工作满意度在护士心理弹性与职业倦怠间的中介效应

谭剑，孔雪二，侯璇璇

（1.南方医科大学南方医院，广东 广州 510515；2.南方医科大学 卫生管理学院，广东 广州 510515；3.南方医科大学南方医院增城院区，广东 广州 511338）

职业倦怠指个体因长期职业应激产生的身心疲劳与耗竭的状态[1]。 护士面临着工作节奏快、工作量大、职业暴露风险高、遇到突发状况多等问题，是职业倦怠的高危群体[2]。 职业倦怠的发生，不仅对临床护士的心理、生理健康有着不可忽视的消极影响，还会降低其工作效率和临床服务质量[3]。 心理弹性是个体遭遇逆境时能够良好适应或成功应对的能力[4]，可以减轻压力对个体带来的影响， 是职业倦怠的预测因子[5]。 心理弹性较高的护士，往往会有更强的个人知性能力，能对工作保持积极的态度，从而拥有更高的工作满意度[6]。 工作满意度是个体从工作中获得满足的程度[7]，是影响护士出现职业倦怠的重要因素[8]。 研究发现，职业倦怠与心理弹性呈负相关[9]；职业倦怠与工作满意度呈负相关[10]；心理弹性与工作满意度呈正相关[11]。 纵观已有文献，3 个变量中任意两者的关系相对清楚， 缺乏三者间相互作用机制的研究。 故本研究旨在探索工作满意度在护士心理弹性与职业倦怠间的中介效应， 为减少护士职业倦怠的发生提供科学依据。

1 对象和方法

1.1 研究对象 2022 年11—12 月，采用便利抽样的方法，选取广州市6 所公立医院，其中包括4 所三级甲等医院（南方医科大学中西医结合医院、南方医科大学南方医院、增城区中心医院、广州医科大学附属第三医院），1 所三级医院（广东药科大学附属第三医院），1 所二级甲等医院（广州市增城区新塘医院）的护士作为研究对象。 纳入标准：取得护士执业资格证；在医院工作1 年以上并从事临床护理工作；知情同意且自愿参加。 排除标准：调查期间外出进修学习、休假的护士；来院实习及进修护士。 2022年11 月便利抽取30 名增城区中心医院的护士进行预调查，计算出护士职业倦怠标准差为16.85 分。 本研究为横断面研究，利用横断面研究的样本量计算公式n=（uα/2σ/δ）2[12]，估计所需要的样本量。 设定α=0.05，uα/2=1.96，δ 取2，得到n=273，将预期脱落率设定为20%，最终确定最小样本量为341 名，本研究实际纳入412 名护士。 本研究通过南方医科大学南方医院伦理委员会审核（NFEC-2023-058）。

1.2 调查工具

1.2.1 一般资料调查表 自行编制， 包括年龄、性别、婚姻状况、生育情况、学历、工龄、职称。

1.2.2 心理弹性量表 （Connor-Davidson Resilience Scale,CD-RICS） 由Connor 等[13]于2003 年编制，用于测量个体应对逆境的能力，量表Cronbach α 系数为0.890。 Yu 等[14]于2005 年汉化，用于测量学生、医护人员、术后患者等人群的心理弹性水平[15-17]，量表Cronbach α 系数为0.910。 该量表包括坚韧（13 个条目）、乐观（8 个条目）、力量（4 个条目），共3 个维度25 个条目。 均采用Likert 5 级评分法，从从不～一直如此依次赋值1～5 分。 总分25～125 分，分值越高表示受试者的心理弹性越好。 本研究正式调查中该量表的Cronbach α 系数为0.960。

1.2.3 护士工作满意度量表（Nurse’s Working Satisfaction Scale） 由Warr 等于1979 年编制，用于评估护士工作满意度，量表Cronbach α 系数为0.880[18]。 陆红于2005 年汉化， 用于评估中国护士工作满意度，量表内容 效度为0.890，Cronbach α 系数＞0.800[19]。该量表包括工作中的状态（11 个条目）、工作中的人际关系（4 个条目），共2 个维度15 个条目。 均采用Likert 5 级评分法， 从非常不满意～非常满意依次赋值1～5 分。 总分15～75 分，分值越高表示受试者的工作满意度越高。 本研究正式调查中该量表的Cronbach α 系数为0.956。

1.2.4 中国职业倦怠量表（Chinese Maslach Burnout Inventory,CMBI） 由李永鑫[20]于2005 年编制，用于测量教师、警察、医护人员等人群职业倦怠水平，量表Cronbach α 系数为0.802。 该量表包括情感耗竭（5 个条目）、人格解体（5 个条目）、成就感降低（5 个条目），共3 个维度15 个条目。 均采用Likert 7 级评分法，从完全不符合～完全符合依次赋值1～7 分，其中成就感降低维度反向记分。 总分15～105 分，分值越高表示受试者的职业倦怠越严重。 本研究正式调查中该量表的Cronbach α 系数为0.816。

1.3 资料收集方法 问卷由研究者导入腾讯问卷平台（https://wj.qq.com/s2/11240478/ad18）。调查员将电子问卷链接及二维码发给各医院科室以及病区护士长，由其将问卷下发给相关护士。 问卷采用统一的指导语说明研究目的及意义，受试对象知情同意后选择进入问卷进行填写。 为保证各条目数据不存在缺失情况，电子问卷所有题目均设为必答题；限制每个IP 地址只能提交1 次，避免问卷多次作答。 共回收问卷450 份，其中有效问卷412 份，问卷有效回收率为91.6%。

1.4 统计学方法 采用SPSS 25.0 分析数据。 本研究中的计量资料经正态性检验均服从正态分布，采用均数±标准差描述；计数资料采用频数、构成比描述。 采用Pearson 相关分析检验护士心理弹性与工作满意度及职业倦怠的关系；采用AMOS 25.0 建立结构方程模型，Bootstrap 方法检验工作满意度的中介效应。 检验水准α=0.05。

2 结果

2.1 一般资料 本研究共纳入412 名护士， 年龄：20～25 岁94 名（22.8%），26～35 岁191 名（46.4%），36～45 岁94 名（22.8%），≥46 岁33 名（8.0%）；性别：男性35 名（8.5%），女性377 名（91.5%）；婚姻状况：已婚233 名（56.6%），未婚179 名（43.4%）；生育情况：有子女212 名（51.5%），无子女200 名（48.5%）；学历：专科及以下98 名（23.8%），本科及以上314 名（76.2%）；工龄：1～5 年154 名（37.4%），6～15 年161名（39.1%），16～30 年81 名（19.6%），≥31 年16 名（3.9%）；职称：护士及护师265 名（64.3%），主管护师126 名（30.6%），副主任护师及主任护师21 名（5.1%）。

2.2 本组护士职业倦怠、心理弹性及工作满意度得分情况 412 名护士职业倦怠、心理弹性、工作满意度总分分别为（45.65±12.36）分、（86.76±16.48）分、（51.59±11.05）分。 各维度得分见表1。

表1 护士人员的心理弹性、工作满意度、职业倦怠及各维度得分情况（n=412，±S，分）

表1 护士人员的心理弹性、工作满意度、职业倦怠及各维度得分情况（n=412，±S，分）

项目心理弹性总分坚韧乐观力量工作满意度总分工作中的状态工作中的人际关系职业倦怠总分情感耗竭人格解体成就感降低条目数25 13 841 5 11 4 15 555满分范围25～125 13～65 8～40 4～20 15～75 11～55 4～20 15～105 5～35 5～35 5～35得分86.76±16.48 44.17±9.31 29.06±5.39 13.54±2.79 51.59±11.05 36.85±8.43 14.74±3.02 45.65±12.36 20.55±7.78 9.74±4.92 15.36±5.62条目均分3.47±0.66 3.40±0.72 3.63±0.67 3.39±0.70 3.44±0.74 3.35±0.77 3.68±0.76 3.04±0.82 4.11±1.56 1.95±0.98 3.07±1.12

2.3 本组护士职业倦怠、心理弹性及工作满意度的相关分析 Pearson 相关分析结果显示，本组护士职业倦怠与心理弹性呈负相关（r=-0.523，P＜0.001），职业倦怠与工作满意度呈负相关（r=-0.541，P＜0.001），心理弹性与工作满意度呈正相关（r=0.640，P＜0.001）。 见表2。2.4 本研究护士工作满意度在心理弹性与职业倦怠间的中介效应 采用Harman 单因子方法检验共同方法偏差。 对原始数据进行未旋转的探索性因子分析，结果显示有8 个公因子的特征值＞1，其中对总变量的解释率最高为35.45%，低于临界值40%[21]，表明数据没有显著的共同方法偏差。

表2 本组护士心理弹性、工作满意度及职业倦怠的相关性（n=412，r）

基于理论假设，建立以心理弹性为自变量，工作满意度为中介变量，职业倦怠为因变量的假设模型，采用AMOS 25.0 对其进行验证。 本研究选择最大似然法对参数进行估计，初始模型运行后，各项指标较为理想，但卡方/自由度=5.815＞3，近似误差均方根=0.108＞0.080，拟合稍差。 为此，通过修正指数对模型进行修正，得到拟合效果较好的模型，见图1，各个拟合指标见表3。 模型结果显示，心理弹性对职业倦怠有负向预测作用（β=-0.264，P＜0.001），工作满意度对职业倦怠有负向预测作用（β=-0.333，P＜0.001），心理弹性对工作满意度有正向预测作用 （β=0.820，P＜0.001），工作满意度在心理弹性与职业倦怠之间起部分中介作用，其中介作用值为-0.333×0.820=-0.273，总效应值为-0.264+（-0.273）=-0.537， 效应占比为50.8%。 见表4。

表3 护士工作满意度的中介效应模型拟合指数

表4 中介模型的作用效应（标准化）

图1 工作满意度在心理弹性与职业倦怠间的中介模型（标准化）

3 讨论

3.1 本组护士职业倦怠总体呈中等偏下水平，心理弹性、工作满意度总体呈中等偏上水平 本组护士的职业倦怠总分为（45.65±12.36）分，与量表总分中间值60.00 分相比，呈中等偏下水平。 本研究中62.6%的护士工龄≥6 年， 随着工龄的增长，护士能够发展出成熟的应对技能， 能够较好的处理临床中的问题，也更容易得到领导的认可，工作获得感、职业认同感更强，职业压力和职业倦怠不断减少。 此外， 本研究中有4 所医院为三级甲等医院，有健全的工作制度和流程，护理管理者能够合理配置护理人力资源、控制护理感染风险，从而降低临床护士职业倦怠水平。

本组护士的心理弹性总分为（86.76±16.48）分，与量表总分中间值75.00 分相比，呈中等偏上水平；与陈曦等[23]的研究结果相似。本研究有76.2%的护士为本科及以上学历， 其接受过更完整的专业知识教育，对临床护理工作有更深刻的认识，并且学历越高的护士，主动思考、主动学习的能力较强，能够调用自身潜在的积极应对方法面对工作中出现的问题。故其心理弹性处于中等偏上水平。

本组护士的工作满意度总分为 （51.59±11.05）分，与量表总分中间值45.00 分相比，呈中等偏上水平；与岳鑫彦等[24]的研究结果相似。 本研究81.5%的护士来自三级甲等医院， 医院在发展规模和经济效益上高于其他等级医院，护士福利待遇更高。 此外，三级甲等医院拥有更为健全的人力资源管理体系，为护士提供更多继续教育、 外出学习的机会和广阔的职业发展平台，因此护士对工作满意度较高。

3.2 工作满意度在护士心理弹性与职业倦怠间的中介作用 本研究结果显示， 工作满意度在心理弹性与职业倦怠间起部分中介作用， 即心理弹性（β=-0.264，P＜0.001）、工作满意度（β=-0.333，P＜0.001）对护士的职业倦怠存在负向预测作用。此外，心理弹性可以通过工作满意度对护士的职业倦怠起间接预测作用（β=-0.273，P＜0.001），其中介效应量占比为50.8%。 究其原因，（1）心理弹性是一种静态的保护性因子和适应行为， 护士通过提升心理弹性水平，使个体在压力事件中能保持积极的情绪，而积极情绪能够增强个人知性能力，提升职业认同感，进而降低职业倦怠的发生。因此护士的心理弹性能直接预测其职业倦怠。（2）工作满意度较低的护士，其工作状态不被自己肯定， 会对工作产生负面情绪，容易发生情感耗竭，进而降低护理效率和质量。 当护士的工作得不到管理者、患者认可时，他们会自身工作的价值产生怀疑，职业认同感降低，职业倦怠就会产生。因此护士的工作满意度能直接预测其职业倦怠。 （3）当护士在护理工作中遇到突发状况和困难时，可调动个体利用自身资源和力量，降低危险性因素对其的负面影响， 增加积极结果的概率。而这种积极结果会带来更高的工作满意度，使个体对工作的认知更为积极，在工作中有更多的积极体验，能够减少职业倦怠的发生。 因此心理弹性可以通过工作满意度对护士的职业倦怠起间接预测作用。

护理管理者应该重视护士工作满意度和心理弹性对职业倦怠的影响， 采取相应的措施降低职业倦怠的水平。 （1）提升护士心理弹性水平。 开展团队建设、经验分享等活动，通过高年资护士指导和传授经验给低年资护士，提高护理支持性资源[25]，培养低年资护士面对困境的能力。成立心理干预小组，针对职业倦怠水平较高的护士，采用团体心理干预、正念减压干预等方法， 提升护士面对压力情境进行积极调节的能力，降低职业倦怠水平。 （2）提高护士工作满意度。采取多方法对护士进行分层管理，对于低年资护士，提供外出进修学习、继续教育的机会；定期开展低年资护士座谈会，了解其工作状况，并有针对性解决实际存在的问题， 加强对低年资护士的人文关怀。 对于高年资护士，创造支持性实践环境[26]，注重培养其管理者知识与技能， 提供实践管理者角色的机会，推进高年资护士实现自我职业目标，减少职业倦怠的发生。

4 本研究的不足

本研究采用便利抽样法， 样本量选自广州市6所公立医院， 抽样范围较为局限， 并且由于地区差异，研究结果不能代表全国护士的情况。今后可扩大抽样范围，并对不同区域、不同等级医院的护士心理弹性、 工作满意度、 职业倦怠的关系进行进一步探索。