自我效能感在临床护士专业认同和职业倦怠之间的中介作用

海外护理 自我效能感在临床护士专业认同和职业倦怠之间的中介作用

李㊀敏ꎬ姜昭玲∗

(韩国釜山加图立大学㊀韩国釜山４６２５２)

ʌ摘㊀要ɔ目的:探讨专业认同对临床护士职业倦怠产生的影响及自我效能感在专业认同和职业倦怠间的中介作用ꎬ以便为中国护理事业的发展提供科学依据ꎮ方法:本研究采用横断面描述性研究设计ꎬ使用一般状况量表㊁专业认同评估量表㊁ＭＢＩ￣ＨＳＳ倦怠量表㊁一般自我效能感量表ꎬ对中国５所三级甲等医院的１７０名临床护士进行匿名调查ꎬ采用ＳＰＳＳ２５.０软件ꎬ应用Ｐｅａｒｓｏｎ相关分析㊁多元线性回归分析㊁ＢａｒｏｎａｎｄＫｅｎｎｙ等方法进行统计分析ꎮ结果:专业认同对职业倦怠的影响有统计学意义(Ｆ＝１７.１７７ꎬＰ<０.０１)ꎬ解释量为３７.５％ꎮＢａｒｏｎ和Ｋｅｎｎｙ的依次检验法的结果显示ꎬ自我效能感对专业认同和职业倦怠有中介作用ꎬ且Ｂｏｏｔｓｔｒａｐ法得出自我效能感有中介作用ꎮ结论:临床护士专业认同直接影响其职业倦怠感ꎬ而自我效能感在专业认同和职业倦怠间也起到中介作用ꎮ因此ꎬ提高护士的专业认同感和自我效能感可以有效降低护士的职业倦怠感ꎬ进而有效解决护理人力不足的问题ꎮ

ʌ关键词ɔ职业倦怠ꎻ专业认同ꎻ自我效能感ꎻ临床护士ꎻ人力资源

中图分类号:Ｒ１９２.６㊀㊀文献标识码:Ａ㊀㊀ＤＯＩ:１０.３９６９/ｊ.ｉｓｓｎ.１００６－７２５６.２０１９.１９.０４９㊀㊀文章编号:１００６－７２５６(２０１９)１９－０１３３－０３

㊀㊀护理人力不足现象是全世界护理界共同面临的严峻课[１]ꎮ尤其是当今中国护患矛盾严重ꎬ护理人员不被尊重㊁专业威望不高等因素导致其专业认同感和成就感较低ꎬ进而降低护士对护理工作的满意度ꎬ最终导致护士离职率的增加ꎮ这也使中国护理人力不足的状况更加严重[２]ꎮ有研究表明ꎬ专业认同是将个人的价值及意义与职业的价值及意义统一起来的结果[３]ꎮ目前ꎬ关于护士专业认同的研究很多ꎬ但专业认同与职业认同的概念模糊ꎬ并且没有统一的调查工具ꎬ这也在一定程度上限制了关于护士专业认同感的研究[３－４]ꎮ大多研究在职业认同领域中ꎬ不仅包括对与专业相一致的职业身份的认同和肯定ꎬ还包括对专业社会价值的认同[５]ꎮ因此ꎬ促进中国护理事业的社会认可度ꎬ承认护士对医疗保健的贡献ꎬ这将有利于构建护士的专业认同ꎮ自我效能感是班杜拉社会认知理论中的核心概念ꎬ是指个体对自身是否有能力完成某一任务的推测和判断[６]ꎮ有研究表明ꎬ专业认同和职业倦怠间不仅有直接关系ꎬ同时一般自我效能感在专业认同和职业倦怠关系中也起到了非常重要的中介作用[７]ꎮ虽然中国也有类似的研究ꎬ但研究对象主要针对心理医生ꎬ针对护理人员的研究较少[８]ꎮ另外ꎬ因为中国与其他国家的护理发展状况不同ꎬ对护理专业认同的认知水平也有差距ꎬ因此我们根据中国目前的护理现状进一步研究了自我效能感是否起到了中介作用及三者之间的关系ꎮ现报告如下ꎮ

１㊀对象与方法

１.１㊀调查对象㊀采用便利抽样的方法ꎬ选取中国５所综合性三级医院的临床护士１７０名ꎮ纳入标准:持有护士执业证书的临床护士ꎬ自愿参与本研究者ꎻ排除标准:正在休假(产假㊁病假㊁事假等)的护士ꎻ外来进修人员或实习期护士ꎮ

∗通信作者１.２㊀方法

１.２.１㊀调查工具㊀包含３个部分ꎮ①专业认同评定量表:该量表由刘玲[９]开发ꎬ分为职业认知评价㊁职业社会支持㊁职业社会交往技能㊁职业挫折应对㊁职业自我反思５个维度ꎬ共３０个条目ꎬ采用Ｌｉｋｅｒｔ５级评分法ꎬ分数越高表示护士专业认同感越强ꎻ量表总体Ｃｒｏｎｂａｃｈᶄｓα系数为０.９３８ꎬ在本研究中的Ｃｒｏｎｂａｃｈᶄｓα系数为０.９５２ꎮ②ＭＢＩ￣ＨＳＳ倦怠量表－服务行业版:该量表由Ｍａｓｌａｃｈ等１９８６年编制ꎬ由香港理工大学彭美慈教授翻译ꎬ并且由陈素坤[１０]根据护士的工作特点修订而成ꎮ共２２题ꎬ包括情感衰竭㊁去人格化㊁和个人成就感３个维度ꎬ采用５点记分ꎬ各维度得分为平均分ꎮ如果在情感衰竭㊁去人格化维度得分越高ꎬ同时在个人成就感得分越低ꎬ说明工作倦怠程度越严重ꎻ本研究中的Ｃｒｏｎｂａｃｈᶄｓα系数是０.８９４ꎮ③一般自我效能感量表(ＧＳＥＳ):该量表最早是由ＭａｔｔｈｉａｓＪｅｒｕｓａｌｅｍ和ＲａｌｆＳｃｈｗａｒｚｅｒ于１９８１年制定出共２０个条目的德文版量表ꎬ后由王才康等[１１]改编成共１０个条目的中文版量表ꎬ由４个等级进行评定ꎬ分别给予１~４分ꎻ该量表信度和效度较好ꎬ且有良好聚合及区分效度ꎬ本研究中的Ｃｒｏｎｂａｃｈᶄｓα系数是０.９０７ꎮ

１.２.２㊀调查方法㊀采用Ｇｐｏｗｅｒ３.１软件计算样本量ꎬ根据相关研究效应值取０.４ꎬ检验力取０.９ꎬａｌｐｈａ值取０.０５ꎬ得出样本量最少１３８个ꎮ本研究通过各个医院护理部的同意ꎬ在告知调查对象研究目的和意义后ꎬ以医院为单位发放调查问卷ꎬ并当场回收ꎮ本研究共发放１７０份问卷ꎬ实际回收有效问卷１６３份ꎬ有效回收率为９５.８％ꎮ

１.３㊀统计学方法㊀应用ＳＰＳＳ２５.０软件分析数据ꎮ采用相关分析ꎬ多元线性回归分析来判断专业认同ꎬ自我效能感和职业倦怠之间的关系ꎮ本研究为了提高多元线性回归分析结果的正确性ꎬ把一般资料中的年龄㊁学历㊁职务㊁技术职称设为控制

３３１

齐鲁护理杂志２０１９年１０月第２５卷第１９期

变量ꎮ在进行回归分析前ꎬ除了连续变量年龄外ꎬ把学历㊁职务㊁技术职称全部转换成哑变量ꎮ并采用Ｂａｒｏｎ和Ｋｅｎｎｙ[１２]的依次检验法验证自我效能的中介作用ꎬ采用Ｂｏｏｔｓｔｒａｐ方法检验效果是否有显著性意义ꎮ

２㊀结果

２.１㊀临床护士专业认同㊁自我效能和职业倦怠间的相关分析㊀从各变量的相关矩阵可以看出ꎬ临床护士的专业认同与自我效能呈现正相关(ｒ＝０.６１７ꎬＰ<０.００１)ꎬ与职业倦怠呈现负相关关系(ｒ＝－０.５８６ꎬＰ<０.００１)ꎮ职业倦怠与自我效能间呈现负相关关系(ｒ＝－０.４９１ꎬＰ<０.００１)即临床护士的专业认同得分越高ꎬ自我效能感得分也越高ꎬ但是职业倦怠感得分越低ꎮ２.２㊀研究模型分析㊀为了考察临床护士的专业认同是否对职业倦怠和自我效能产生影响ꎬ本研究采用多元线性回归分析ꎮ此外ꎬ在进行分析前ꎬ验证每个变量是否符合回归分析的条件ꎮ本研究Ｋｏｌｍｏｇｏｒｏｖ￣Ｓｍｉｍｏｖｅ检验结果显示ꎬ变量符合正态分布(专业认同Ｚ＝０.５０ꎬＰ>０.０５ꎻ自我效能Ｚ＝０.５５ꎬＰ>０.０５ꎻ职业倦怠Ｚ＝０.５４ꎬＰ>０.０５)ꎮＤｕｒｂｉｎ￣Ｗａｓｔｏｎ统计量结果均接近２ꎬ表明残差之间不存在自相关(职业倦怠:１.９６３ꎻ自我效能:２.１０５)ꎮ共线性检验结果显示:Ｔｏｌｅｒａｎｃｅ(容忍度)范围是０.４２５~０.６４４ꎻＶＩＦ(方差膨胀因子)范围是１.５５２~２.３５１ꎻ因此ꎬ不存在多重共线性问题ꎮ因此ꎬ本研究变量符合正态分布及残差独立等条件ꎬ可以进行多元线性回归分析ꎮ２.２.１㊀临床护士专业认同对职业倦怠产生的影响㊀以专业认同为自变量ꎬ职业倦怠为因变量ꎬ学历㊁技术职称和年龄为控制变量进行多元线性回归分析ꎮ结果显示ꎬ回归模型有显著性统计学意义(Ｆ＝１７.１７７ꎬＰ<０.０１)ꎮ回归分析结果显示ꎬ专业认同对职业倦怠的说明力为３７.５％ꎬ并且专业认同对职业倦怠的影响有统计学意义(β＝－０.６０９ꎬＰ<０.０１)ꎬ控制变量中的中㊁高级技术职称对职业倦怠的影响也有统计学意义(β＝－０.１６６ꎬＰ<０.０５ꎻβ＝－０.２１８ꎬＰ<０.０５)ꎮ见表１ꎮ

表１㊀临床护士专业认同对职业倦怠产生影响的回归分析

项目

因变量:职业倦怠

模型１[β(ｔ)]模型２[β(ｔ)]

控制变量

㊀学历哑变量１－０.０７７(－０.７５７)－０.０７７(－０.９５９)㊀学历哑变量２－０.０３０(－０.３０１)－０.０２８(－０.３６５)㊀技术职称哑变量１－０.０９６(－０.９９２)－０.１６６(－２.１６３)∗㊀技术职称哑变量２－０.１６９(－１.４２２)－０.２１８(－２.３１１)∗㊀年龄－０.００８(－０.０７３)－０.０１９(－０.２３５)自变量:专业认同－０.６０９(－９.７３６)әＲ２０.０３２０.３９８

ＡｄｊＲ２０.００１０.３７５

Ｆ值１.０３５１７.１７７ә

续表项目

因变量:职业倦怠

模型１[β(ｔ)]模型２[β(ｔ)]

ＶＩＦ１.５１８~２.３０３１.０１３~２.３０９㊀注:∗Ｐ<０.０５ꎬәＰ<０.０１

２.２.２㊀专业认同对自我效能感的影响㊀以专业认同为自变量ꎬ自我效能感为因变量ꎬ学历㊁技术职称和年龄为控制变量进行多元线性回归分析ꎮ结果显示ꎬ回归模型有显著性统计学意义(Ｆ＝１７.５９７ꎬＰ<０.０１)ꎮ回归分析结果显示ꎬ专业认同对自我效能感的解释力为３８.１％ꎬ并且专业认同对自我效能感的影响有统计学意义(β＝０.６２８ꎬＰ<０.０１)ꎮ见表２ꎮ表２㊀专业认同对自我效能感影响的回归分析

项目

因变量:自我效能

模型１[β(ｔ)]模型２[β(ｔ)]

控制变量

㊀学历哑变量１－０.０１２(－０.１１８)－０.０１２(－０.１４９)㊀学历哑变量２０.０８８(０.８８５)０.０８７(１.１１８)㊀技术职称哑变量１０.０３９(０.３９９)０.１１２(１.４５９)㊀技术职称哑变量２０.１０８(０.８９４)０.１５８(１.６８０)㊀年龄－０.０４５(－０.４２８)－０.０３３(－０.４０１)自变量:专业认同０.６２８(１０.０９１)әＲ２０.０１４０.４０４

ＡｄｊＲ２－０.０１７０.３８１

Ｆ值０.４５７１７.５９７ә

ＶＩＦ１.５１８~２.３０３１.０１３~２.３０９㊀注:әＰ<０.０１

２.２.３㊀临床护士自我效能感的中介作用㊀本研究采用Ｂａｒｏｎ和Ｋｅｎｎｙ的依次检验法来验证自我效能的中介作用ꎬ一共分为４个步骤ꎮ①要求在回归分析中ꎬ中介变量对因变量的影响必须有显著性统计学意义ꎬ本研究结果表明自我效能感对职业倦怠的影响有统计学意义(β＝－０.４９１ꎬＰ<０.０１)ꎮ②要求自变量对中介变量的影响有统计学意义ꎬ本研究结果显示ꎬ专业认同对自我效能感的影响有统计学意义(β＝０.６２８ꎬＰ<０.０１)ꎮ③要求自变量对因变量的影响必须有统计学意义ꎬ本研究中专业认同对职业倦怠的影响有统计学意义(β＝－０.６０９ꎬＰ<０.０１)ꎮ④研究结果显示ꎬ专业认同㊁自我效能感对职业倦怠的影响均有统计学意义ꎬ满足了自变量和中介变量均对因变量的影响有统计学意义的要求(β＝－０.４９７ꎬＰ<０.０１ꎻβ＝－０.１７８ꎬＰ<０.０１)ꎮ因为模型３第二阶段中专业认同对职业倦怠的影响力比第一阶段小ꎬ因此自我效能起到了部分中介作用ꎮ本研究还使用了偏差校正的百分位Ｂｏｏｔｓｔｒａｐ法进行中介效应检验ꎬ得到中介效应ａｂ的不对称置信区间为[－０.３５２ꎬ－０.０１２]ꎬ由于置信区间不包括０ꎬ因此也得出存在中介效应的结论ꎮ见表３ꎮ

表３㊀自我效能感中介作用结果分析

项目

因变量

职业倦怠(模型１)自我效能(模型２)职业倦怠(模型３)

回归步骤阶段１阶段２

控制变量

㊀学历哑变量１－０.０８３(－０.９３５)－０.０１２(－０.１４９)－０.０７７(－０.９５９)－０.０７９(－０.９９８)

㊀学历哑变量２０.０１３(０.１５７)０.０８７(１.１１８)－０.０２８(－０.３６５)－０.０１３(－０.１６８)

㊀技术职称哑变量１－０.０７７(－０.９１１)０.１１２(１.４５９)－０.１６６(－２.１６３)∗－０.１４６(－１.９１７)

㊀技术职称哑变量２－０.１１７(－１.１２１)０.１５８(１.６８０)－０.２１８(－２.３１１)∗－０.１９０(－２.０２１)

４３１

齐鲁护理杂志２０１９年１０月第２５卷第１９期