哈爾濱市醫(yī)院護(hù)士心理資本、職業(yè)認(rèn)同、組織承諾對(duì)離職意愿的影響分析

鄒 雨 楊艷杰 邱曉惠 楊秀賢 喬正學(xué) 王 萌 王文博 褚海云

哈爾濱醫(yī)科大學(xué)衛(wèi)生管理學(xué)院，哈爾濱，150081

《全國(guó)護(hù)理事業(yè)發(fā)展規(guī)劃(2016-2020年)》(2016)中指出，我國(guó)每千人口注冊(cè)護(hù)士2.74人，低于世界平均水平(每千人口注冊(cè)護(hù)士2.9人)。有早期研究表明護(hù)士離職意愿水平高是護(hù)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(chǎn)生的主動(dòng)離開該組織的意愿[2]。在積極心理學(xué)中，心理資本被認(rèn)為是個(gè)人表現(xiàn)出的一種積極心理狀態(tài)。研究顯示，心理資本水平越低護(hù)士的離職意愿水平越高[3]，另外，職業(yè)認(rèn)同和組織承諾也被認(rèn)為是預(yù)測(cè)護(hù)士離職意愿的重要因素，且這兩個(gè)因素水平越高護(hù)士的離職意愿水平越低[4-5]。本研究旨在探索護(hù)士離職意愿的影響因素，討論心理資本對(duì)護(hù)士離職意愿的直接影響，以及職業(yè)認(rèn)同和組織承諾在心理資本對(duì)離職意愿影響過(guò)程中的中介作用，為降低護(hù)士離職率、建設(shè)更好的衛(wèi)生護(hù)理隊(duì)伍提供理論依據(jù)。

1 資料來(lái)源與方法

1.1 研究對(duì)象

采用整群抽樣法選取黑龍江省哈爾濱市8所三級(jí)甲等醫(yī)院的護(hù)士進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。調(diào)查對(duì)象納入標(biāo)準(zhǔn)：注冊(cè)護(hù)士；從事護(hù)理工作1年以上；愿意參與本課題，并簽署調(diào)查知情同意書。共發(fā)放問(wèn)卷1823份，回收有效問(wèn)卷1662份， 有效回收率為91.2%。

1.2 研究方法

自編一般人口學(xué)問(wèn)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(lè)觀和韌性4個(gè)維度，得分越高說(shuō)明心理資本水平越高，本問(wèn)卷內(nèi)部一致性系數(shù)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(xù)承諾和規(guī)范承諾3個(gè)維度，采用Likert5級(jí)計(jì)分法進(jìn)行測(cè)量，得分越高說(shuō)明組織承諾水平越高，本量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.69[9]。

護(hù)士職業(yè)認(rèn)同量表。參考由Tyler和McCallum編制的專業(yè)量表[10]、臺(tái)灣朝陽(yáng)科技大學(xué)蔡玉娟修訂。量表由10個(gè)項(xiàng)目組成，使用Likert 5級(jí)計(jì)分法，1表示不匹配，5表示完全匹配，10個(gè)項(xiàng)目累積得分越高，職業(yè)認(rèn)同水平越高。在本研究中，該量表適用于護(hù)士，且克朗巴哈系數(shù)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(jīng)臺(tái)灣的李經(jīng)遠(yuǎn)、李棟榮翻譯并修訂后用于中國(guó)員工。此量表共3個(gè)維度，量表總分得分越高離職意愿越強(qiáng)。修訂后的量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.773，效度為0.677。該量表的三個(gè)維度分別為：題目1和6組成一個(gè)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(gè)表示尋找同種性質(zhì)的或者不同性質(zhì)可能性的維度(離職意愿Ⅱ)，題目4和5組成一個(gè)表示得到其他工作可能性的維度(離職意愿Ⅲ)[12]。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用Epidata軟件錄入數(shù)據(jù)，使用SPSS 23.0進(jìn)行一般人口學(xué)資料的描述性分析及心理資本、職業(yè)認(rèn)同、組織承諾和離職意愿變量之間的Pearson相關(guān)分析，心理資本、職業(yè)認(rèn)同、組織承諾對(duì)離職意愿做多元線性回歸分析，當(dāng)P<0.05表明差異在統(tǒng)計(jì)學(xué)上有顯著意義，采用AMOS 21.0進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型的構(gòu)建。

2 結(jié)果

2.1 調(diào)查對(duì)象一般情況

1662名調(diào)查對(duì)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(jí)職稱966人，中級(jí)職稱468人，副高級(jí)職稱72人，高級(jí)職稱20人，未評(píng)定職稱120人；學(xué)歷在中專及以下53人，大專學(xué)歷368人，大學(xué)本科1153人，碩士及以上88人。

2.2 護(hù)士離職意愿現(xiàn)狀

表1 護(hù)士離職意愿得分

2.3 一般人口學(xué)特征對(duì)離職意愿的影響

以人口學(xué)變量中護(hù)士的性別與離職意愿做獨(dú)立樣本t檢驗(yàn); 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(jié)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(wú)意義。見表2。

表2 一般人口學(xué)特征對(duì)離職意愿的影響(n=1662)

2.4 護(hù)士離職意愿的多元回歸分析

以心理資本、職業(yè)認(rèn)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(jié)果顯示，心理資本、職業(yè)認(rèn)同和組織承諾逐步進(jìn)入多元回歸方程，調(diào)整后R2=0.309，F(xiàn)=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(tǒng)計(jì)學(xué)意義。見表3。

表3 心理資本、職業(yè)認(rèn)同及組織承諾對(duì)護(hù)士離職意愿影響因素的多元回歸分析

2.5 護(hù)士的心理資本、職業(yè)認(rèn)同及組織承諾對(duì)離職意愿影響的路徑分析

結(jié)果顯示，護(hù)士的心理資本和、職業(yè)認(rèn)同及組織承諾與離職意愿之間均存在相關(guān)關(guān)系。見表4。根據(jù)Pearson相關(guān)性分析的結(jié)果和相關(guān)研究參考，提出以下假設(shè)：護(hù)士的心理資本對(duì)離職意愿產(chǎn)生直接的負(fù)向影響，通過(guò)職業(yè)認(rèn)同和組織承諾的中介作用對(duì)離職意愿產(chǎn)生間接影響。采用Amos21.0軟件繪出護(hù)士心理資本、職業(yè)認(rèn)同、組織承諾與離職意愿關(guān)系的假設(shè)模型。見圖1。

表4 護(hù)士的心理資本、職業(yè)認(rèn)同、組織承諾、離職意愿Pearson相關(guān)性分析

注：**P<0.01。

圖1 采用Amos21.0 修正殘差后結(jié)構(gòu)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(jīng)過(guò)軟件SPSS Amos 21.0采用最大似然比法對(duì)圖1初始模型結(jié)構(gòu)方程進(jìn)行模型分析，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合。初始模型指數(shù)結(jié)果中近似誤差均方根(root-mean-square error of approximation，RMSEA)的結(jié)果為0.119>0.1, 表明初始結(jié)構(gòu)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(jié)果不顯著，遂在結(jié)構(gòu)方程模型中刪除這一路徑。根據(jù)AMOS路徑圖結(jié)果中的MI值分別在y1和y3、y6和y7、y7和y8之間增加相關(guān)路徑，對(duì)修改后模型再次進(jìn)行擬合:經(jīng)過(guò)建立殘差關(guān)聯(lián)項(xiàng)進(jìn)行模型修正，經(jīng)過(guò)模型修正后各項(xiàng)擬合指標(biāo)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(jié)果中各項(xiàng)模型擬合指數(shù)達(dá)到理想標(biāo)準(zhǔn)，表示該模型擬合較好。

表5 結(jié)構(gòu)方程模型擬合指數(shù)比較(n=1662)

3 討論

3.1 護(hù)士的離職意愿整體偏高

本研究結(jié)果顯示，護(hù)士人員離職意愿總體處于較高水平，該結(jié)果與閆麗娟等人的研究結(jié)果相一致[13]，但低于該結(jié)果分?jǐn)?shù)。這可能是因?yàn)樵谌揍t(yī)院護(hù)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(hù)士的離職意愿就更加明顯[14]。本研究顯示，護(hù)士離職意愿三個(gè)維度中離職意愿Ⅲ的平均得分為(4.931.46)分，在三個(gè)維度中分?jǐn)?shù)最高，此研究結(jié)果與孟潤(rùn)堂等人的研究結(jié)果一致[15]。這意味著當(dāng)有其他工作崗位薪資更高或者工作壓力更小時(shí)，護(hù)士更容易產(chǎn)生離職的意愿。這也提示醫(yī)院在管理過(guò)程中不僅要合理安排護(hù)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(diào)整本單位的人力資源管理方式和政策，防止護(hù)理人才流失，保證衛(wèi)生護(hù)理隊(duì)伍的穩(wěn)定。

3.2 不同年齡護(hù)士的離職意愿存在差異

不同年齡護(hù)士的離職意愿得分差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。結(jié)果中31-40歲組護(hù)士離職意愿最高，這可能是由于31-40歲的護(hù)士正處于青壯年時(shí)期，承擔(dān)著家庭、子女、父母三方面的責(zé)任，同時(shí)這一年齡段的護(hù)士還有著職稱晉級(jí)的壓力，因此更容易對(duì)有利于未來(lái)職業(yè)發(fā)展或薪資水平更高的崗位產(chǎn)生興趣。而30歲以下的護(hù)士多處于事業(yè)的開端，需要積累工作經(jīng)驗(yàn)，且大多還沒有贍養(yǎng)老人的壓力，總體來(lái)說(shuō)壓力較小。40歲以上的護(hù)士多處于事業(yè)穩(wěn)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(shí)選擇離職對(duì)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(duì)較低。

3.3 護(hù)士心理資本通過(guò)職業(yè)認(rèn)同、組織承諾對(duì)離職意愿產(chǎn)生影響

有一些研究中提到心理資本對(duì)離職意愿有直接作用[16-17]，但在本研究的結(jié)構(gòu)方程模型的路徑分析結(jié)果中護(hù)士心理資本對(duì)離職意愿的直接關(guān)系這一假設(shè)不成立。更多的研究則顯示心理資本通過(guò)中介變量對(duì)離職意愿產(chǎn)生直接和間接的影響[18]。這可能是由于在假設(shè)模型中來(lái)自組織的各項(xiàng)非個(gè)人特質(zhì)的影響因素對(duì)護(hù)士離職意愿的影響更加明顯。該結(jié)果提示醫(yī)院管理者應(yīng)關(guān)注護(hù)士的心理狀態(tài)，及時(shí)調(diào)節(jié)心理資本中的希望、韌性、樂(lè)觀和自我效能4個(gè)維度；應(yīng)加強(qiáng)對(duì)護(hù)士物質(zhì)和精神上的獎(jiǎng)勵(lì)機(jī)制建設(shè)，進(jìn)而提升護(hù)士的職業(yè)認(rèn)同感；關(guān)懷護(hù)士的個(gè)人生活困難和職業(yè)發(fā)展問(wèn)題，提高護(hù)士的組織歸屬感及組織承諾水平[13]。以降低護(hù)士離職意愿，避免護(hù)理隊(duì)伍人力資源的損失。