曾 麗，王佳琳，云 潔，金 曼，唐 萍，謝婉青，劉桂玲，邱意濃

1成都中醫(yī)藥大學(xué)護(hù)理學(xué)院, 四川成都, 610075；2成都中醫(yī)藥大學(xué)附屬醫(yī)院, 四川成都, 610075

近年來(lái)，護(hù)士消極化職業(yè)狀態(tài)的相關(guān)研究較多，主要圍繞工作環(huán)境與職業(yè)行為等方面展開(kāi)[1-2]。但積極心理學(xué)和積極組織行為學(xué)認(rèn)為，減輕或干預(yù)個(gè)體的消極狀態(tài)，并不能促使其產(chǎn)出積極行為，還應(yīng)聚焦于個(gè)體自身積極狀態(tài)的挖掘與提升，使其在工作中的效能最大化。護(hù)士組織公民行為是指護(hù)士角色外的自發(fā)行為，其不被組織薪酬制度直接認(rèn)可，但能維持和增強(qiáng)任務(wù)執(zhí)行時(shí)的社會(huì)心理環(huán)境，進(jìn)而促進(jìn)組織效能提高[3]。心理資本是個(gè)體在成長(zhǎng)和發(fā)展中展現(xiàn)出來(lái)的一種類(lèi)狀態(tài)積極心理能量，表示個(gè)人的動(dòng)機(jī)傾向，是一種通過(guò)積極的心理結(jié)構(gòu)(自我效能、希望、韌性和樂(lè)觀)產(chǎn)生的高階復(fù)合結(jié)構(gòu)，其能促使護(hù)士在自發(fā)自愿的基礎(chǔ)上做一些有利于工作效率或工作質(zhì)量提高的行為，從而促進(jìn)整體組織績(jī)效的提升[4-5]。組織承諾可以體現(xiàn)出個(gè)體對(duì)所在組織的態(tài)度，一定程度上能夠解釋個(gè)體的留職或離職意愿。研究證實(shí)，積極的心理資本可提高護(hù)士的組織承諾水平[6]，從而有效激發(fā)護(hù)士組織公民行為，最后起到提升護(hù)理效率及效果的作用[7]。工作投入是指員工控制自我去貼近工作角色而展現(xiàn)出來(lái)的積極的情緒認(rèn)知狀態(tài)，對(duì)個(gè)體工作表現(xiàn)具有積極影響[8]。研究發(fā)現(xiàn)，促進(jìn)個(gè)體內(nèi)在心理資本，有利于增加其對(duì)工作的積極性和投入度[9]，而工作投入程度的提高能促使護(hù)士產(chǎn)出更多的組織公民行為[10]。由此可見(jiàn)，護(hù)士心理資本、組織承諾、工作投入和組織公民行為之間關(guān)系密切，但目前并未出現(xiàn)關(guān)于四者之間關(guān)系的研究。而本研究正是在分析四者相關(guān)性的同時(shí)，探討心理資本對(duì)組織公民行為的直接影響，以及組織承諾和工作投入在二者之間發(fā)揮的中介作用，為提升護(hù)理組織績(jī)效提供理論依據(jù)。

1 資料來(lái)源與方法

1.1 研究對(duì)象

于2020年8-10月，采用線(xiàn)上問(wèn)卷調(diào)查的方式，選取四川省成都市6所三級(jí)甲等醫(yī)院的臨床護(hù)士。納入標(biāo)準(zhǔn)：①取得護(hù)士執(zhí)業(yè)資格證；②從事臨床護(hù)理工作≥1年；③自愿參加本研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：①非所在醫(yī)院護(hù)士，如實(shí)習(xí)護(hù)生等；②調(diào)查期間患有重大身體疾病或精神障礙者；③調(diào)查期間遭遇家庭重大變故的護(hù)士。本次調(diào)查共發(fā)放問(wèn)卷740份，排除規(guī)律性作答以及答案不完整的部分問(wèn)卷后，有效問(wèn)卷710份，有效回收率為95.95%。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表。包括性別、年齡、工作年限、工作時(shí)長(zhǎng)、睡眠時(shí)長(zhǎng)、夜班數(shù)、婚姻狀況、子女狀況、學(xué)歷、科室、職稱(chēng)、職位、崗位編制、月收入以及心理培訓(xùn)次數(shù)。

1.2.2 心理資本問(wèn)卷。采用Luthans等編制的心理資本問(wèn)卷[4]，包括自我效能感、希望、樂(lè)觀、韌性4個(gè)維度，共24個(gè)條目，條目13、20和23為反向計(jì)分。采用Likert 6級(jí)評(píng)分法，從“非常不同意”到“非常同意”分別計(jì)1-6分，總分范圍為24-144分，得分越高說(shuō)明心理資本水平越高。本研究中該問(wèn)卷的Cronbach's alpha為0.900。

1.2.3 醫(yī)務(wù)人員組織承諾測(cè)評(píng)問(wèn)卷。采用Mowday等編制、Chang等修訂、程彬等翻譯的醫(yī)務(wù)人員組織承諾測(cè)評(píng)問(wèn)卷[11-13]，包括價(jià)值承諾、努力承諾、留職承諾3個(gè)維度，共12個(gè)條目。采用Likert 5級(jí)評(píng)分法，從“非常不贊同”到“非常贊同”分別計(jì)1-5分，總分范圍為12-60分，得分越高表明組織承諾水平越高。本研究中該問(wèn)卷的Cronbach's alpha為0.894。

1.2.4 工作投入量表。采用Schaufeli等編制、張軼文等翻譯的中文版工作投入量表[8，14]，包括活力、奉獻(xiàn)、專(zhuān)注3個(gè)維度，共15個(gè)條目。采用Likert 7級(jí)評(píng)分法，從“從未發(fā)生”到“每天”分別計(jì)0-6分，總分范圍為0-90分，得分越高表明工作投入水平越高。本研究中該量表的Cronbach's alpha為0.927。

1.2.5 護(hù)士組織公民行為量表。該量表由萬(wàn)巧琴等編制[15]，包括自我發(fā)展、責(zé)任意識(shí)、主動(dòng)服務(wù)、幫助同事、組織認(rèn)同5個(gè)維度，共24個(gè)條目。采用Likert 5級(jí)評(píng)分法，從“非常不同意”到“非常同意”分別計(jì)1-5分，總分范圍為24-120分，得分越高表明組織公民行為越多。本研究中該量表的Cronbach's alpha為0.951。

1.3 調(diào)查方法

通過(guò)問(wèn)卷星平臺(tái)進(jìn)行預(yù)調(diào)查，根據(jù)初次返還的電子問(wèn)卷結(jié)果對(duì)其進(jìn)行文化調(diào)試、信效度檢驗(yàn)及問(wèn)卷?xiàng)l目的調(diào)整后形成最終問(wèn)卷。聯(lián)系各醫(yī)院負(fù)責(zé)人，在護(hù)理部及護(hù)士長(zhǎng)的支持和幫助下發(fā)放問(wèn)卷。電子問(wèn)卷最開(kāi)始便指出此次調(diào)查的內(nèi)容及目的，且每個(gè)量表填寫(xiě)前均有統(tǒng)一指導(dǎo)語(yǔ)，解釋相關(guān)概念。被試者在了解清楚后進(jìn)行匿名填寫(xiě)，問(wèn)卷確保沒(méi)有空白項(xiàng)才可成功提交，相同IP只能填一次。調(diào)查期間隨時(shí)對(duì)平臺(tái)進(jìn)行監(jiān)測(cè)，如發(fā)現(xiàn)響應(yīng)率過(guò)低或問(wèn)卷質(zhì)量出現(xiàn)問(wèn)題則迅速與醫(yī)院負(fù)責(zé)人聯(lián)系，加強(qiáng)與被試者的溝通，保證資料的可靠性。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用SPSS 23.0進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。首先，Harman單因素檢驗(yàn)結(jié)果顯示，未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析生成了14個(gè)因子，且第一個(gè)因子解釋率為32.757%，小于臨界標(biāo)準(zhǔn)40%[16]，表明本研究數(shù)據(jù)無(wú)嚴(yán)重共同方法偏差。其次，對(duì)研究所得數(shù)據(jù)進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，4個(gè)變量及其各維度均近似正態(tài)分布，故采用單因素方差分析及Pearson相關(guān)分析探討各變量間的關(guān)系。最后，檢驗(yàn)假設(shè)模型是否成立。以P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 調(diào)查對(duì)象基本情況

710名臨床護(hù)士中，男性34人，女性676人；平均年齡為(31.36±6.43)歲；工作年限為(9.53±6.96)年；工作時(shí)長(zhǎng)為(8.60±1.59)小時(shí)/天；睡眠時(shí)長(zhǎng)為(6.80±0.86)小時(shí)/天；未婚者203人，已婚者491人；有子女者247人；本科及以上者530人；護(hù)士162人，護(hù)師355人，主管護(hù)師169人，副主任護(hù)師24人；月收入4001-6000元的有261人，6001-8000元的有198人，8001-10000元的有109人；未參加過(guò)心理培訓(xùn)者401人。單因素方差分析結(jié)果顯示，年齡、工作年限、工作時(shí)長(zhǎng)、睡眠時(shí)長(zhǎng)、婚姻狀況、子女狀況、職稱(chēng)、月收入以及是否參加過(guò)心理培訓(xùn)均可影響護(hù)士組織公民行為(P<0.05)。

2.2 護(hù)士心理資本、組織承諾、工作投入和組織公民行為的描述統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析

結(jié)果顯示，護(hù)士心理資本得分為(102.97±15.73)，組織承諾得分為(46.49±7.20)，工作投入得分為(69.16±21.82)，組織公民行為得分為(101.56±12.14)。Pearson相關(guān)分析結(jié)果顯示，心理資本、組織承諾、工作投入、組織公民行為及其各維度之間均呈顯著正相關(guān)(P<0.001)。見(jiàn)表1。

表1 心理資本、組織承諾、工作投入和組織公民行為的描述統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析

2.3 各變量間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

采用PROCESS程序中的模型6進(jìn)行鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)[17]。本研究中重復(fù)取樣次數(shù)為5000，若95%CI不包含0，則表示中介效應(yīng)顯著。結(jié)果表明，心理資本可正向預(yù)測(cè)組織承諾(P<0.001)；心理資本和組織承諾均可正向預(yù)測(cè)工作投入(P<0.001)；心理資本、組織承諾和工作投入均可正向預(yù)測(cè)組織公民行為(P<0.001)。見(jiàn)表2和圖1。

圖1 中介效應(yīng)模型

表2 中介模型的回歸分析

中介效應(yīng)分析結(jié)果顯示，心理資本對(duì)組織公民行為的間接影響可通過(guò)3條中介路徑進(jìn)行：①心理資本→組織承諾→組織公民行為；②心理資本→工作投入→組織公民行為；③心理資本→組織承諾→工作投入→組織公民行為。其中，總間接效應(yīng)占比43.85%，包括中介路徑①的26.59%，中介路徑②的8.53%以及中介路徑③的8.73%。見(jiàn)表3。

表3 中介效應(yīng)分析

3 討論

3.1 護(hù)士組織公民行為處于中等偏上水平

結(jié)果顯示，護(hù)士組織公民行為得分為(101.56±12.14)，處于中等偏上水平，顯著高于余碧艷等的研究結(jié)果[18]。分析其原因可能是余碧艷等的調(diào)查對(duì)象為兒科急診護(hù)士，存在患者配合度較低，工作任務(wù)較重，心理壓力較大等問(wèn)題，影響了他們的工作熱情與積極性，組織公民行為表現(xiàn)不明顯。另外，單因素分析結(jié)果顯示年齡、工作年限、工作時(shí)長(zhǎng)、睡眠時(shí)長(zhǎng)、婚姻狀況、子女狀況、職稱(chēng)、月收入以及是否參加過(guò)心理培訓(xùn)均可影響護(hù)士組織公民行為。本研究所調(diào)查的護(hù)士均具有一定工作年限，職稱(chēng)也集中在護(hù)師及以上，不論是生活經(jīng)歷還是工作經(jīng)驗(yàn)都較為充足，對(duì)臨床護(hù)理問(wèn)題有獨(dú)立解決的能力和自信；且研究對(duì)象大多數(shù)為已婚，有研究證實(shí)已婚護(hù)士擁有較為穩(wěn)定的家庭關(guān)系，相對(duì)未婚護(hù)士而言，他們有更多的機(jī)會(huì)與家人溝通，獲取的社會(huì)支持更多，而較豐富的社會(huì)支持有利于減輕負(fù)面情緒，預(yù)防與緩解不良心理狀態(tài)，對(duì)個(gè)體的生理及心理均有積極影響[19-20]，故護(hù)士組織公民行為呈現(xiàn)中等偏上水平。

3.2 護(hù)士心理資本可促進(jìn)其組織公民行為

本研究發(fā)現(xiàn)，心理資本對(duì)護(hù)士的組織公民行為有促進(jìn)作用。Coetzee等指出如果護(hù)士的儲(chǔ)備資源足夠充足，他們便不會(huì)將患者的需求視為對(duì)其資源的威脅，而會(huì)將其視為獲得資源的機(jī)會(huì)，從而對(duì)患者投入精力，充分共情，努力提升護(hù)理服務(wù)質(zhì)量[21]。研究證實(shí)，心理資本作為一種正向的個(gè)體內(nèi)在資源，潛力巨大，其潛在價(jià)值已超越人力資本和社會(huì)資本，且護(hù)士的心理資本水平越高，擁有的個(gè)體內(nèi)在資源越豐富，越不容易受到資源損失的影響，越有能力協(xié)調(diào)資源收益，提升個(gè)體的復(fù)原力、環(huán)境適應(yīng)力和工作能力[4,21]。而護(hù)理管理者對(duì)積極的心理資本這一個(gè)體潛能的開(kāi)發(fā)和利用，不僅有利于增強(qiáng)護(hù)士對(duì)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的信賴(lài)感和忠誠(chéng)度，幫助提高工作績(jī)效，還能促進(jìn)他們的組織公民行為，從而使個(gè)體行為和任務(wù)績(jī)效達(dá)成水準(zhǔn)，以幫助醫(yī)療護(hù)理組織獲得獨(dú)有的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)[22-23]。

3.3 組織承諾和工作投入在護(hù)士心理資本對(duì)其組織公民行為的影響中起中介作用

一方面，心理資本可以通過(guò)組織承諾促進(jìn)組織公民行為。積極的心理資本可正向影響護(hù)士對(duì)醫(yī)院設(shè)定的目標(biāo)及價(jià)值觀的認(rèn)同感和接受度，當(dāng)護(hù)士接受了醫(yī)院的設(shè)定并對(duì)醫(yī)院產(chǎn)生較高的認(rèn)同感與歸屬感時(shí)，護(hù)士便愿意為之努力，進(jìn)而有助于增強(qiáng)其留職意向，提高其組織承諾水平。而組織承諾作為一種重要的態(tài)度變量，可促進(jìn)護(hù)士工作積極性，提升工作滿(mǎn)意度，使護(hù)士對(duì)于臨床護(hù)理工作飽含熱情，提高整體護(hù)理績(jī)效，同時(shí)組織承諾對(duì)護(hù)士的組織公民行為也有積極影響[5,24]。另一方面，心理資本也可通過(guò)工作投入影響組織公民行為。研究顯示，心理資本較高的個(gè)體擁有高水平的情緒調(diào)節(jié)自我效能感，對(duì)情緒的把控能力和心理狀態(tài)的調(diào)節(jié)能力更強(qiáng)，更能抵抗周?chē)鞣N壓力并迅速得到恢復(fù)，且護(hù)士能借助自信、希望、樂(lè)觀、韌性等特質(zhì)來(lái)避免工作中出現(xiàn)的倦怠，保持在工作中的投入度[25-26]。而工作投入度可正向影響護(hù)士的組織公民行為，有利于提高工作效率及整體組織績(jī)效[10]。此外，心理資本還可通過(guò)組織承諾和工作投入的鏈?zhǔn)街薪橛绊懡M織公民行為。工作要求-資源模型指出，工作資源與個(gè)人資源相互正向作用，并能夠共同激發(fā)工作者的動(dòng)機(jī)(如組織承諾、工作投入等)，對(duì)員工的工作表現(xiàn)具有積極的影響[27]。研究顯示，心理資本水平高的個(gè)體，抗壓能力和復(fù)原能力更強(qiáng)，對(duì)于工作或生活中面臨的困境會(huì)更加堅(jiān)定地面對(duì)，同時(shí)還會(huì)產(chǎn)生組織心理依附，忠誠(chéng)度較高，組織承諾水平隨之提升[28]。而高水平的組織承諾可作為護(hù)士的工作動(dòng)力，幫助其克服消極情緒及怠惰心理，促使其積極主動(dòng)地展開(kāi)本職工作，進(jìn)而提升工作投入水平和工作滿(mǎn)意度。在此基礎(chǔ)上，護(hù)士就能堅(jiān)持以良好的態(tài)度應(yīng)對(duì)問(wèn)題和完成任務(wù)，甚至出現(xiàn)工作要求之外的自發(fā)的組織公民行為，從而促進(jìn)整體護(hù)理服務(wù)質(zhì)量的提升。