护士共情疲劳与工作投入的关系:情绪调节自我效能感的中介作用及授权型领导感知的调节作用

陈红,李雅丽,任莹,张智卿

(河南省肿瘤医院 乳腺七病区,河南 郑州 450000)

工作投入是一种与工作相关的积极情绪与认知状态,高水平的工作投入表明护士对工作的高忠诚度与低离职倾向,可有效确保护理质量与患者安全[1- 2]。不良的工作状态可导致职业幸福感下降,升高离职率,影响护理质量[3]。肿瘤专科医院临床护士长期面临恶性肿瘤患者,对患者的死亡恐惧、脆弱无助感同身受,此时还需要为患者提供情感支持(如共情)、情绪调节方式、认知管理技能等帮助,易遭受二次创伤或卷入性体验,产生共情疲劳[4]。共情疲劳可使护士工作积极性下降,难以全身心投入工作或难以达成工作目标,是影响工作投入的主要心理因素[5]。但共情疲劳对工作投入的影响受多种内外因素影响,具体的作用路径还需进一步研究分析。有关医务工作者共情疲劳对工作投入的影响机制指出,积极心理资源可在共情疲劳与工作投入间发挥中介作用[6]。情绪调节自我效能感指的是个体对于情绪调节能力的自信感,是一种积极心理资源,也是压力源中的个人因素[7]。既往研究表明,情绪调节自我效能感能帮助个体在消耗大量心理资源后尽快恢复良好的心理状态[8]。故提出研究假设1:情绪调节自我效能感在共情疲劳与工作投入间发挥中介作用。授权型领导即领导者将权力赋予员工,包括提升工作意义、传递信心、促进决策参与、强化自主权等,进而提升员工内在动机的行为,属于压力源中的组织因素[9]。研究表明,一线护理管理者领导风格与护士工作投入密切相关[10],护士感知到来自管理者的授权与关怀,有利于增强情绪调节能力,促使工作态度更加积极。故提出研究假设2:授权型领导感知在共情疲劳影响工作投入间发挥调节作用。本研究拟探讨共情疲劳影响工作投入的路径,挖掘个体心理因素与组织因素即情绪调节自我效能感、授权型领导感知的中介、调节作用。

1 对象与方法

1.1 研究对象

2022年1—3月选取某三甲肿瘤专科医院护士为研究对象进行问卷调查。本研究为横断面研究,评价护士工作投入水平。样本量计算:基于文献回顾,本研究纳入一般资料10项,护士专业生活品质量表为2个维度,情绪调节自我效能感问卷为3个维度,授权型领导感知量表为单维度,共计16个自变量,依据样本量计算公式[11],每个自变量需要有10～20名研究对象,考虑20%的无效问卷,需样本量最少200名。本研究最终纳入240名护士为研究对象。(1)纳入标准:①持有护士注册证书;②工作时间≥1 a;③遵循知情同意原则,自愿参与研究。(2)排除标准:①实习或进修护士;②休假护士。本研究经河南省肿瘤医院伦理委员会批准(批准文号2021029)。

1.2 研究工具

(1)一般资料问卷。由研究者通过查阅文献、咨询专家后自行设计,包括护士性别、年龄、受教育程度、工龄、婚姻状况、有无子女、周工作时间、科室、选择护理专业原因、职称。(2)护士专业生活品质量表。采用娄宝娜[12]译制的中文版护士专业生活品质量表评价共情疲劳,量表包括3个维度即慈心满意(正向)、工作倦怠(负向)、继发性创伤(负向),总计30个条目,每个维度10条,条目采用Likert 5级计分法(“从未有过”到“总是”),计分1～5分。本研究选取工作倦怠、继发性创伤维度,分值越高表明疲劳感越重。本研究中分量表工作倦怠、继发性创伤的Cronbach’sα系数分别为0.78、0.81。(3)工作投入量表(the Utrecht work engagement scale,UWES)。采用张轶文等[13]编制的中文版,量表包括3个维度专注(5个条目)、活力(6个条目)、奉献(6个条目),共计17个条目,7级计分法按照程度计分0～6分(“从来没有”到“总是”),总分范围0～102分,得分越高提示工作投入越高。本研究中该量表的Cronbach’sα系数0.92。(4)情绪调节自我效能感问卷。采用文书峰等[14]编制的中文版评价,主要用于评价护士情绪调节自我效能感,包括3个维度,即表达积极情绪自我效能感、调节生气/易怒情绪自我效能感、调节沮丧/痛苦情绪自我效能感,每个维度4个题目,共12个题目。采用Likert 5级计分1～5分(由“非常不符合”到“非常符合”),得分越高表明情绪调节自我效能感程度越高。本研究中总量表的Cronbach’sα系数为0.81,3个分量表分别为0.83、0.80、0.77。(5)授权型领导感知量表。采用苗青等[15]翻译修订的中文版评价,共10个项目,条目采用Likert 5级计分法(从“完全不同意”到“完全同意”),计分1～5分,得分越高表明员工感知到领导授权程度越高。本研究中量表的Cronbach’sα系数为0.85。

1.3 资料收集方法

调查前经护理部及各科室领导同意后,采用问卷星线上调查,通过微信一对一发送,以匿名方式填写。于2021年12月随机选取10名护士进行预调查,各量表信度较好。预调查过程中了解被调查者问卷填写的平均时间、问卷理解程度,调整可能出现歧义或难以理解的条目。正式调查于2022年1—3月,以问卷星形式发放问卷并回收,共发放问卷246份,将信息填写缺失、错误等问卷剔除,有效回收240份,有效回收率为97.56%(240/246)。

1.4 控制变量

为更好地揭示肿瘤专科医院护士共情疲劳影响工作投入的因果效应,本文对其他可能影响共情疲劳和工作投入的特征变量进行控制。根据参考文献及数据可得性,共确定年龄、婚姻状况、周工作时间及是否有子女4项控制变量。

1.5 统计学处理

2 结果

2.1 共同方法偏差检验

采用Harman单因子检验对本研究全部变量进行探索性因子分析,确定解释变量变异必需的最少因子数,特征根大于1的因子为11个,且第1个因子的方差解释变异量18.64%(<40%),本研究不存在严重的共同方法偏差。

2.2 肿瘤医院护士共情疲劳、授权型领导感知、情绪调节自我效能感与工作投入水平分析

肿瘤医院护士共情疲劳、授权型领导感知、情绪调节自我效能感与工作投入水平见表1。

表1 授权型领导感知、情绪调节自我效能感、共情疲劳 与工作投入水平分)

2.3 不同资料的肿瘤医院护士工作投入水平得分比较

240名护士女性占比95.83%,25～35岁占比69.17%,本科学历占71.67%,工龄5～15 a占比69.58%。不同年龄、婚姻状况及是否有子女的护士工作投入水平得分差异有统计学意义(P<0.05)。见表2。

表2 不同资料的肿瘤医院护士工作投入水平得分 比较分)

表2(续)

2.4 肿瘤医院护士共情疲劳、授权型领导感知、情绪调节自我效能感与工作投入的相关性

Pearson相关分析结果显示,共情疲劳与授权型领导感知、情绪调节自我效能感、工作投入呈负相关(P<0.001),授权型领导感知与情绪调节自我效能感、工作投入呈正相关(P<0.001),授权型领导感知与情绪调节自我效能感呈正相关(P<0.001)。见表3。

表3 共情疲劳、授权型领导感知、情绪调节自我效能感与 工作投入的相关性分析

2.5 情绪调节自我效能感在共情疲劳与工作投入之间的中介效应及授权型领导感知的调节作用

使用SPSS宏中的模型4,在控制年龄、婚姻状况及是否有子女的条件下,检验情绪调节自我效能感在共情疲劳与工作投入之间的中介效应分析显示,共情疲劳对工作投入具有直接负向预测作用(β=-0.291,P<0.001),当放入中介变量后,共情疲劳对工作投入的负向预测作用下降,但依然显著(β=-0.186,P=0.004)。共情疲劳对情绪调节自我效能感的负向预测作用显著(β=-0.244,P<0.001),情绪调节自我效能感对工作投入的正向预测作用也显著(β=0.431,P<0.001)。采用Bootstrap法检验,共情疲劳对工作投入的直接效应及情绪调节自我效能感的中介效应的Bootstrap 95% CI均不包含0,说明共情疲劳不仅能够直接预测工作投入,而且能够通过情绪调节自我效能感的中介作用预测工作投入。见表4、5。

使用SPSS宏中的Model 8,在控制年龄、婚姻状况及是否有子女的条件下,对有调节的中介模型进行检验。将授权型领导感知放入模型后,共情疲劳与授权型领导感知的交互项可显著预测情绪调节自我效能感及工作投入(β=-0.093、-0.084,P<0.001)。这表明授权型领导感知不仅可以调节共情疲劳对工作投入的直接影响,还可调节共情疲劳对情绪调节自我效能感的影响。见表6。进一步斜率分析表明,图1、图2可知,与高授权型领导感知(M+1SD)相比,低授权型领导感知(M-1SD)的护士共情疲劳对情绪调节自我效能感、工作投入的负向预测作用更显著(简单斜率=-0.25、-0.38,P<0.001;简单斜率=-0.20、-0.34,P<0.001)。同时,在授权型领导感知的3个水平上,情绪调节自我效能感在共情疲劳与工作投入间的中介效应增强,即随着授权型领导感知水平的升高,共情疲劳更不易通过降低护士的情绪调节自我效能感而降低工作投入。见表7。

表4 情绪调节自我效能感的中介模型检验(n=240)

表4(续)

表5 总效应、直接效应及中介效应分解表

表6 有调节的中介模型检验

表7 在授权型领导感知的不同水平上的中介效应及中介效应变化

图2 授权型领导感知在共情疲劳与情绪调节自我效能感 之间的调节作用

3 讨论

肿瘤医院护士面对的多为中晚期癌症患者,患者经过病情的折磨身心俱疲。护士不仅需要提供治疗相关的护理服务,还需要关注患者心理健康,提供感情支持,因此消耗大量体力、心理资源,影响投入工作的精力[16]。本研究中工作投入得分为(115.68±19.85)分,处于中等水平,与许湘华等[17]报道的肿瘤专科医院护士工作投入水平相近。工作投入3个维度评分最低的为专注。原因可能在于肿瘤医院护士不仅面对高强度的工作内容,还需处理多种突发事件,中断护士正在进行的护理工作,从而影响护士专注度。本研究显示不同年龄的护士工作投入得分差异有统计学意义,且已婚、有孩子也是主要影响因素。原因可能在于25～35岁的女性护士处于婚姻家庭角色转换阶段,也处于孕育子女的阶段,压力较大,婚姻生活中产生的不利因素必然会对工作投入产生影响[18]。

共情疲劳作为负性心理情绪,可引起生理及情感耗竭,工作热情下降,工作投入降低。中介效应检验显示,共情疲劳可以直接负向影响工作投入,直接效应值为-0.38。高水平的共情疲劳可引起护士对职业及人生意义产生悲观态度,是护士早期离职的主要原因之一[19]。资源保存理论指出,一旦出现资源损失过程,将会出现更多的资源损失,因此出现共情疲劳的护士有更大风险出现工作热情下降[20]。然而当护士度过共情疲劳的艰难时期时,留职意愿更加稳定。因此,探讨共情疲劳影响工作投入的机制,制定有效的干预措施,帮助护士获得积极心理资源,缓解共情疲劳,有利于增加护士对工作的活力、贡献与专注度,从而提高护理质量。

本研究通过中介及调节效应验证假设成立,情绪调节自我效能感在共情疲劳与工作投入间发挥中介作用并受到授权型领导感知的调节。艾利斯的ABC合理情绪理论认为情绪变化受认知影响,情绪调节效能感属于情绪调节的认知评价[21]。情绪调节包括认知重新评价、表达抑制两个重要策略,其中认知重新评价能够提高个体认知水平,提高个体理解负性事件心理和观点的能力,并能促进社会技能发展[22]。护士拥有高水平的情绪调节自我效能感有助于帮助其正视二次创伤引起的消极情绪,并相信自己能够调节好自身情绪,在调节过程中与患者产生良好共情,有效应对共情疲劳产生的心理冲击,感受到工作带来的意义与价值。同时情绪调节自我效能感越高的护士对于自我调节情绪的能力越倾向于正性评价,从而促使其采取积极的应对策略,调整身心状态。相反,若共情疲劳状态得不到有效排解,不仅降低护士情绪调节自我效能,还可因不良的心理状态影响工作投入。研究指出,共情疲劳可通过降低积极心理资源而影响工作投入,积极资源的中介效应显著[6]。情绪调节自我效能感作为积极心理资源,可对护士的心理起到保护作用。

权力被认为是自我决策的内在需求与自我效能的体现,授权型领导通过赋予员工参与决策的权力,实现自我管理。高授权型领导感知的护士工作中感受到更多的自主性与工作环境的自由,感觉自身能够胜任领导分配的任务,获得更多的正性体验,从而缓解共情疲劳,提高工作积极性[23]。本研究中授权型领导感知与共情疲劳呈负相关,与工作投入呈正相关。调节效应分析显示,授权型领导感知可降低共情疲劳对工作投入的负向影响。此外,领导充分授权有利于护士之间的交流与合作,促成友好组织氛围的产生,对整个护理团队具有凝聚和辐射的作用,增强护士的职业参与及组织荣誉感,这种积极的心理力量能够促使护士从疲劳的工作环境中脱离,促进心理资源的恢复,获得持续的动力以投入护理工作。王钧等[24]研究显示,护士的组织气氛感知可激发护士的工作投入水平,是影响工作投入的独立预测因素。

研究还发现共情疲劳更易于对授权型领导感知水平低的护士的情绪调节自我效能感产生不利影响,从而降低工作投入。这表明授权型领导感知作为重要的组织因素,能够在共情疲劳影响个体心理因素(情绪调节自我效能感)的过程中发挥调节作用。社会交换理论认为,个体在工作中感受到领导的支持与信任,会更有利于激发工作热情,认可自身工作价值[25]。高授权型领导感知的护士有更高的情绪调节能力,授权型领导感知越强,越能激活护士工作的内在动力,增强战胜困难的信心,从而提高自我调节情绪的能力[26]。因此,授权型领导感知越强的护士可能感受到更多工作带来的满足感与成就感,从而增强情绪调节能力,获得良好的心理状态以投入工作。本研究明确了个体心理因素与组织因素在护士共情疲劳与工作投入间发挥着中介与调节作用。这提示临床护理管理者应重视对护士心理因素的干预,可通过对护士授权,赋予护士权力,增加护士在工作中的自主性与能动性,创造良好的组织氛围,从而增强护士情绪调节能力,缓解共情疲劳,提高工作投入。

4 结论

护理管理者应重视肿瘤医院临床护士工作投入现状,重视情绪调节自我效能感及授权型领导感知在共情疲劳与工作投入之间发挥的重要作用。但本研究为单中心的横断面研究,由于时间、人力成本等限制,仅纳入有代表性的科室护士进行统计,并未纳入全部科室护士,因此可能存在代表性不足等偏倚。因此,后续可扩大样本量进行多中心的调查,同时考虑更多的积极心理学变量,以进一步探讨共情疲劳影响工作投入的路径与作用机制,为改善肿瘤医院专科护士心理状态,提高工作投入措施的制定,提供一定理论指导价值。