调节焦点对护士职业认同与职业怠倦相关性的调节效应分析

赵玲玲，谢敏叶，任晓碧

（温州医科大学附属第二医院 儿童肾内科，浙江 温州 325000）

【心理卫生】

调节焦点对护士职业认同与职业怠倦相关性的调节效应分析

赵玲玲，谢敏叶，任晓碧

（温州医科大学附属第二医院 儿童肾内科，浙江 温州 325000）

目的探索调节焦点在护士职业认同对职业倦怠的影响调节效应。方法采用问卷调查法，调查360名护士，调查工具为调节焦点、职业认同和职业怠倦3个量表和一般资料表，采用多元线性回归分析法，分析调节焦点在护士职业认同与职业怠倦相关性的调节效应。结果在职业怠倦得分方面，公立医院护士组大于私立医院护士，护龄≥5年组大于护龄＜5年组，差异有统计学意义（P＜0.01）；在职业认同得分方面，护龄≥5年组小于护龄＜5年组，差异有统计学意义（P＜0.05）；职业认同与促进焦点、职业倦怠呈一定负相关，调节焦点在职业认同对职业怠倦作用中的调节作用不显著（β=-0.02，P＞0.05）；预防焦点在职业认同对职业怠倦作用中起到调节效应（β=0.06，P＜0.01）。结论职业认同对职业倦怠的影响受到促进焦点的部分调节作用。

护士；职业倦怠；职业认同；调节焦点；相关性

调节焦点理论是动机理论最新的研究进展。心理学家Higgins首先提出了调节聚焦理论（regulatory focus theory），揭示了人们的动机及为了达到目的所采用的方式之间的关系[1]。该理论认为驱使人们采取不同策略和行为倾向的是2种不同的调节聚焦，一种是促进焦点（promotion focus），另一种是预防焦点（prevention focus）[2]。促进焦点和预防焦点是2种不同的自我调节系统，促进焦点的个体注重获取积极结果，倾向于采取热切策略以追求成长、发展和成就，也就是会倾向去冒险、尝鲜的特质[2]；预防焦点的个体注重避免消极结果，倾向于使用机警策略，强调安全、责任和义务,也就是说这种人做事态度会是比较预防性的，尽可能守住拥有的，而不去追逐新的[2]。研究表明，调节聚焦不同会导致不同的工作满意度：促进焦点的个体工作满意度较高，预防焦点的个体工作满意度较低，而工作满意度与个体感知到的职业倦怠呈负相关[3]，Scholl等[4]研究了人与工作价值观的匹配，发现促进焦点的个体倾向于权力和自我导向的工作，预防焦点的个体倾向于安全的工作，需要重点关注的是当调节聚焦与个人本身的价值观的工作产生匹配时，工作会对人产生较大的吸引力。更有学者提出，在人力资源管理中合理应用调节焦点理论,对组织和个人的职业生涯规划[5]、创新能力[6]、工作业绩[7]等，都有非常重要的影响。

近年来，护士群体由于工作本身的服务属性，已成为职业倦怠的高危人群[8]，职业倦怠又称职业枯竭、工作倦怠，是指对工作中长期的情感和人际关系压力源的持续反应[9]，曾有研究对美国、加拿大、英国、德国以及苏格兰5个国家进行调查，结果显示医院中的职业倦怠相对于教师行业更加严重[10]。职业倦怠不仅影响个体的身心健康，而且影响个体在组织中的各种行为。研究表明，职业倦怠与旷工、离职、低绩效等呈正相关[11]。影响职业倦怠的因素多种多样。已有研究从工作特征（工作要求、工作资源）等方面入手考察不同因素对职业倦怠的影响[12]，认为个体特征（易感性、人格、动机）对职业倦怠的影响更加直接也更加重要，尤其是在护士职业中。在影响职业倦怠的因素中，职业认同也是不可忽略的因素之一。Beijaard等[13]研究发现，护士的职业认同与其工作满意度之间存在正相关，而与职业倦怠之间存在负相关。调节焦点理论虽然已经得到管理学、心理学领域的关注，但是，国内目前仅在企业员工与研究生管理等领域进行应用与探讨，而在当前护理人员匮缺、职业倦怠较高[8-9，12]等现实情况下，怎样提高护士的职业认同感，降低护士的职业倦怠值得关注。本研究将调节焦点理论应用在护士群体中，现将研究过程报道如下。

1 研究对象

2016年2—9月，采取随机抽样的方法，从浙江省某三级甲等公立综合医院和某三级甲等公立私立综合医院，随机选择400名护士进行测量，回收问卷371份，剔除无效问卷11份，得到有效问卷360份，有效率90.0%。其中男护士89名，女教师271名；护龄1～5年的护士148名，5年及以上的212名。已婚236名，未婚124名，其中，公立医院184名，私立医院176名。大专及以下学历者179名，本科及以上学历者181名。

2 研究方法

2.1 研究工具

2.1.1 护士职业认同量表 采用陈祥丽编制的 《护士职业认同量表》[14]，共20题。采用利克特5点记分，从非常同意～极不同意分别记5～1分，量表的得分为所有项目的得分平均值，得分越高表示护士职业认同度越高。本量表经过验证，有良好的信度和效度。

2.1.2 调节焦点量表 由Wallace研发，体现在工作环境中的特质性调节聚焦的测量指标(Regulatory Focus at Work Scale,RWS)[15]。RWS中促进焦点和预防焦点各包含6个题项。该量表采用利克特5点记分，从“完全赞同”到“完全不赞同”分别记1～5分，维度分数为相应题项分的平均值，量表总分为所有题项分的平均值。该量表通过了国内学者[16]检验得出，该量表具有良好的信效度：总问卷的Cronbach α系数为0.777，重测信度系数为0.856，结构效度系数 0.611～0.819。

2.1.3 职业倦怠量表 由唐颖等修订[17]，分3个维度：情绪衰竭、人格解体以及成就感。总共22个题项，其中情绪衰竭分量表9道题目；去人格化分量表5道题目；个人成就感分量表8道题。该量表已在杭州护士群体中经过测试。采用5点记分，从不～总是分别记0～5分，维度分数为相应题项分之和。该量表总体内部一致性系数为0.81，结构效度良好。

2.2 调查方法 研究者以及受过专业训练的护理心理学专业或者临床心理学专业的研究生，在取得受测者的科室同意与支持下，利用其上班空隙时间，以科室为单位进行集体现场匿名测评，并当场收回问卷。

2.3 数据统计 采用SPSS 17.0进行处理和统计分析，定量资料组间比较采用独立样本t检验，相关性采用Pearson相关分析，调节效应分析在对数据中心化处理后采用多元线性回归分析，以P＜0.05为差异有统计学意义。

3 结果

3.1 3个量表得分情况 结果显示，在职业怠倦分方面，公立医院护士组得分高于私立医院护士组，护龄≥5年组得分高于＜5年组（P＜0.01）；在职业认同方面，护龄≥5年组小于护龄＜5年组（P＜0.05）；除此之外，3个量表得分在其余各人口学变量上，差异均无统计学意义（P＞0.05），见表 1。

表1 不同特征护士职业怠倦、职业认同、促进焦点和预防焦点得分比较（±S，分）

表1 不同特征护士职业怠倦、职业认同、促进焦点和预防焦点得分比较（±S，分）

项目 n 职业怠倦 职业认同 促进焦点 预防焦点医院公立 184 3.64±0.57 3.21±0.61 3.10±0.84 3.16±0.72私立 176 3.44±0.58 3.27±0.57 3.03±0.84 3.03±0.66 t 3.16 0.87 0.86 1.87 P＜0.01 0.39 0.39 0.06性别男89 3.58±0.55 3.15±0.49 2.95±0.83 3.15±0.61女271 3.53±0.60 3.27±0.62 3.10±0.84 3.08±0.72 t 0.74 1.70 1.45 0.76 P 0.46 0.09 0.15 0.45护龄＜5 年 148 3.41±0.55 3.33±0.62 3.08±0.87 3.07±0.69≥5 年 212 3.63±0.59 3.18±0.57 3.05±0.82 3.12±0.69 t 3.55 2.37 0.30 0.65 P＜0.01 0.02 0.76 0.52婚姻状况已婚 236 3.54±0.59 3.27±0.59 3.03±0.82 3.13±0.69未婚 124 3.55±0.58 3.18±0.60 3.13±0.87 3.04±0.69 t 0.11 1.43 1.14 1.11 P 0.91 0.15 0.26 0.27学历大专及以下 179 3.54±0.57 3.26±0.60 3.08±0.89 3.09±0.71本科及以上 181 3.55±0.60 3.22±0.59 3.05±0.79 3.11±0.67 t 0.17 0.67 0.28 0.28 P 0.86 0.50 0.78 0.78

3.2 护士职业认同、调节焦点与职业倦怠的相关性分析 Pearson相关分析结果：护士职业认同与职业怠倦呈负相关（r=-0.32，P＜0.01），促进焦点与职业倦怠呈负相关（r=-0.25，P＜0.01），预防焦点与职业倦怠呈正相关（r=0.36，P＜0.01）。

3.3 促进焦点在职业认同对职业怠倦作用的调节效应分析 使用多元线性回归分析方法分析调节效应，进入方程的顺序为：第1层是自变量职业认同，第2层是自变量职业认同和调节变量促进焦点，第3层是自变量职业认同、调节变量促进焦点和他们的交互项，因变量是职业倦怠。结果表明：职业认同和促进焦点与职业怠倦呈负相关关系，而促进焦点的调节作用无统计学意义（P=0.382）。见表2。

表2 护士职业认同、促进焦点对职业倦怠多元线性回归分析

续表2

3.4 预防焦点在职业认同对职业怠倦作用的调节效应分析 使用多元线性回归分析方法分析调节效应，进入方程的顺序为：第1层是自变量职业认同，第2层是自变量职业认同和调节变量预防焦点，第3层是自变量职业认同、调节变量预防焦点和他们的交互项，因变量是职业倦怠。结果表明：职业认同与职业怠倦呈负相关，预防焦点与职业怠倦呈正相关，且预防焦点在职业认同对职业怠倦作用中起到调节效应（P＜0.001），即当个体的预防焦点得分越高，职业认同和职业怠倦的负相关程度越弱，当个体的预防焦点得分越低，职业认同和职业怠倦的负相关关系越强。见表3。

表3 护士职业认同、预防焦点对职业倦怠的影响多元线性回归分析

4 讨论

4.1 护士职业认同、调节焦点与职业倦怠的相关性分析 本研究结果表明，职业认同、促进焦点都与职业倦怠呈负相关（r分别是-0.32、-0.25），预防焦点与职业倦怠呈正相关（r=0.36）；调节焦点的调节作用并不显著（P=0.382）。有研究指出，由于护士工作的特殊性，需要与患者接触并为其服务，护士的社会地位、福利待遇及各种医患纠纷等方面都会在不同程度上影响到护士的职业认同感[18]。对护士而言，从自身职业中体验到的获益感，例如加薪升职、工作有成就感及价值等，会有力地影响其职业倦怠水平。龚满英等的研究中也指出[19]，职业认同及各维度对职业倦怠有显著的预测作用。

从表3可见，预防焦点的标准回归系数是0.34，（P＜0.05）。表明了调节焦点对职业倦怠的影响。有研究指出，促进焦点关注于抱负和理想结果的有无，或者说是一种趋利动机；防御焦点关注于责任和消极后果的有无，或者说是一种避害动机[16]。然而，关于促进焦点与职业倦怠的关系，以往研究结果并不一致。有研究者将促进焦点作为一种工作资源，将其与积极的工作结果联系起来，从而认为促进焦点与职业倦怠呈负相关。本研究中并未发现促进焦点对职业倦怠的显著调节作用，可能原因之一是护士工作本身更注重防止出现错误而不是追求冒险，这一工作性质与促进焦点不匹配，从而导致其调节作用不显著。

4.2 预防焦点在职业认同对职业怠倦作用中的调节效应 从表3可见，职业认同与职业怠倦呈负相关（β=-0.28，P＜0.01），预防焦点与职业怠倦呈正相关（β=0.34，P＜0.01），且预防焦点在职业认同对职业怠倦作用中起到调节效应（β=0.13，P＜0.01），且预防焦点在职业认同对职业怠倦作用中起到调节效应（P＜0.001），即当个体的预防焦点得分越高，职业认同和职业怠倦的负相关关系越弱，当个体的预防焦点得分越低，职业认同和职业怠倦的负相关关系越强。Beijaard等[13]将调节聚焦理论和“工作资源-要求”模型结合起来，根据调节焦点理论的内涵，预防焦点的个体关注的是规避错误，追求安全与稳定。预防焦点对工作要求的理解往往是负面的，因而预防焦点与职业倦怠之间是正相关关系。而护士工作的本质也要求个体防止错误，从调节匹配角度看，预防焦点个体与护士工作的本质要求是相匹配的，根据Higgins[20]的调节匹配理论，匹配往往带来积极结果，因此正因为预防焦点的调节作用从而减轻了职业认同与职业倦怠之间的关系。

5 结论与启示

本研究的结论包括：（1）不同医院性质、不同护龄的护士职业倦怠水平不同；（2）职业认同、促进焦点与职业倦怠呈正相关；（3）预防焦点在职业认同对职业怠倦作用中起到调节效应。本研究不足，仅在2所三级甲等医院抽样开展了本研究，有待今后加大研究对象范围、拓宽研究内容深入研究。

对护理管理工作的启示：按照医院当前的发展要求，刺激并引导护士个人的调节焦点倾向；同时，为了发挥护士的个人潜力，制定护士、科室的工作目标及绩效考评指标；完善护士和组织的职业生涯规划，使之个性化，帮助护士将个人目标与组织目标结合起来。运用科学的方法对护士的调节焦点进行测定，在保持外部刺激与个体特质相匹配的情况下，通过个体发展与组织发展有机的匹配来实现双赢。

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[本文编辑：陈伶俐]

R471

B

10.16460/j.issn1008-9969.2017.02.066

2016-08-18

赵玲玲（1982-），女，浙江温州人，本科学历，护师。