心理弹性在护士长自我效能与工作投入间的中介效应

郑逸 李益民* 宁丽 王莉

近年来，随着心理学的蓬勃发展，通过培育积极的心理因素促进积极的人格特质的形成已成为研究热点。在护理领域，自原国家卫生计生委发布《全国护理事业发展规划（2016-2020年）》以来，护理学研究者也从心理弹性、自我效能等角度不断研究如何更好地培育和提升护理工作者积极的人格特质，从而使其积极应对工作压力与职业倦怠，保持良好的工作投入。心理弹性作为心理学的研究命题，是指一种能够应对压力、挫折、创伤等消极生活事件的能力［1］。自我效能是指个体应对各种不同环境的挑战或面对新事物时的一种总体性的自信心［2］。工作投入是一种可以让个体表现出完美工作表现的心理状态，工作中的员工可以表现出较高的能量水平和强烈的职业认同感，拥有活力、奉献和专注三个维度［3］。本资料以护士长为观察对象，在了解护士长心理弹性、自我效能和工作投入现状的基础上，构建三者关系的结构方程模型，探讨心理弹性在自我效能与工作投入间的中介效应，为护理管理者从积极心理学视角提升护士长工作投入提供依据。

1 资料与方法

1.1 一般资料 采用便利抽样法于2018年6月至8月选取杭州地区8家三级医院的护士长进行问卷调查。根据Kendall的样本量粗略计算方法，样本量取变量数目的5～10倍［4］。本资料样本含量取变量数目的5倍，为310例，考虑20%的脱失率，最终确定观察对象为372例。实际发放问卷380份，符合样本量要求。纳入标准：（1）科或病区护士长、副护士长；（2）从事护士长工作并履行职责≥1年；（3）自愿参加本研究。排除标准：（1）调查时正在休假；（2）调查时外出学习。

1.2 方法 （1）调查工具：①一般资料调查表：由研究者自行编制，根据研究目的，通过查阅相关文献后制定，主要内容包括年龄、性别、学历、婚姻状况、子女数量、职称、工作年限、任职年限等。②心理弹性量表中文版（CDRISC）：该量表是由美国心理学家Connor等［5］于2003年编制而成，本研究使用Yu等［6］翻译并修订的CD-RISC，由坚韧（量表中第11至第23共13个条目）、力量（量表中第1、5、7、8、9、10、24、25共8个条目）和乐观（量表中第2、3、4、6共4个条目）3个维度25个条目构成，采用Likert5级评分，得分越高，说明心理弹性越好。本研究中该量表Cronbach’s α系数为0.939，三个维度Cronbach’s α系数分别是0.907、0.881、0.803，经验证性因子分析，从结构方程的拟合指数看，各拟合指数达标，标准因子载荷＞0.4，说明量表具有良好的结构效度。③一般自我效能感量表（GSES）中文版：该量表是由德国临床心理学家Schwarzer等编制，本研究使用由张建新［7］翻译的中文版GSES，此量表为单维结构量表，共10个条目，采用Likert 4级评分，得分越高，表明自我效能水平越高。本研究中该量表Cronbach’s α系数是0.912，经验证性因子分析，从结构方程的拟合指数看，各拟合指数达标，标准因子载荷＞0.4，说明量表具有良好的结构效度。④Utrecht工作投入量表：由我国学者张轶文和甘怡群［8］翻译并修订，包括活力（量表中第1、4、6、10、13、15共6个条目）、奉献（量表中第2、5、8、11共4个条目）、专注（量表中第3、7、9、12、14共5个条目）3个维度共15个条目。采用Likert 7级计分法，分数越高表明工作投入水平越高。该量表目前已经成为相关实证研究中应用最为广泛的工作投入测量工具，并已被应用于护理领域。本资料中该量表Cronbach’s α系数为0.938，三个维度Cronbach’s α系数分别是0.905、0.921、0.874，经验证性因子分析，从结构方程的拟合指数看，各拟合指数达标，标准因子载荷＞0.4，说明量表具有良好的结构效度。（2）调查方法：采用问卷调查法，经研究者所在单位伦理委员会批准。获得调查对象所在医院护理部统一后，由统一培训的研究者使用统一指导语，向调查对象解释本研究的目的、意见及填写注意事项，获得知情同意，使用问卷星软件发送问卷，问卷当场收回，问卷平均用时15分钟。本研究共发放并回收问卷380份，回收问卷380份，回收率为100%，经过对回收问卷的核查，剔除无效问卷16份，最终共计纳入364份问卷，问卷有效回收率为95.8%。

1.3 统计学方法 问卷回收后统一编码，问卷资料由2人平行录入EXCEL表格，采用SPSS 23.0软件、Amos 22.0软件进行统计分析。采用频率分析对样本人口学进行频率分析；使用Pearson相关分析探讨心理弹性、工作投入以及自我效能的相关性；以线性回归分析预测模型；最后以Amos 22.0软件进行中介效应分析同时采用Boostrap检验进行中介效应检验。以P＜0.05为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 护士长一般资料 见表1。

表1 护士长一般资料（n=364）

2.2 护士长心理弹性及各维度得分情况 见表2。

表2 护士长心理弹性及各维度得分［分，（）］

表2 护士长心理弹性及各维度得分［分，（）］

维度 条目数 维度得分 条目均分坚韧 13 44.26±5.55 3.40±0.43力量 8 29.16±4.54 3.65±0.57乐观 4 13.77±2.61 3.44±0.65心理弹性 25 86.82±11.28 3.47±0.45

2.3 护士长自我效能感得分情况 护士长自我效能总分（28.42±4.82）分，总均分（2.84±0.48）分，条目数10条。2.4 护士长工作投入及各维度得分情况 见表3。

表3 护士长工作投入及各维度得分［分，（）］

维度 条目数 维度得分 条目均分活力 6 14.78±4.57 2.46±0.76奉献 4 13.68±4.87 3.42±1.22专注 5 13.42±4.92 2.68±0.98工作投入 15 41.88±12.86 2.79±0.86

2.5 护士长心理弹性、自我效能与工作投入的相关性分析 Pearson相关性分析结果显示自我效能与心理弹性呈正相关（P＜0.01，r=0.752），心理弹性与工作投入呈正相关（P＜0.01，r=0.548），自我效能与工作投入呈正相关（P＜0.01，r=0.608）。

2.6 护士长自我效能对心理弹性的线性回归分析 将心理弹性3个维度作为因变量，护士长自我效能为自变量做线性回归分析。得到方程结果如下：自我效能对坚韧的解释变异量是41.4%，自我效能可以显著预测坚韧；自我效能对力量的解释变异量是47.9%，自我效能可以显著预测力量；自我效能对乐观的解释变异量是51.6%，自我效能可以显著预测乐观。得到回归方程分别为：坚韧=1.784+0.570*自我效能，力量=1.33+0.815*自我效能，乐观=0.675+0.974自我效能。

2.7 护士长自我效能对工作投入的线性回归分析 将工作投入3个维度作为因变量，护士长自我效能为自变量做线性回归分析。得到方程结果如下：自我效能对活力的解释变异量是55.1%，自我效能可以显著预测活力；自我效能对奉献的解释变异量是25.8%，自我效能可以显著预测奉献；自我效能对专注的解释变异量是25.5%，自我效能可以显著预测专注。得到回归方程分别为：活力=-0.187+1227*自我效能，奉献=0.527+1.572*自我效能，专注=-0.501+1.67*自我效能。

2.8 护士长心理弹性对工作投入的多元线性回归分析 将工作投入3个维度作为因变量，护士长心理弹性3个维度为自变量做多元线性回归分析。以坚韧、力量、乐观为自变量，对活力进行建模，采用多元线性回归方程进行计算，结果如下：自变量整体对因变量解释变异率为44.9%，其中坚韧、乐观、力量均能显著正向预测活力；以坚韧、力量、乐观为自变量，对奉献进行建模，采用多元线性回归方程进行计算，结果如下：自变量整体对因变量解释变异率为25.6%，其中韧性、乐观可以显著正向预测奉献，力量不能显著预测奉献；以坚韧、力量、乐观为自变量，对专注进行建模，采用多元线性回归方程进行计算，结果如下：自变量整体对因变量解释变异率为26.1%，其中坚韧、乐观可以预测专注，力量不能显著预测专注。得到回归方程分别为：

2.9 护士长心理弹性在自我效能与工作投入中的中介效应分析 本资料中自变量为护士长自我效能（X），因变量为护士长工作投入（Y），中介变量为护士长心理弹性（M），由本研究回归分析结果可知自变量、因变量、中介变量已满足中介效应检验条件，可以对护士长心理弹性、自我效能及工作投入进行中介效应检验。以护士长自我效能（X）为自变量，心理弹性（M）为中介变量，工作投入（Y）为因变量，依次进行多元线性回归分析。第一步，将护士长自我效能总得分设为自变量，护士长工作投入总得分设为因变量进行回归分析；第二步，将护士长自我效能总得分设为自变量，护士长心理弹性总得分设为因变量进行回归分析；第三步，将护士长自我效能和心理弹性总得分设为自变量，护士长工作投入总得分设为因变量进行回归分析。多元回归分析显示，心理弹性对工作投入的预测增量显著，变异解释度从36.9%增加至38.8%（P＜0.05），且自我效能的标准化回归系数从0.608下降至0.45，说明心理弹性作为部分中介变量，护士长自我效能可以通过心理弹性的中介作用对工作投入产生影响。

2.10 护士长心理弹性、自我效能与工作投入的结构模型 基于以上的分析结果，本研究以护士长心理弹性的三个因子（坚韧、力量、乐观）、自我效能、工作投入的三个因子（活力、奉献、专注）为观察变量，以护士长心理弹性、自我效能、工作投入为潜变量，构建结构方程模型。本研究采用极大似然参数估计法，运用Amos22.0软件，以护士长心理弹性的三个因子（坚韧、力量、乐观）、自我效能、工作投入的三个因子（活力、奉献、专注）为观察变量，以护士长心理弹性、自我效能、工作投入为潜变量，构建结构方程模型。根据模型修正指数（MI）进行模型修正。修正后的模型拟合指标 CMIN/DF＜5，GFI、AGFI、NFI、RFI、IFI、TLI越接近 1越好，RMSEA＜0.08，表示模型具有较好的拟合度。根据模型拟合结果，护士长自我效能和心理弹性对工作投入均有直接正向预测作用，其路径系数分别为0.38、0.35，护士长自我效能通过心理弹性为中介变量对工作投入起间接预测作用。

2.11 护士长心理弹性在自我效能与工作投入中的中介效应检验 进一步运用Boostrap法对心理弹性在护士长自我效能与工作投入间的中介效应进行检验，将Boostrap样本数设置为2000，置信区间设为95%，如果间接效应估计值95%置信区间不包含0，则说明中介效应显著。本研究结果显示，护士长心理弹性、自我效能、工作投入三者间关系模型的总效应、直接效应与间接效应的95%置信区间均不包含0，且Z＞1.96，直接效应比总效应小，说明心理弹性在自我效能与工作投入中起部分中介作用，中介效应占总效应的43.6%，输出各效应的标准化结果见表4。

表4 心理弹性在护士自我效能与工作投入中的中介效应（n=364）

3 讨论

3.1 护士长心理弹性、自我效能与工作投入得分现状 护士长心理弹性得分为（86.82±11.28）分，高于舒亚君等［9］对护理临床带教老师的研究，高于魏雪梅［10］对临床护士心理弹性的研究，高于樊华［11］对临床医生心理弹性的研究，说明护士长心理弹性较强。原因可能是护士长作为医疗领域的管理者，除了具备过硬的专业技术能力之外，其自身抗压能力等内在素质是管理部门挑选护士长的考量因素之一；另一方面，护士长在工作和处理该类事件过程中，练就了面对困境时能良好适应的能力。护士长自我效能得分为（28.42±4.82）分，总均分为（2.84±0.48）分，与宁丽等［12］，吴学华等［13］对护士长自我效能感的研究结果较相近，略低于量表常模。原因可能是护士长经常面对较为严峻的医疗环境与棘手的医疗纠纷，特殊的工作事件引起了挫败感，同时，临床护理工作较为繁琐，工作性质导致了护士长成就感不足。护士长工作投入得分为（41.88±12.86）分，低于任春艳等［14］对护士工作投入的研究。原因一方面可能是护士长大部分为女性，且年龄基本处于中年，同时受中国传统文化的影响，女性较男性承担了更多的家庭照护责任与义务；另一方面，护士长工作年限较长，面对严峻的医疗环境，在长期的工作中，逐渐消磨了对工作的热情，同时，因我国护理组织管理体系的局限，护士长职业生涯发展上升渠道单一，多数护士长预见自身已无职务升迁可能，影响了其对工作的积极进取与投入。

3.2 护士长心理弹性在自我效能与工作投入中的中介效应 结构方程模型显示，心理弹性在护士长自我效能与工作投入间起部分中介作用。护士长自我效能可以直接影响工作投入，也可以通过心理弹性的作用间接影响工作投入。自我效能感作为个体在应对不同的环境或面对外界压力时的一种总体性信心，可以增强心理弹性，降低在面对困境或压力时的不安与焦虑，从而能自信、从容面对工作压力，获得较大产出，增强工作投入。本资料结果提示，除了积极改善外部医疗环境之外，还可从积极心理学视角着手，通过对护士长进行心理知识技能培训、情境建立、团体讲座等方式使其学会如何面对逆境，增强应对各项事务的信心，从而通过心理弹性这一中介变量，提高工作投入。

心理弹性在护士长自我效能与工作投入中起部分中介作用。护理管理部门在加强护理队伍与人才建设的同时，可通过积极心理学的视角，采用多途径、多渠道、多方法提升护士长的心理弹性和自我效能感，从而提高护士长的工作投入度。本研究的样本量均来源于杭州地区三级医院，在今后的研究中，可扩大样本量，面向不同地区、不同级别医院的护士长进行调查，旨在从组织和个体层面制定针对性较强的干预措施，全面促进护理事业健康发展。