基于计划行为理论对400 名临床男护士留职意愿影响因素组态分析

高丽霞，杨麦兰，孔令梅，姚瑶

（合肥市第二人民医院 安徽医科大学附属合肥医院 普外科，安徽 合肥 230011）

国外文献研究显示[1-2]，美国有近41%的男护士对于目前工作不是很愿意接受，有离职的倾向。国内文献报道[3-4]，男护士的离职意愿约占20.5%～64.5%。以往关于男护士的职业发展的相关因素研究大多数只关注不同因素的独立作用[4-6]。 然而仅凭单一的结果指导管理具有一定的局限性。 男护士留职意愿是多种影响因素综合作用的结果， 且多重因素间存在协同匹配效应的影响[7]。 模糊集定性比较分析方法（Fuzzy Set Qualitative Comparative Analysis, fsQCA）结合了定性分析和定量分析的优点[8]，从整体的视角出发挖掘前因的复杂因素， 从多原因的角度分析条件变量和结果变量之间的因果关系。 计划行为理论（theory of planned behavior，TPB） 是解释行为态度、 主观规范和知觉行为控制3 大要素如何共同作用于人的行为意向，通过行为意向预测实际行动[9]。鉴于此，本研究基于TPB 框架，运用fsQCA 方法研究男护士高留职意愿的影响因素及核心条件， 识别出男护士高留职意愿的驱动路径。

1 资料与方法

1.1 调查对象 采用便利抽样法， 于2022 年2-4月，对安徽省20 家不同级别医院（包括合肥市第二人民医院、中国科学技术大学附属第一医院、合肥市第三人民医院、 安徽医科大学第一附属医院、安徽医科大学第二附属医院、 合肥市第一人民医院、阜阳市第一人民医院、阜阳市第二人民医院、安徽医科大学附属阜阳医院、安徽医科大学附属六安医院、亳州市人民医院、芜湖市第一人民医院、芜湖市第二人民医院、无为市人民医院、宣城市人民医院、马鞍山市中心医院、池州市人民医院、金寨县中医医院、濉溪县人民医院、滁州中西医结合医院），对符合纳入和排除标准的临床男护士留职意愿相关因素进行问卷调查。入选标准：男护士；获得护士职业资格证书；工作期限≥1 年。 排除标准：生活护士；进修护士；非临床一线护士。

1.2 样本量估计 依据多元线性回归样本量估算方法，样本量n 为自变量个数m 的10～20 倍[10]。 本研究一般资料问卷13 个问题，护士职业获益感问卷5 个维度，护士留职意愿调查量表1 个维度，共计19项，计算需要样本量190～380 份，为预防出现无效问卷及减少误差，最终本研究设计发放问卷400 份。

表1 不同特征400 名男护士留职意愿的单因素分析（n=400）

1.3 调查方法

1.3.1 一般资料调查表 此表由研究者自行设计，包括年龄、工作时间、婚姻、学历、医院级别、ICU 护理、晋升机会、薪酬待遇、临床教学、科研与创新、轮值夜班、择业方式、专科护士共13 个条目。 此外，职业获益感问卷共5 个维度， 护士留职意愿调查量表为1 个维度，共计19 个影响因素。

1.3.2 职业获益感问卷 此量表由胡菁等[11]编制，共5个维度，33 个条目。 其中包括正向职业感知（7 个条目）；良好护患关系（6 个条目）；团队归属感（6 个条目）；亲友认同（6 个条目）；自身的成长（8 个条目）。 根据李克特计分法，从“很不同意”到“很同意”分别计分为1～5 分，总分为165 分，分数越高，职业获益感越强。该量表的Cronbach α 系数为0.96。 其中正向职业感知、良好护患关系、团队归属感、亲友认同、自身的成长作为男护士留职意愿的5 个因素纳入单因素分析。

1.3.3 护士留职意愿调查量表 该量表由陶虹等[12]开发，共6 个条目，根据李克特计分法，从绝对不可能（1 分）至非常可能（5 分），条目1、4、5 是正向计分，条目2、3、6 为反向计分，总分最低分6 分，最高分30 分， 得分越高， 留职意愿越强烈。 该量表的Cronbach α 为0.88。目前该量表无常模：将测得男护士留职意愿量表总分在SPSS 中建立标准常模，再参照均数与标准差建立划界常模[13]，将男护士留职意愿分为低、中、高3 个水平，得分≤均数-标准差为低水平；得分≥均数+标准差为高水平；其余为中等水平。然后根据男护士留职意愿程度分为：中高留置意愿组和低留置意愿组。

1.4 构建男护士留职意愿的计划行为理论模型框架 由Icek Ajzen 提出， 帮助理解人是如何改变自己的行为模式[9]。 其主要包括行为态度、主观行为规范、知觉行为控制3 个主要变量的影响。行为态度指个人对该项行为所特有的正面或负面的感觉。 主观行为规范是指个体对重要参照物(如制度、规范、父母、老师、密友等)认为他们应该做什么的看法；知觉行为控制是对促进或阻碍该行为的因素存在的感知，男护士留职意愿的计划行为理论模型框架，见图1。

图1 男护士留职意愿的计划行为理论模型框架

1.5 调查方法 研究者得到调查对象同意后，首先问卷网生成二维码，发放问卷时，科室负责人安排同一时间，统一指导语，解释研究目的、资料保密性和填写问卷的注意事项。问卷设置验证问题，以确保填写人员符合抽样的标准， 网络问卷由负责人对问卷的完成情况及问卷的完整性进行检查， 本次问卷共426 份，有效问卷400 份，问卷有效率为93.9%。

1.6 统计学方法 采用SPSS 19.0 进行数据处理与分析。 计数资料以相对数构成比（%）或率（%）表示，采用χ2检验。计量资料以±S 表示，采用两独立样本的t 检验。模糊定性比较分析（fsQCA）指结局和影响因素所有可能的布尔（Boolean）组合之间的关系，使用“一致性”和“覆盖率”2 个指标评价出最优组合。 具体步骤：（1）数据校准，运用fsQCA 软件中的calibrate（x,n1,n2,n3）函数，对原始数据开始进行校准在原始数据校准百分位数时借助Excel 中的Percentile 函数进行计算）；（2）单个必要性条件分析，在进行条件组态分析前，对各条件的“必要性（Necessity）”进行逐一单独检验。通过一致性和覆盖率的计算来确定变量之间是否存在必要性和充分性的关系。 一般认为，当一致性得分在0.9 以上时， 认为该条件是结果的必要性条件；（3）组态条件的充分性分析，观察真值表，将一致性阈值设置为0.75 和频数阈值设置为1，对其进行组态分析，最后对结局变量的所有影响因素进行组合。

2 结果

2.1 一般资料 共调查400 名男护士， 年龄23～41（28.08±3.43）岁；工作时间3～20（6.12±3.48）年；所在科室：ICU 128 名，手术室116 名，急诊科92 名，神经科40 名，其他科室24 名；所在城市：合肥市176名，芜湖市74 名，阜阳市42 名，亳州市36 名，其他72 名；医院等级：三级甲等医院256 名，二级甲等医院144 名。 婚姻状况：已婚142（35.5%）名，未婚258（64.5%）名；学历：专科204（51.0%）名，196（49.0%）名；薪酬待遇:≥8 000 元/月148（37.0%）名，＜8 000元/月252（63.0%）名，其他情况见表1。

2.2 男护士留职意愿及职业获益感得分 本次研究男护士留职意愿得分为11～30（20.52±5.53）分，高留职意愿86 名（21.5%），得分为26～30（27.36±1.88）分； 中留职意愿224 名 （56.0%）， 得分为17～25（20.47±3.02）分；较留职意愿90 名（22.5%），得分为≤16（13.88±2.17）分。 其中中高留置意愿组310名（77.5%），得分为17～30（22.61±4.41）分。男护士职业获益感总分得分为89～148（114.91±14.54）分，中高留置意愿组男护士职业获益感总分得分为101～148（123.15±17.93）分和低留置意愿组89～132（108.63±13.86）分，各维度得分见表1。

2.3 男护士留职意愿的单因素统计分析结果 单因素分析结果显示，2 组男护士的留职意愿在正向职业感知、护患关系、亲友认同、团队归属感、晋升机会、薪酬待遇、临床教学、科研与创新、轮值夜班、择业方式方面差异有统计学意义（P＜0.05）。在年龄、自身成长、工作时间、婚姻、学历、医院级别、ICU 护理、专科护士方面差异无统计学意义（P＞0.05）。 见表1。

2.4 变量校准 由于初始样本数据不满足fsQCA的布尔逻辑分析条件， 因此需要依据恰当的外部标准来对条件的指标值进行校准， 将原始数据转化为[0，1]区间内的数值[18]。 [0，1]连续模糊集表示条件属于某一集合的程度（在QCA 方法中称为隶属度），1 代表样本完全隶属，0 代表完全不隶属， 数值越接近1，样本与变量的隶属度越高。 本研究依据陶克涛等[9]研究，将正向职业感知、护患关系、团队归属感、亲友认同交叉点标准为0.5 分为点， 完全隶属标准为0.95 分为点， 完全不隶属标准为0.05 分为点，各条件和结果的校准信息见表2。

表2 变量校准锚点

2.5 单个条件必要性分析 在进行条件组态分析前，对各条件的“必要性（Necessity）”进行逐一单独检验。一致性作为必要条件的重要检测标准，当一致性＞0.9 时，则该条件就是结果的必要条件。 表3 为使用fsQCA 3.0 分析的中高水平留职意愿的必要条件检验结果。从表3 可见，所有条件中薪酬待遇变量一致性水平都＞0.9。所以，薪酬待遇变量是中高水平留职意愿的必要条件。

表3 中高水平留职意愿的必要性条件分析

2.6 男护士中高水平留职意愿的组态分析 运用fsQCA 进行布尔最小化运算， 对不同变量组合的一致性进行分析，将一致性阈值设置为0.75[19]，得到关于男护士中高水平留职意愿的复杂解、 中间解和简约解。 一般而言，中间解要优于其他2 种解。 通过比较中间解和简约解，得到核心条件和边缘条件。结果显示， 总体解的一致性和单个解的一致性均＞0.80，所有解的一致性均符合最低标准值0.75 的要求。 其中总体解的一致性为0.85，总体解的覆盖度为0.67，表4 中的5 种组态为男护士中高水平留职意愿的充分条件组合。 主要包括（1）组态1：正向职业感知*护患关系*团队归属感；（2）组态2：正向职业感知*亲友认同*晋升机会；（3）组态3：护患关系*晋升机会*～轮值夜班； （4）组态4：择业方式*科研与创新；（5）组态5： 临床教学* 晋升机会* 科研与创新。5 种组态的解的一致性指标分别为：0.877、0.911、0.927、0.828、0.859 显示出较高的一致性，5 种组态原始覆盖的指标分别0.342、0.261、0.211、0.138、0.152。 其中组态1、组态2 是对男护士中高水平留职意愿影响最大的2 个组合。 5 种组态共同解释了男护士中高水平留职意愿主要原因， 根据男护士留职意愿的计划行为理论模型框架将5 种组态分为3种类型：组态1 为行为-主观型，组态2 和组态3 为行为-主观-知觉型， 组态4 和组态5 为知觉型，见表4。

表4 男护士中高水平留职意愿的组态分析

3 讨论

3.1 400 名临床男护士留职意愿的现状水平 本研究结果显示，400 名临床男护士的留职意愿得分为11～30（20.52±5.53）分，得分处于中等水平，其中中高留职意愿组310 名（77.5%）、低留职意愿组90 名（22.5%）。低于李冬梅等[16]研究护士留职意愿为（22.12±4.36） 分和陶虹等[12]研究护士留职意愿为（22.93±3.68）分。 男护士职业获益感总分得分为89～148（114.91±14.54）分，低于孟微等[20]研究临床护士职业获益感总分(123.67±18.95)分，原因分析为男护士在高校学习的过程中多数选择护理专业时较为被动， 在现实生活中， 作为男人承担更多的压力和责任； 在工作岗位中又容易受社会偏见和刻板印象的影响，导致职业社会角色定位模糊，自尊水平较低。

3.2 薪酬待遇是影响男护士留职意愿的必要条件

本研究单因素分析结果显示正向职业感知、护患关系、亲友认同、团队归属感、晋升机会、薪酬待遇、临床教学、科研与创新、轮值夜班、择业方式10 个因素差异有统计学意义， 对每个有统计学意义的因素进行逐一单独必要性分析检验， 结果发现薪酬待遇因素的一致性为0.952，一致性＞0.9，是影响男护士留职意愿的必要条件，见表3。 本研究中当男护士薪酬≥8 000 元是男护士高留职意愿的必要条件。 以往对男护士职业稳定性的研究认为[4-5，15，17]，薪酬待遇、轮值夜班、择业方式等因素为影响护士留职意愿的共性问题，而薪酬待遇仅仅为其中的一个因素。王洪攀等[21]对成都市122 名护士进行调查发现，薪酬待遇仅为护士心理弹性的充分条件之一， 而非必要条件。本研究结果显示：薪酬待遇是男护士留职意愿的必要条件， 这说明男护士对薪酬待遇有更高的要求。 相关研究表明： 员工薪酬是员工激励政策的关键，薪资越高，对工作越热情，越喜欢工作，工作薪酬是员工经济生活的来源和保障[22-23]。 国家卫生健康委关于全国护理事业发展规划（2021-2025）指出健全完善护士队伍激励机制， 强调绩效分配、 奖励评优、 优绩优酬。 医院管理者可能根据男护士自身优势，在公平公正、多劳多得、同工同酬的基础上改革护理绩效考核机制，例如：建立院内兼职的护理人员流动机制[24]，增设“网约护士上门护理”服务等[25]。 男护士可以利用碎片化时间， 参加流动岗位或接单进行上门护理等，更好地提高男护士的工作薪酬，充分调动男护士工作的积极性。

3.3 临床男护士中高留职意愿影响因素的组态分析 fsQCA 组态分析结果显示共提取了5 种组态，分别隶属于3 种类型。 5 种组态中， 单个解的一致性、总体解的一致性均高于最低标准0.75，其中总体解的一致性为0.851，总体解的覆盖度为0.674，说明本研究组态条件的充分性较好。

3.3.1 类型1 行为-知觉型：即组态1（正向职业感知*护患关系*团队归属感），该类型男护士留职意愿一致性为0.877，覆盖度为0.342，一致性及覆盖度均相对较高。 行为-知觉型的男护士正向职业感知、护患关系发挥核心作用，团队归属感发挥辅助作用，而临床教学在组态1 中未发挥作用。 正向职业感知属于行为态度，护患关系、团队归属感属于主观行为规范。 Ajzen I 在计划行为理论中认为行为态度和主观行为规范越好，则该人执行行为的意图就越强。当男护士在职业生涯中有较高正向职业感知， 良好的护患沟通，团队归属感强时，男护士更愿意留职当下的护理工作。只有当男护士处在温暖有爱、接纳的环境中，才会有利于护理职业的长足发展[17]。

3.3.2 类型2 行为-主观-知觉型：包括组态2（正向职业感知* 亲友认同* 晋升机会）和组态3（护患关系* 晋升机会*～轮值夜班），组态2、组态3 解的一致性分别为0.911、0.927， 解的覆盖度为0.261、0.211。 组态2 模型表示正向职业感知发挥核心作用，亲友认同、晋升机会发挥辅助作用；组态3 模型表示护患关系、晋升机会、～轮值夜班发挥核心作用，临床教学不发挥作用。 Ajzen I 在计划行为理论中认为行为态度、 主观行为规范和知觉行为控制决定行为意向，态度越积极、重要且关系密切的人物支持越大、知觉行为控制越强，行为意向就越大，三者既彼此独立，又两两相关。 行为-主观-知觉型男护士更注重于良好的护患关系， 希望得到管理者的重视与培养，主动与管理者沟通，获得更多继续教育和进修的机会，善于主动挖掘自我潜能，创造适合自我发展的工作环境[26]。

3.3.3 类型3 知觉型：包括组态4（择业方式* 科研与创新）和组态5（临床教学* 晋升机会* 科研与创新），组态4、组态5 解的一致性分别为0.828、0.859，解的覆盖度为0.138、0.152，一致性较高，但覆盖度相对较低。组态4 模型表示择业方式、科研与创新发挥核心作用，亲友认同不发挥作用；组态5 模型表示晋升机会、科研与创新发挥核心作用，临床教学发挥辅助作用。 Ajzen I 认为准确的知觉行为控制反映了实际控制条件的状况， 因此可以直接预测行为发生的可能性， 预测的准确性依赖于知觉行为控制的真实程度。知觉型男护士更注重科研思维的培养、科研实践能力及沟通创新能力的提升， 在临床工作中思维敏捷， 能够预见性地发现临床工作中的问题并及时解决[17]，且更愿意兼职临床教学，通过自身教学魅力、讲课艺术等方式树立在护生中的威信，得到护生的尊重，以此提升自我价值[27]。 本研究结果还显示组态4、组态5 解的覆盖仅为13.8%、15.2%，分析原因可能与多数男护士第一学历为大专或本科有关，虽然有科研知识和科研方法学习经历， 但缺乏科研实践训练， 主要表现在科研设计能力欠缺及统计学知识不足[28]。 鉴于此，医院和护理管理者应给予此类型男护士相应的关注和支持，加强临床男护士在科研、教学、管理、专科护士等方面的培训，同时在护理专业方面积极引导男护士的职业规划， 促进男护士队伍在稳定中发展，发展中壮大。

4 结论

本研究基于计划行为理论借助“组态视角”对临床男护士留职意愿开展研究，fsQCA 必要性分析得出薪酬待遇是影响男护士留职意愿的必要条件，并探索出3 个类型中5 种组态因素影响男护士留职意愿的程度水平， 有助于医院和护理管理者识别影响男护士职业稳定性的组合影响因素及提升路径，并为其制定干预措施提供新的证据及分析思路。 但本研究也存在一定的局限性， 研究的样本量且区域仅限于安徽省，不足以代表全部的男护士观点，可能导致“有限多样性”的问题。 另外，本研究为横断面研究，因果推断能力具有一定的局限性，后期有待于大数据和多区域的前瞻性队列研究验证其可靠性和稳健性。