哈爾濱市醫院護士心理資本、職業認同、組織承諾對離職意愿的影響分析

鄒 雨 楊艷杰 邱曉惠 楊秀賢 喬正學 王 萌 王文博 褚海云

哈爾濱醫科大學衛生管理學院，哈爾濱，150081

《全國護理事業發展規劃(2016-2020年)》(2016)中指出，我國每千人口注冊護士2.74人，低于世界平均水平(每千人口注冊護士2.9人)。有早期研究表明護士離職意愿水平高是護士短缺的最主要原因之一[1]。離職意愿是指員工在某一特定組織的工作期間所產生的主動離開該組織的意愿[2]。在積極心理學中，心理資本被認為是個人表現出的一種積極心理狀態。研究顯示，心理資本水平越低護士的離職意愿水平越高[3]，另外，職業認同和組織承諾也被認為是預測護士離職意愿的重要因素，且這兩個因素水平越高護士的離職意愿水平越低[4-5]。本研究旨在探索護士離職意愿的影響因素，討論心理資本對護士離職意愿的直接影響，以及職業認同和組織承諾在心理資本對離職意愿影響過程中的中介作用，為降低護士離職率、建設更好的衛生護理隊伍提供理論依據。

1 資料來源與方法

1.1 研究對象

采用整群抽樣法選取黑龍江省哈爾濱市8所三級甲等醫院的護士進行問卷調查。調查對象納入標準：注冊護士；從事護理工作1年以上；愿意參與本課題，并簽署調查知情同意書。共發放問卷1823份，回收有效問卷1662份， 有效回收率為91.2%。

1.2 研究方法

自編一般人口學問卷。主要包含年齡、性別、職稱、文化程度、婚姻狀況等信息。

心理資本量表。由Luthans編制、李超平翻譯[6]。包括自我效能感、希望、樂觀和韌性4個維度，得分越高說明心理資本水平越高，本問卷內部一致性系數為0.894[7]。

組織承諾量表。由Meyer和Allen編制，林元吉修訂[8]。包括情感承諾、持續承諾和規范承諾3個維度，采用Likert5級計分法進行測量，得分越高說明組織承諾水平越高，本量表內部一致性系數為0.69[9]。

護士職業認同量表。參考由Tyler和McCallum編制的專業量表[10]、臺灣朝陽科技大學蔡玉娟修訂。量表由10個項目組成，使用Likert 5級計分法，1表示不匹配，5表示完全匹配，10個項目累積得分越高，職業認同水平越高。在本研究中，該量表適用于護士，且克朗巴哈系數為 0.913。

離職意愿量表。由Michael和Spector于1982年編制[11]，本研究所使用的量表經臺灣的李經遠、李棟榮翻譯并修訂后用于中國員工。此量表共3個維度，量表總分得分越高離職意愿越強。修訂后的量表內部一致性系數為0.773，效度為0.677。該量表的三個維度分別為：題目1和6組成一個表示辭掉目前工作可能性的維度(離職意愿Ⅰ)，題目2和3組成一個表示尋找同種性質的或者不同性質可能性的維度(離職意愿Ⅱ)，題目4和5組成一個表示得到其他工作可能性的維度(離職意愿Ⅲ)[12]。

1.3 統計學方法

采用Epidata軟件錄入數據，使用SPSS 23.0進行一般人口學資料的描述性分析及心理資本、職業認同、組織承諾和離職意愿變量之間的Pearson相關分析，心理資本、職業認同、組織承諾對離職意愿做多元線性回歸分析，當P<0.05表明差異在統計學上有顯著意義，采用AMOS 21.0進行結構方程模型的構建。

2 結果

2.1 調查對象一般情況

1662名調查對象平均年齡為(30.89±6.31)歲。其中男性91人，女性1571人；未婚628人，已婚994人，離異或分居30人，喪偶或同居10人；初級職稱966人，中級職稱468人，副高級職稱72人，高級職稱20人，未評定職稱120人；學歷在中專及以下53人，大專學歷368人，大學本科1153人，碩士及以上88人。

2.2 護士離職意愿現狀

表1 護士離職意愿得分

2.3 一般人口學特征對離職意愿的影響

以人口學變量中護士的性別與離職意愿做獨立樣本t檢驗; 以年齡、婚姻狀況、教育情況、職稱與離職意愿做單因素方差分析，結果中除了年齡這一自變量離職意愿得分的差異有意義，其他變量的離職意愿得分的差異均無意義。見表2。

表2 一般人口學特征對離職意愿的影響(n=1662)

2.4 護士離職意愿的多元回歸分析

以心理資本、職業認同、組織承諾為自變量，以離職意愿為因變量做多元逐步回歸分析。結果顯示，心理資本、職業認同和組織承諾逐步進入多元回歸方程，調整后R2=0.309，F=585.850,P<0.01，以上自變量可解釋離職意愿30.9%的變異，回歸方程具有統計學意義。見表3。

表3 心理資本、職業認同及組織承諾對護士離職意愿影響因素的多元回歸分析

2.5 護士的心理資本、職業認同及組織承諾對離職意愿影響的路徑分析

結果顯示，護士的心理資本和、職業認同及組織承諾與離職意愿之間均存在相關關系。見表4。根據Pearson相關性分析的結果和相關研究參考，提出以下假設：護士的心理資本對離職意愿產生直接的負向影響，通過職業認同和組織承諾的中介作用對離職意愿產生間接影響。采用Amos21.0軟件繪出護士心理資本、職業認同、組織承諾與離職意愿關系的假設模型。見圖1。

表4 護士的心理資本、職業認同、組織承諾、離職意愿Pearson相關性分析

注：**P<0.01。

圖1 采用Amos21.0 修正殘差后結構方程模型
注：LZ1為離職意愿Ι，LZ2為離職意愿Ⅱ，LZ3為離職意愿Ⅲ。

經過軟件SPSS Amos 21.0采用最大似然比法對圖1初始模型結構方程進行模型分析，對數據進行擬合。初始模型指數結果中近似誤差均方根(root-mean-square error of approximation，RMSEA)的結果為0.119>0.1, 表明初始結構方程模型擬合效果比較差，心理資本到離職意愿的路徑P=0.087>0.01結果不顯著，遂在結構方程模型中刪除這一路徑。根據AMOS路徑圖結果中的MI值分別在y1和y3、y6和y7、y7和y8之間增加相關路徑，對修改后模型再次進行擬合:經過建立殘差關聯項進行模型修正，經過模型修正后各項擬合指標值為：NFI=0.964>0.90, CFI=0.967>0.90, IFI=0.967>0.90, TLI=0.952>0.90, RMSEA=0.079<0.08，表5中結果中各項模型擬合指數達到理想標準，表示該模型擬合較好。

表5 結構方程模型擬合指數比較(n=1662)

3 討論

3.1 護士的離職意愿整體偏高

本研究結果顯示，護士人員離職意愿總體處于較高水平，該結果與閆麗娟等人的研究結果相一致[13]，但低于該結果分數。這可能是因為在三甲醫院護士白天工作繁重，晚上仍需值班，在患者多、工作多、加班多等多重壓力下，護士的離職意愿就更加明顯[14]。本研究顯示，護士離職意愿三個維度中離職意愿Ⅲ的平均得分為(4.931.46)分，在三個維度中分數最高，此研究結果與孟潤堂等人的研究結果一致[15]。這意味著當有其他工作崗位薪資更高或者工作壓力更小時，護士更容易產生離職的意愿。這也提示醫院在管理過程中不僅要合理安排護士工作，盡量減輕工作壓力，還要了解其他工作單位的薪酬待遇和工作管理模式，調整本單位的人力資源管理方式和政策，防止護理人才流失，保證衛生護理隊伍的穩定。

3.2 不同年齡護士的離職意愿存在差異

不同年齡護士的離職意愿得分差異具有統計學意義。結果中31-40歲組護士離職意愿最高，這可能是由于31-40歲的護士正處于青壯年時期，承擔著家庭、子女、父母三方面的責任，同時這一年齡段的護士還有著職稱晉級的壓力，因此更容易對有利于未來職業發展或薪資水平更高的崗位產生興趣。而30歲以下的護士多處于事業的開端，需要積累工作經驗，且大多還沒有贍養老人的壓力，總體來說壓力較小。40歲以上的護士多處于事業穩定期，不需要輪崗值夜班，薪資也大多能夠支持家庭開銷，且這時選擇離職對自己的生活影響較大，因此這一年齡段的離職意愿水平相對較低。

3.3 護士心理資本通過職業認同、組織承諾對離職意愿產生影響

有一些研究中提到心理資本對離職意愿有直接作用[16-17]，但在本研究的結構方程模型的路徑分析結果中護士心理資本對離職意愿的直接關系這一假設不成立。更多的研究則顯示心理資本通過中介變量對離職意愿產生直接和間接的影響[18]。這可能是由于在假設模型中來自組織的各項非個人特質的影響因素對護士離職意愿的影響更加明顯。該結果提示醫院管理者應關注護士的心理狀態，及時調節心理資本中的希望、韌性、樂觀和自我效能4個維度；應加強對護士物質和精神上的獎勵機制建設，進而提升護士的職業認同感；關懷護士的個人生活困難和職業發展問題，提高護士的組織歸屬感及組織承諾水平[13]。以降低護士離職意愿，避免護理隊伍人力資源的損失。