心理彈性在護士長自我效能與工作投入間的中介效應

鄭逸 李益民* 寧麗 王莉

近年來，隨著心理學的蓬勃發展，通過培育積極的心理因素促進積極的人格特質的形成已成為研究熱點。在護理領域，自原國家衛生計生委發布《全國護理事業發展規劃（2016-2020年）》以來，護理學研究者也從心理彈性、自我效能等角度不斷研究如何更好地培育和提升護理工作者積極的人格特質，從而使其積極應對工作壓力與職業倦怠，保持良好的工作投入。心理彈性作為心理學的研究命題，是指一種能夠應對壓力、挫折、創傷等消極生活事件的能力［1］。自我效能是指個體應對各種不同環境的挑戰或面對新事物時的一種總體性的自信心［2］。工作投入是一種可以讓個體表現出完美工作表現的心理狀態，工作中的員工可以表現出較高的能量水平和強烈的職業認同感，擁有活力、奉獻和專注三個維度［3］。本資料以護士長為觀察對象，在了解護士長心理彈性、自我效能和工作投入現狀的基礎上，構建三者關系的結構方程模型，探討心理彈性在自我效能與工作投入間的中介效應，為護理管理者從積極心理學視角提升護士長工作投入提供依據。

1 資料與方法

1.1 一般資料 采用便利抽樣法于2018年6月至8月選取杭州地區8家三級醫院的護士長進行問卷調查。根據Kendall的樣本量粗略計算方法，樣本量取變量數目的5～10倍［4］。本資料樣本含量取變量數目的5倍，為310例，考慮20%的脫失率，最終確定觀察對象為372例。實際發放問卷380份，符合樣本量要求。納入標準：（1）科或病區護士長、副護士長；（2）從事護士長工作并履行職責≥1年；（3）自愿參加本研究。排除標準：（1）調查時正在休假；（2）調查時外出學習。

1.2 方法 （1）調查工具：①一般資料調查表：由研究者自行編制，根據研究目的，通過查閱相關文獻后制定，主要內容包括年齡、性別、學歷、婚姻狀況、子女數量、職稱、工作年限、任職年限等。②心理彈性量表中文版（CDRISC）：該量表是由美國心理學家Connor等［5］于2003年編制而成，本研究使用Yu等［6］翻譯并修訂的CD-RISC，由堅韌（量表中第11至第23共13個條目）、力量（量表中第1、5、7、8、9、10、24、25共8個條目）和樂觀（量表中第2、3、4、6共4個條目）3個維度25個條目構成，采用Likert5級評分，得分越高，說明心理彈性越好。本研究中該量表Cronbach’s α系數為0.939，三個維度Cronbach’s α系數分別是0.907、0.881、0.803，經驗證性因子分析，從結構方程的擬合指數看，各擬合指數達標，標準因子載荷＞0.4，說明量表具有良好的結構效度。③一般自我效能感量表（GSES）中文版：該量表是由德國臨床心理學家Schwarzer等編制，本研究使用由張建新［7］翻譯的中文版GSES，此量表為單維結構量表，共10個條目，采用Likert 4級評分，得分越高，表明自我效能水平越高。本研究中該量表Cronbach’s α系數是0.912，經驗證性因子分析，從結構方程的擬合指數看，各擬合指數達標，標準因子載荷＞0.4，說明量表具有良好的結構效度。④Utrecht工作投入量表：由我國學者張軼文和甘怡群［8］翻譯并修訂，包括活力（量表中第1、4、6、10、13、15共6個條目）、奉獻（量表中第2、5、8、11共4個條目）、專注（量表中第3、7、9、12、14共5個條目）3個維度共15個條目。采用Likert 7級計分法，分數越高表明工作投入水平越高。該量表目前已經成為相關實證研究中應用最為廣泛的工作投入測量工具，并已被應用于護理領域。本資料中該量表Cronbach’s α系數為0.938，三個維度Cronbach’s α系數分別是0.905、0.921、0.874，經驗證性因子分析，從結構方程的擬合指數看，各擬合指數達標，標準因子載荷＞0.4，說明量表具有良好的結構效度。（2）調查方法：采用問卷調查法，經研究者所在單位倫理委員會批準。獲得調查對象所在醫院護理部統一后，由統一培訓的研究者使用統一指導語，向調查對象解釋本研究的目的、意見及填寫注意事項，獲得知情同意，使用問卷星軟件發送問卷，問卷當場收回，問卷平均用時15分鐘。本研究共發放并回收問卷380份，回收問卷380份，回收率為100%，經過對回收問卷的核查，剔除無效問卷16份，最終共計納入364份問卷，問卷有效回收率為95.8%。

1.3 統計學方法 問卷回收后統一編碼，問卷資料由2人平行錄入EXCEL表格，采用SPSS 23.0軟件、Amos 22.0軟件進行統計分析。采用頻率分析對樣本人口學進行頻率分析；使用Pearson相關分析探討心理彈性、工作投入以及自我效能的相關性；以線性回歸分析預測模型；最后以Amos 22.0軟件進行中介效應分析同時采用Boostrap檢驗進行中介效應檢驗。以P＜0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 護士長一般資料 見表1。

表1 護士長一般資料（n=364）

2.2 護士長心理彈性及各維度得分情況 見表2。

表2 護士長心理彈性及各維度得分［分，（）］

表2 護士長心理彈性及各維度得分［分，（）］

維度 條目數 維度得分 條目均分堅韌 13 44.26±5.55 3.40±0.43力量 8 29.16±4.54 3.65±0.57樂觀 4 13.77±2.61 3.44±0.65心理彈性 25 86.82±11.28 3.47±0.45

2.3 護士長自我效能感得分情況 護士長自我效能總分（28.42±4.82）分，總均分（2.84±0.48）分，條目數10條。2.4 護士長工作投入及各維度得分情況 見表3。

表3 護士長工作投入及各維度得分［分，（）］

維度 條目數 維度得分 條目均分活力 6 14.78±4.57 2.46±0.76奉獻 4 13.68±4.87 3.42±1.22專注 5 13.42±4.92 2.68±0.98工作投入 15 41.88±12.86 2.79±0.86

2.5 護士長心理彈性、自我效能與工作投入的相關性分析 Pearson相關性分析結果顯示自我效能與心理彈性呈正相關（P＜0.01，r=0.752），心理彈性與工作投入呈正相關（P＜0.01，r=0.548），自我效能與工作投入呈正相關（P＜0.01，r=0.608）。

2.6 護士長自我效能對心理彈性的線性回歸分析 將心理彈性3個維度作為因變量，護士長自我效能為自變量做線性回歸分析。得到方程結果如下：自我效能對堅韌的解釋變異量是41.4%，自我效能可以顯著預測堅韌；自我效能對力量的解釋變異量是47.9%，自我效能可以顯著預測力量；自我效能對樂觀的解釋變異量是51.6%，自我效能可以顯著預測樂觀。得到回歸方程分別為：堅韌=1.784+0.570*自我效能，力量=1.33+0.815*自我效能，樂觀=0.675+0.974自我效能。

2.7 護士長自我效能對工作投入的線性回歸分析 將工作投入3個維度作為因變量，護士長自我效能為自變量做線性回歸分析。得到方程結果如下：自我效能對活力的解釋變異量是55.1%，自我效能可以顯著預測活力；自我效能對奉獻的解釋變異量是25.8%，自我效能可以顯著預測奉獻；自我效能對專注的解釋變異量是25.5%，自我效能可以顯著預測專注。得到回歸方程分別為：活力=-0.187+1227*自我效能，奉獻=0.527+1.572*自我效能，專注=-0.501+1.67*自我效能。

2.8 護士長心理彈性對工作投入的多元線性回歸分析 將工作投入3個維度作為因變量，護士長心理彈性3個維度為自變量做多元線性回歸分析。以堅韌、力量、樂觀為自變量，對活力進行建模，采用多元線性回歸方程進行計算，結果如下：自變量整體對因變量解釋變異率為44.9%，其中堅韌、樂觀、力量均能顯著正向預測活力；以堅韌、力量、樂觀為自變量，對奉獻進行建模，采用多元線性回歸方程進行計算，結果如下：自變量整體對因變量解釋變異率為25.6%，其中韌性、樂觀可以顯著正向預測奉獻，力量不能顯著預測奉獻；以堅韌、力量、樂觀為自變量，對專注進行建模，采用多元線性回歸方程進行計算，結果如下：自變量整體對因變量解釋變異率為26.1%，其中堅韌、樂觀可以預測專注，力量不能顯著預測專注。得到回歸方程分別為：

2.9 護士長心理彈性在自我效能與工作投入中的中介效應分析 本資料中自變量為護士長自我效能（X），因變量為護士長工作投入（Y），中介變量為護士長心理彈性（M），由本研究回歸分析結果可知自變量、因變量、中介變量已滿足中介效應檢驗條件，可以對護士長心理彈性、自我效能及工作投入進行中介效應檢驗。以護士長自我效能（X）為自變量，心理彈性（M）為中介變量，工作投入（Y）為因變量，依次進行多元線性回歸分析。第一步，將護士長自我效能總得分設為自變量，護士長工作投入總得分設為因變量進行回歸分析；第二步，將護士長自我效能總得分設為自變量，護士長心理彈性總得分設為因變量進行回歸分析；第三步，將護士長自我效能和心理彈性總得分設為自變量，護士長工作投入總得分設為因變量進行回歸分析。多元回歸分析顯示，心理彈性對工作投入的預測增量顯著，變異解釋度從36.9%增加至38.8%（P＜0.05），且自我效能的標準化回歸系數從0.608下降至0.45，說明心理彈性作為部分中介變量，護士長自我效能可以通過心理彈性的中介作用對工作投入產生影響。

2.10 護士長心理彈性、自我效能與工作投入的結構模型 基于以上的分析結果，本研究以護士長心理彈性的三個因子（堅韌、力量、樂觀）、自我效能、工作投入的三個因子（活力、奉獻、專注）為觀察變量，以護士長心理彈性、自我效能、工作投入為潛變量，構建結構方程模型。本研究采用極大似然參數估計法，運用Amos22.0軟件，以護士長心理彈性的三個因子（堅韌、力量、樂觀）、自我效能、工作投入的三個因子（活力、奉獻、專注）為觀察變量，以護士長心理彈性、自我效能、工作投入為潛變量，構建結構方程模型。根據模型修正指數（MI）進行模型修正。修正后的模型擬合指標 CMIN/DF＜5，GFI、AGFI、NFI、RFI、IFI、TLI越接近 1越好，RMSEA＜0.08，表示模型具有較好的擬合度。根據模型擬合結果，護士長自我效能和心理彈性對工作投入均有直接正向預測作用，其路徑系數分別為0.38、0.35，護士長自我效能通過心理彈性為中介變量對工作投入起間接預測作用。

2.11 護士長心理彈性在自我效能與工作投入中的中介效應檢驗 進一步運用Boostrap法對心理彈性在護士長自我效能與工作投入間的中介效應進行檢驗，將Boostrap樣本數設置為2000，置信區間設為95%，如果間接效應估計值95%置信區間不包含0，則說明中介效應顯著。本研究結果顯示，護士長心理彈性、自我效能、工作投入三者間關系模型的總效應、直接效應與間接效應的95%置信區間均不包含0，且Z＞1.96，直接效應比總效應小，說明心理彈性在自我效能與工作投入中起部分中介作用，中介效應占總效應的43.6%，輸出各效應的標準化結果見表4。

表4 心理彈性在護士自我效能與工作投入中的中介效應（n=364）

3 討論

3.1 護士長心理彈性、自我效能與工作投入得分現狀 護士長心理彈性得分為（86.82±11.28）分，高于舒亞君等［9］對護理臨床帶教老師的研究，高于魏雪梅［10］對臨床護士心理彈性的研究，高于樊華［11］對臨床醫生心理彈性的研究，說明護士長心理彈性較強。原因可能是護士長作為醫療領域的管理者，除了具備過硬的專業技術能力之外，其自身抗壓能力等內在素質是管理部門挑選護士長的考量因素之一；另一方面，護士長在工作和處理該類事件過程中，練就了面對困境時能良好適應的能力。護士長自我效能得分為（28.42±4.82）分，總均分為（2.84±0.48）分，與寧麗等［12］，吳學華等［13］對護士長自我效能感的研究結果較相近，略低于量表常模。原因可能是護士長經常面對較為嚴峻的醫療環境與棘手的醫療糾紛，特殊的工作事件引起了挫敗感，同時，臨床護理工作較為繁瑣，工作性質導致了護士長成就感不足。護士長工作投入得分為（41.88±12.86）分，低于任春艷等［14］對護士工作投入的研究。原因一方面可能是護士長大部分為女性，且年齡基本處于中年，同時受中國傳統文化的影響，女性較男性承擔了更多的家庭照護責任與義務；另一方面，護士長工作年限較長，面對嚴峻的醫療環境，在長期的工作中，逐漸消磨了對工作的熱情，同時，因我國護理組織管理體系的局限，護士長職業生涯發展上升渠道單一，多數護士長預見自身已無職務升遷可能，影響了其對工作的積極進取與投入。

3.2 護士長心理彈性在自我效能與工作投入中的中介效應 結構方程模型顯示，心理彈性在護士長自我效能與工作投入間起部分中介作用。護士長自我效能可以直接影響工作投入，也可以通過心理彈性的作用間接影響工作投入。自我效能感作為個體在應對不同的環境或面對外界壓力時的一種總體性信心，可以增強心理彈性，降低在面對困境或壓力時的不安與焦慮，從而能自信、從容面對工作壓力，獲得較大產出，增強工作投入。本資料結果提示，除了積極改善外部醫療環境之外，還可從積極心理學視角著手，通過對護士長進行心理知識技能培訓、情境建立、團體講座等方式使其學會如何面對逆境，增強應對各項事務的信心，從而通過心理彈性這一中介變量，提高工作投入。

心理彈性在護士長自我效能與工作投入中起部分中介作用。護理管理部門在加強護理隊伍與人才建設的同時，可通過積極心理學的視角，采用多途徑、多渠道、多方法提升護士長的心理彈性和自我效能感，從而提高護士長的工作投入度。本研究的樣本量均來源于杭州地區三級醫院，在今后的研究中，可擴大樣本量，面向不同地區、不同級別醫院的護士長進行調查，旨在從組織和個體層面制定針對性較強的干預措施，全面促進護理事業健康發展。