护士倍感压力，再加上缺乏有效的调节方式，易陷入职业倦怠状态。离职意愿是指个体在一定时期内变换其工作的可能性，是离职前的一种心理状态和离职的前因变量，产生离职倾向但还没有转变为实际的离职行为，对实际离职行为有很好的预测作用[2]，Porter和Steers认为离职意愿是员工在经历了不满意以后的退缩行为[3]。研究表明护士群体尤其是新入职护士的离职意愿处于较高水平[4-6]。心理授权是指员工通过从组织获得信息、支持、资源和机会后产生自主性、意义、影响力和对自我效能的感知，在自我赋能的过程中可提升自我效能感，激发内在的工作动机[7-8]。国内外研究显示，心理授权作为一种保护性因素在预防职业倦怠、降低离职意向方面越来越受到关注[9]，而保持护理队伍的稳定性、降低离职率、减少护理人员的流失是缓解护理人员短缺、保证护理质量的一项重要举措。本研究旨在探讨新入职护士群体的职业倦怠和离职意愿水平、心理授权是否在职业倦怠和离职意愿中起中介作用以及发挥中介作用的机制，以指导护理管理者和护理研究者从组织层面采取有效的干预措施，从而降低新入职护士的职业倦怠和离职意愿程度，保持护理队伍的稳定性。

1 对象与方法

1.1 研究对象

采用便利抽样法，于2019年10月—2019年12月对山东省3所三级甲等医院的520名新入职护士进行问卷调查。纳入标准：①具备护士执业资格；②工作时间6～36个月；③对本研究知情并自愿参与问卷调查者。排除标准：休产假、外出进修等护理人员。本研究符合《赫尔辛基宣言》要求。

1.2 方法

1.2.1 研究方法

采用横断面调查法进行问卷调查。

1.2.2 研究工具

1.2.2.1 护理人员一般状况调查表

在查阅相关文献的基础上由研究者自行编制，内容包括调查对象的性别、年龄、工作时长、月收入、学历、职称、用工性质、婚姻状况、有无子女及所在科室等。

1.2.2.2 工作倦怠量表-通用版(MaslachBurnout Inventory-General Survey，MBI-GS)

MBI-GS由李超平等[10]修订，在国内的应用具有较好的信度和效度；包括情绪衰竭(1～5条，共5个条目)、玩世不恭(6～9条，共4个条目)和成就感低落(10～15条，共6个条目)3个维度；采用Likert 7级评分法评分，0分代表“从来没有这种感觉”，6分代表“非常频繁地出现”，其中10～15条为反向计分；得分越高表示职业倦怠程度越高，反之越低。职业倦怠综合得分=[0.4×情绪衰竭条目均分+0.3×玩世不恭条目均分+0.3×成就感低落条目均分]。职业倦怠综合得分<1.5分为无职业倦怠，1.5～3.5分为疑似职业倦怠，≥3.5分为有职业倦怠[11]。该量表的Cronbach′s α系数为0.829，本研究中该量表的Cronbach′s α系数为0.890。

1.2.2.3 离职意愿量表(Tention to Quit，TIQ)

TIQ由Michael等[12]于1982年编制，经李栋荣等[13]翻译、修订后较好地适用于中国文化环境，量表共6个条目，分为3个维度，全部为反向计分。条目1和条目6构成离职意愿I，表示辞去目前工作的可能性；条目2和条目3构成离职意愿Ⅱ，表示寻找其他工作的动机；条目4和条目5构成离职意愿Ⅲ，表示获得外部工作的可能性。计分方法采用1～4级计分法，回答“经常”“极有可能”计4分，“偶尔”“有可能”计3分，“甚少”“不可能”计2分，“从不”“极不可能”计1分。总分为各条目得分之和，分数越高表明离职意愿越强。总均分≤1分表示离职意愿处于很低水平，1～2分为较低水平，2～3分为较高水平，>3分为很高水平。修订后的量表具有可靠的信度(Cronbach′ s α=0.773)和效度(内容效度为0.677)。本研究中该量表的Cronbach′ s α系数为0.849。

1.2.2.4 心理授权量表(Psychological Empowerment Scale，PES)

PES由Spreitzer编制，由李超平等[14]引进修订为中文版，在护士群体中应用的信效度良好，量表整体Cronbach′ s α系数为0.85，各条目内容效度(content validity index，CVI)>0.8。量表包括工作意义、自我效能、自主性和工作影响4个维度，共12个条目，4个维度的Cronbach′ s α系数分别为0.75，0.71，0.70，0.79。采用“非常不同意”“不同意”“不确定”“同意”“非常同意”Likert 5级计分法，量表总得分为12～60分，得分越高表示心理授权水平越高。本研究中该量表的Cronbach′ s α系数为0.885。

1.3 资料收集

征得被调查医院护理部同意后，利用该医院新入职护士进行业务学习的时间，由研究者向调查对象说明本研究的目的和意义，使用统一指导语解释调查目的与填写方法，获得调查对象的知情同意并签署知情同意书后现场发放问卷，由受试者独立填写，并当场回收。共发放问卷520份，回收有效问卷492份，有效回收率为94.6%。

1.4 统计学方法

2 结果

2.1 新入职护士一般人口学资料

本研究纳入的492名新入职护士年龄21～29岁，中位年龄为24岁；男62人(12.6%)，女430人(87.4%)；人事代理护士357人(72.6%)，合同制护士135人(27.4%)；本科及以上380人(77.2%)，专科及以下112人(22.6%)；已婚111人(22.2%)，未婚372人(75.6%)，其他9人(1.8%)；内科91人(18.5%)，外科64人(13.0%)，妇儿科24人(4.9%)，急危重症相关科室173人(35.2%)，辅助科室87人(17.7%)，转科等其他科53人(10.8%)。

2.2 新入职护士职业倦怠、离职意愿和心理授权量表得分

新入职护士职业倦怠量表3个维度的得分分别为情绪衰竭(2.51±1.34)分、玩世不恭(1.64±1.25)分、成就感低落(2.08±1.36)分，职业倦怠综合得分为(2.12±0.97)分，为疑似职业倦怠。心理授权量表总分为(37.80±4.92)分，离职意愿量表总分为(13.08±4.08)分。新入职护理人员心理授权和离职意愿及各维度得分情况见表1。

表1 新入职护士心理授权和离职意愿量表总分及各维度得分情况(n=492) 单位：分

2.3 新入职护士的职业倦怠、离职意愿与心理授权的相关性

Pearson相关分析结果显示，心理授权总分与职业倦怠维度情绪衰竭、玩世不恭(r分别为-0.380，-0.401，P<0.01)、离职意愿总分及各维度(r分别为-0.374，-0.341，-0.348，-0.262，P<0.01)呈负相关；职业倦怠各维度与离职意愿(r分别为0.576，0.591，0.114，P<0.05或P<0.01)呈正相关。详见表2。

表2 新入职护士职业倦怠、离职意愿与心理授权的相关性分析(r值)

2.4 职业倦怠及心理授权各维度对新入职护士离职意愿的影响

采用分层回归的分析方法，以新入职护士离职意愿总分为因变量，以一般资料中通过单因素分析组间有统计学意义的分类资料用工性质为第1层自变量，以职业倦怠和心理授权的各维度为第2层自变量纳入回归方程，其中用工性质赋值情况为：1=人事代理，2=合同制，其他各变量原值带入，进行分层回归分析。结果显示，在控制一般人口学特征后，职业倦怠中情绪衰竭、玩世不恭和心理授权量表中的工作意义对新入职护士的离职意愿有显著的预测作用。详见表3。

表3 影响新入职护士离职意愿的分层回归分析结果

2.5 工作意义在职业倦怠(情绪衰竭、玩世不恭)与离职意愿间的中介效应分析

以新入职护士离职意愿为因变量(Y)，情绪衰竭为自变量(X1)，工作意义为中介变量(M)，构建中介效应模型，回归结果见表4。在构建的中介效应模型中，标准化回归系数a、b、c均达到差异有统计学意义(P<0.001)，c′不显著，证明工作意义(M)在情绪衰竭(X1)和离职意愿(Y)之间具有完全中介效应[15]。

表4 心理授权(工作意义)在新入职护士职业倦怠(情绪衰竭)和离职意愿间的中介效应分析

以新入职护士离职意愿为因变量(Y)、玩世不恭为自变量(X2)、工作意义为中介变量(M)构建中介效应模型，详见表5，中介效应示意图见图1。在构建的中介效应模型中，4个标准化回归系数a、b、c、c′ 均达到显著性水平(P<0.001)，表明中介效应显著。工作意义的中介效应占总效应的比例为ab/c=(-0.554)×(-0.193)/0.599=19.1%。经Sobel检验，Z=4.277，P<0.001，提示工作意义可降低新入职护士职业倦怠(玩世不恭)导致的离职意愿水平。

表5 心理授权(工作意义)在新入职护士职业倦怠(玩世不恭)和离职意愿间的中介效应分析

图1 工作意义在玩世不恭和离职意愿间的中介效应

3 讨论

3.1 新入职护士的职业倦怠状况

本调查结果显示，新入职护士职业倦怠综合得分为(2.12±0.97)分，高于黄浪等[11-15]的研究结果，而低于王燕[16]研究中医务组得分，3个维度的条目均分由高至低分别为情绪衰竭、成就感低落和玩世不恭。新入职护士由于工作经验不足，专业水平有待提高，缺乏自信而不能独立解决复杂的护理问题，再加上承担较多的基础性工作，常伴有较大的心理压力，导致心理资源耗竭，也是新入职护士缺乏成就感的原因。而由于入职时间短，对工作的态度多是积极和认真负责的，因此玩世不恭维度得分相对较低。

3.2 新入职护士的心理授权水平

本研究中新入职护士心理授权水平低于李娜等[17-19]的研究结果，其中工作意义得分最高为(4.13±0.64)分，其次是自主性得分为(3.92±0.67)分、工作影响为(3.03±0.87)分，得分最低的是自我效能为(1.50±0.31)分。心理授权是护士对授权的内在感知和体验，是感受到被赋予了权力、力量和信任[20]。新入职护士群体对心理授权的感知水平较低可能与管理层在对新入职护士进行权力下放时更为谨慎、实际的权力下放不够有关。新入职护士的自我效能感得分最低，反映新入职护士对自身完成工作能力的自信心较低，与新入职护士工作经验不足或未得到足够锻炼有关。为提高新入职护士心理授权水平，一方面管理层可根据新入职护士个人的能力有针对性地进行权力下放，另一方面给新入职护士提供更多可获取的信息和可利用的资源，以提高新入职护士对授权的感知水平。

3.3 新入职护士的离职意愿水平

本研究中新入职护士离职意愿量表总均分为(2.18±0.68)分，表明新入职护士离职意愿水平偏高。以往的研究表明，护理人员工作年限越短，离职意向越高[21]。低年资护士面临着角色的转换和对新的护理工作环境、人际关系、医院文化氛围的适应，再加上缺乏工作经验、资历浅、医院管理方式与福利政策向高年资护士的倾斜等，导致新入职护士多从事繁重而枯燥的基础性、重复性工作，而在科室内地位低、薪资待遇低，因而从工作中获得的成就感与满足感低，容易在受到挫折和打击后对护理工作失去信心、产生厌倦，进而产生离职意愿[6]。

3.4 工作意义在职业倦怠和离职意愿间的中介效应

本研究结果显示新入职护士职业倦怠与离职意愿呈正相关，心理授权与离职意愿呈负相关(P<0.01)，回归分析结果显示，情绪衰竭、玩世不恭和工作意义对离职意愿有直接的预测作用，其中情绪衰竭和玩世不恭可导致离职意愿增加，而心理授权是离职意愿的保护性因素，可降低离职意愿水平。中介效应分析和Sobel检验结果显示工作意义在情绪衰竭和离职意愿间具有完全中介作用，即工作意义可阻断因情绪衰竭而导致的离职意愿；此外，工作意义在玩世不恭和离职意愿间具有部分中介效应，中介效应占总效应的19.1%，即工作意义可降低玩世不恭对离职意愿的影响。

4 小结

情绪衰竭是由长期超负荷的工作需求和烦恼引起的身心疲惫和情感耗竭的状态，被认为是职业倦怠的核心维度和代表性指标[22-24]，是个体承受较大或长期压力后的体现，可降低护理人员的工作满意度，产生离职倾向；玩世不恭是指对服务对象趋向于冷漠的心态变化趋势，工作中倾向于将服务对象视为“物”而非“人”，表现为对工作厌恶、轻视，对服务对象没有耐心等[16]，持续否定自己在工作中的价值，失去工作动机，产生离职意向。职业倦怠的变化趋势一方面取决于个人的应对方式[25]，另一方面与获得的物质和精神支持、工作成就大小有关[26]。工作意义是与情绪衰竭、玩世不恭相反的情绪体验，是对自身工作目的、工作价值的积极感知，新入职护士承受着较大的压力，若得不到相应的支持和保障，则易造成身体和心理的过度消耗。因此，管理层应为新入职护士提供各种物质及精神上的支持，协助他们感知到自己工作的价值和意义，获得较高水平的心理授权，使新入职护士更加自信地开展工作，减少情感耗竭[9]。此外，来自管理者和家人、朋友的支持也可减少职业倦怠的发生[1]。营造和谐的团队氛围，创建团结协作的工作环境，让新入职护士感受来自组织内成员的善意，将有助于减少新入职护士的冷漠态度，缓解工作压力带来的去人格化的影响。此外，制定有效的奖励机制，帮助新入职护士做好明确而具体的职业规划，随着“尊医重护”的良好社会风气的形成，提高新入职护士对护理工作价值的认同和对心理授权的感知，提高工作满意度等都有助于降低护士离职意愿水平[27-28]。