道德困境對(duì)急診科護(hù)士創(chuàng)造力的影響與機(jī)制探索

王英 蔡國容 羅琳 黃冰梅 鄭睿 周明建

道德困境是護(hù)士因內(nèi)部或外部各種原因無法將自認(rèn)為正確的行為付諸行動(dòng)而產(chǎn)生的痛苦感受[1]。護(hù)理工作的開展需要兼顧多種復(fù)雜關(guān)系，護(hù)士常在各方協(xié)調(diào)中遭遇道德困境，無法按照自身價(jià)值導(dǎo)向或心理意愿開展工作，如無法為被親屬放棄的患者提供治療、因無意義的搶救活動(dòng)增加患者痛苦等[2]。有學(xué)者[3]認(rèn)為，過去3 年的新冠疫情使得醫(yī)護(hù)經(jīng)歷了更多的道德困境。這種痛苦感受與經(jīng)歷會(huì)漸漸成為道德創(chuàng)傷，對(duì)醫(yī)護(hù)人員產(chǎn)生負(fù)面影響。因此，探究道德困境對(duì)護(hù)理人員產(chǎn)生的負(fù)面影響及其影響機(jī)制具有重要意義。

已有研究顯示，道德困境會(huì)使護(hù)士產(chǎn)生職業(yè)倦怠[4]和同情心疲勞[5]，導(dǎo)致工作投入[6]、滿意度[7]和職業(yè)認(rèn)同感[8]的下降。從既有文獻(xiàn)來看，由于道德困境直接給護(hù)士帶來心理上的痛苦與失衡，因此學(xué)者主要探索它對(duì)工作態(tài)度的消極影響，較少探究它對(duì)工作行為或工作結(jié)果的影響。

員工的創(chuàng)造力是指產(chǎn)生新穎且實(shí)用的想法，代表了員工在工作中不斷創(chuàng)新方法、解決問題的過程[9]，這一過程往往需要大量的個(gè)人資源投入。道德困境的出現(xiàn)導(dǎo)致護(hù)士情緒資源出現(xiàn)損耗，將關(guān)注點(diǎn)放在保護(hù)自己免受道德困境的困擾上，而非創(chuàng)造新方法、解決新問題。基于此，本研究期望考察道德困境對(duì)護(hù)士的創(chuàng)造力的負(fù)向影響。

深層扮演是指員工通過內(nèi)在思考來改變其內(nèi)心的情緒體驗(yàn)，使得情緒體驗(yàn)與要求表現(xiàn)的情緒行為相符合的一種方式[10]。而表層扮演的員工僅僅通過外在形式表現(xiàn)出相關(guān)情緒。已有研究認(rèn)為，深層扮演能夠促進(jìn)員工產(chǎn)生積極結(jié)果，如個(gè)人成就感、工作績效等[11]。情緒勞動(dòng)模型認(rèn)為，個(gè)體在情緒事件發(fā)生時(shí)會(huì)產(chǎn)生情緒勞動(dòng)，隨后會(huì)對(duì)個(gè)人態(tài)度或行為產(chǎn)生影響[12]?；诖四Ｐ?，本研究引入深層扮演這一中介變量。

自我監(jiān)控水平較高的個(gè)體更加關(guān)注社會(huì)行為的人際適宜性，擅于將他人的表情作為自身行為的線索指南[13]。本研究引入自我監(jiān)控作為調(diào)節(jié)變量，探究這一個(gè)體特質(zhì)在道德困境負(fù)面影響中的緩沖作用。自我監(jiān)控水平更高的護(hù)士能夠在面對(duì)道德困境時(shí)找到合適的行為反應(yīng)降低自身的沖突感，尋找消極事件中的線索并進(jìn)行內(nèi)在思考，使得個(gè)人情緒體驗(yàn)與社會(huì)規(guī)則相一致。

綜合以上分析，本文將探索道德困境對(duì)急診科護(hù)士創(chuàng)造力這一結(jié)果變量的影響機(jī)制，并引入深層扮演這一中介變量及自我監(jiān)控這一調(diào)節(jié)變量，以期為引導(dǎo)急診科護(hù)士創(chuàng)造力的提升提供理論和實(shí)踐建議。研究模型見圖1。

圖1 研究模型

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象與數(shù)據(jù)采集過程

2022 年8 月初對(duì)4 家公立醫(yī)院的急診科護(hù)士長和急診科全體護(hù)士發(fā)出問卷調(diào)研邀請(qǐng)。調(diào)查問卷通過問卷星系統(tǒng)設(shè)計(jì)和推送。在推送問卷之前，將設(shè)計(jì)好的問卷推送給護(hù)士長進(jìn)行測(cè)試，并通過了護(hù)理部的科研倫理審查。為了避免數(shù)據(jù)的同源誤差，將問卷調(diào)查分為3 個(gè)階段。2022 年8 月中旬推送了第1 輪問卷，采集了護(hù)士的一般資料（年齡、學(xué)歷、工齡等），此輪一共獲得253 份有效問卷。8 月底推送了第2 輪問卷，測(cè)量了自變量（道德困境）和調(diào)節(jié)變量（自我監(jiān)控），此輪一共獲得252 份有效問卷。1 個(gè)月后推送了第3 輪問卷，測(cè)量了中介變量（深層扮演）和因變量（創(chuàng)造力），此輪一共獲得237 份有效問卷。為了保證匿名和保密，在每輪問卷中均讓護(hù)士報(bào)告了自己的手機(jī)號(hào)后8 位作為每名護(hù)士的唯一身份代碼。通過此代碼將前后3 輪的數(shù)據(jù)進(jìn)行了匹配，最終獲得194 名護(hù)士的有效問卷，分別占3輪有效問卷量的76.7%、77.0%和81.9%。問卷中采用的量表均為國內(nèi)外成熟量表，且在中國本土情境或護(hù)理領(lǐng)域其信效度均已得到驗(yàn)證。納入標(biāo)準(zhǔn)：①知情同意；②持有護(hù)士職業(yè)資格證書并在本護(hù)理團(tuán)隊(duì)工作時(shí)間≥1 年。排除標(biāo)準(zhǔn)：①請(qǐng)假護(hù)士；②規(guī)培護(hù)士；③實(shí)習(xí)護(hù)士；④返聘護(hù)士。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表

研究者自行設(shè)計(jì)，調(diào)查內(nèi)容：性別、年齡、婚姻狀況、教育背景、工作年限、在本團(tuán)隊(duì)工作年限等。

1.2.2 道德困境量表（Moral Distress Scale, MDS）

本研究采用Corley 等[14]開發(fā)，孫霞等[15]修訂的22 條目中文版量表對(duì)道德困境進(jìn)行測(cè)量。該中文版道德困境量表目前廣泛運(yùn)用于護(hù)理領(lǐng)域[16]，具有較好的漢化程度，共包含個(gè)體責(zé)任、維護(hù)患者最大利益、價(jià)值沖突和損害患者利益4 個(gè)維度，可有效測(cè)量當(dāng)今護(hù)士所遭遇的道德困境。量表題目如“目睹醫(yī)務(wù)人員為患者提供‘虛假的希望’”“即使我認(rèn)為那并不能最大限度地維護(hù)患者的利益，仍遵照家屬意愿為患者提供生命支持治療”“即使知道結(jié)果僅僅是延長生存時(shí)間，我仍然為患者實(shí)施挽救生命的治療措施”。量表采用Likert 7 點(diǎn)計(jì)分法，從“非常不同意”到“非常同意”分別計(jì)1 ～ 7 分，條目均分為3.5 分，量表總分22 ～ 154 分。得分越高說明護(hù)士道德困境程度越高。本量表在護(hù)理領(lǐng)域已得到驗(yàn)證，具有良好的信度和效度。在本研究中，該量表的Cronbach' s α 系數(shù)為0.961。

1.2.3 深層扮演量表（Deep Acting Scale, DAS）

本研究采用Grandey[17]編制的量表對(duì)深層扮演進(jìn)行測(cè)量，此量表在國內(nèi)研究中被廣泛使用[18]。該量表共包含7 個(gè)條目，典型題目如“我努力調(diào)整自己的情緒，用最切當(dāng)?shù)姆绞皆诨颊?家屬面前表現(xiàn)出來”“在向患者/家屬表現(xiàn)某種情緒前，我會(huì)努力去感受這種情緒”“我竭盡全力體會(huì)我需要向患者/家屬展現(xiàn)的情緒”等。量表采用Likert 7 點(diǎn)計(jì)分法，從“非常不同意”到“非常同意”分別計(jì)1 ～ 7 分，條目均分為3.5 分，量表總分7 ～ 49 分，得分越高說明深層扮演的水平越高。在本研究中，該量表的Cronbach' s α 系數(shù)為0.928。

1.2.4 員工創(chuàng)造力量表(Employee Creativity Scale,ECS)

本研究采用Farmer 等[19]編制的4 題項(xiàng)量表對(duì)創(chuàng)造力進(jìn)行測(cè)量，該量表被廣泛運(yùn)用于中國情境中進(jìn)行研究[20]。量表典型題目如“我不斷嘗試新的想法或工作方法”“我不斷尋求解決問題的新思路或新方法”等。量表采用Likert 7 點(diǎn)計(jì)分法，從“非常不同意”到“非常同意”分別計(jì)1 ～ 7 分，條目均分為3.5分，量表總分4 ～ 28 分，得分越高說明護(hù)士的創(chuàng)造力水平越高。在本研究中，該量表的Cronbach' s α 系數(shù)為0.965。

1.2.5 自我監(jiān)控量表(Self-Monitoring Scale, SMS)

本研究采用de Jong 等[21]編制的5 題項(xiàng)量表對(duì)自我監(jiān)控進(jìn)行測(cè)量，該量表曾被用于研究我國工作團(tuán)隊(duì)中員工的自我監(jiān)控[22]。量表典型題目如“我時(shí)常檢查自己是否履行了對(duì)團(tuán)隊(duì)的義務(wù)”“我時(shí)常檢查自己是否按時(shí)完成工作”等。量表采用Likert 7 點(diǎn)計(jì)分法，從“非常不同意”到“非常同意”分別計(jì)1 ～7 分，條目均分為3.5 分，量表總分5 ～ 35 分，得分越高說明護(hù)士自我監(jiān)控水平越高。在本研究中，該量表的Cronbach' s α 系數(shù)為0.983。

1.2.6 控制變量

考慮到護(hù)士性別、年齡、教育背景可能會(huì)影響到員工的創(chuàng)造力水平，因此，本研究將上述3 個(gè)變量作為控制變量。例如蔡娟等[23]的研究結(jié)果表明，不同性別青年學(xué)生在創(chuàng)造性人格傾向上具有顯著差異，不同學(xué)歷的青年學(xué)生在創(chuàng)造力表現(xiàn)上顯著不同。劉法利等[24]的研究結(jié)果也顯示，不同年齡、教育背景的基層醫(yī)院護(hù)士的創(chuàng)造力具有顯著差異。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

利用SPSS 26.0 進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和統(tǒng)計(jì)分析。采用頻數(shù)和百分比對(duì)人口學(xué)資料進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，采用Pearson相關(guān)系數(shù)對(duì)核心變量之間的相關(guān)性進(jìn)行描述。使用逐步回歸方法和Bootstrap 抽樣檢驗(yàn)法檢驗(yàn)中介效應(yīng)，采用PROCESS 插件中的Model 1 進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)，所有檢驗(yàn)以P＜0.05 為差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 一般資料

在構(gòu)成有效樣本的194 人中：男性35 人，占比18.0%，女性159 人，占比82.0%；年齡最小21歲，最大57 歲，平均年齡為（30.56±7.16）歲；高中及以下學(xué)歷1 人，占比0.5%，大專學(xué)歷43 人，占比22.2%，本科學(xué)歷150 人，占比77.3%；工作年限最短為1 年，最長為39 年，平均工作年限為（8.61±7.21）年；在本護(hù)理團(tuán)隊(duì)工作年限最短為1年，最長為16 年，平均為（4.22±3.91）年。具體情況見表1。

表1 有效樣本的基本情況統(tǒng)計(jì)（n=194）

2.2 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析結(jié)果見表2。研究表明，道德困境條目均分為（3.55±0.90）分，與得分中間值3.5 分相比，處于中等的水平。深層扮演條目均分為（4.70±0.80）分，自我監(jiān)控條目均分為（5.06±0.91），創(chuàng)造力條目均分為（4.66±0.90）分，均處于中等偏上水平。此外，道德困境與深層扮演、自我監(jiān)控、創(chuàng)造力均呈負(fù)相關(guān)（r= -0.156,P< 0.05;r= -0.318,P< 0.001;r= -0.203,P< 0.01），深層扮演與創(chuàng)造力呈顯著正相關(guān)（r= 0.807,P< 0.001）。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析結(jié)果（n=194）

2.3 深層扮演在道德困境與創(chuàng)造力之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

使用逐步回歸分析法和Bootstrap 抽樣檢驗(yàn)法檢驗(yàn)深層扮演的中介效應(yīng)，在控制性別、年齡和教育背景的情況下，以道德困境為自變量（X），以創(chuàng)造力為因變量（Y），以深層扮演為中介變量（M），分析深層扮演在道德困境與創(chuàng)造力之間的中介效應(yīng)，見表3。結(jié)果表明：道德困境對(duì)深層扮演有負(fù)向影響（β= -0.142,P< 0.05）；道德困境對(duì)創(chuàng)造力有負(fù)向影響（β= -0.212,P< 0.01），在加入深層扮演這個(gè)中介變量后，道德困境對(duì)創(chuàng)造力的影響仍然顯著但效果減?。é? -0.088,P< 0.05)，且深層扮演顯著正向影響創(chuàng)造力（β= 0.868,P< 0.001)。通過計(jì)算道德困境對(duì)深層扮演回歸系數(shù)與深層扮演對(duì)創(chuàng)造力回歸系數(shù)的乘積可得到深層扮演的中介效應(yīng)值為-0.123，中介效應(yīng)值與道德困境對(duì)創(chuàng)造力總效應(yīng)值-0.212 的比值為0.580 2，因此，深層扮演在道德困境與創(chuàng)造力之間起部分中介作用，占總效應(yīng)的58.02%。

表3 深層扮演中介效應(yīng)回歸分析結(jié)果（n=194）

進(jìn)一步通過Bootstrap 抽樣檢驗(yàn)方法來驗(yàn)證中介變量間接效應(yīng)的顯著性，見表4。結(jié)果表明，道德困境通過深層扮演影響護(hù)士創(chuàng)造力的間接效應(yīng)顯著，間接效應(yīng)值為-0.124，在重復(fù)值為5 000 的情況下95%置信區(qū)間為[-0.277, -0.043]，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的58.49%。

表4 總效應(yīng)、直接效應(yīng)與間接效應(yīng)分解

逐步回歸分析法與Bootstrap 抽樣檢驗(yàn)法結(jié)果均支持深層扮演在道德困境與創(chuàng)造力之間起部分中介作用的假設(shè)。

2.4 自我監(jiān)控在道德困境與深層扮演之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

在進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)前，先對(duì)所有變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。隨后，在控制護(hù)士性別、年齡及教育背景的情況下，利用SPSS 中的PROCESS 插件進(jìn)行運(yùn)算，選擇Model 1 檢驗(yàn)自我監(jiān)控對(duì)中介效應(yīng)前半段即自變量道德困境與中介變量深層扮演關(guān)系間的調(diào)節(jié)作用，見表5。結(jié)果表明，道德困境和自我監(jiān)控的交互項(xiàng)可顯著預(yù)測(cè)深層扮演（β= 0.089,P< 0.05）。因此，自我監(jiān)控對(duì)中介效應(yīng)的前半段存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。為了更清楚地解釋道德困境與自我監(jiān)控交互項(xiàng)的實(shí)質(zhì)，本研究將自我監(jiān)控按均值為界分為高、低2 組進(jìn)行分析。簡單斜率分析表明，當(dāng)自我監(jiān)控較高時(shí)，道德困境對(duì)深層扮演的正向影響不顯著（βsimple= 0.059,P> 0.05）；而當(dāng)自我監(jiān)控較低時(shí)，道德困境對(duì)深層扮演存在顯著的負(fù)向影響（βsimple= -0.063,P< 0.05），調(diào)節(jié)效應(yīng)見圖2。

圖2 自我監(jiān)控對(duì)道德困境與深層扮演的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表5 自我監(jiān)控調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸分析結(jié)果（n=194）

3 討論

3.1 道德困境、深層扮演、自我監(jiān)控和創(chuàng)造力現(xiàn)狀分析

在本研究中，護(hù)士所經(jīng)歷的道德困境得分為（3.55±0.90）分，處于中等水平。在相關(guān)研究中，謝敏葉等[25]以我國溫州市6 所醫(yī)院一般護(hù)士作為調(diào)查對(duì)象進(jìn)行道德困境的調(diào)查，其調(diào)查結(jié)果顯示，醫(yī)護(hù)道德困境得分處于中等偏下水平。本研究結(jié)果相較于這一研究結(jié)果均分更高，其中可能是因?yàn)橄啾扔谝话阕o(hù)士，急診科護(hù)士承擔(dān)了繁重的工作任務(wù)，同時(shí)更容易遇上突發(fā)狀況與緊急醫(yī)療救助，需要在短時(shí)間內(nèi)做出醫(yī)療決策，因此感受到了更高程度的道德困境。

護(hù)士深層扮演條目均分為（4.70±0.80）分，與李璐柳等[26]的研究結(jié)果相似，處于較高水平。這說明護(hù)士會(huì)通過自我說服等手段調(diào)整內(nèi)心感受，以獲得情緒體驗(yàn)與情緒表達(dá)的平衡[11]，而非僅僅通過表情、姿勢(shì)等表層手段。

蔡美容等[27]研究發(fā)現(xiàn)，急診科護(hù)士自我監(jiān)控水平較高，在本研究中，自我監(jiān)控均分為（5.06±0.91）分，同樣處于較高水平。這說明護(hù)士會(huì)關(guān)注自身行為的社會(huì)適宜性，并控制管理自我行為的呈現(xiàn)[28]。

護(hù)士創(chuàng)造力得分為（4.66±0.90）分，與中位數(shù)3.5 分相比，處于中等偏上水平，與前人研究結(jié)果相似[24]，表明當(dāng)前護(hù)士能夠在護(hù)理實(shí)踐中提出新觀點(diǎn)和新方法，但其創(chuàng)造力仍可繼續(xù)提升。

3.2 深層扮演的中介作用

深層扮演是情緒勞動(dòng)的一種策略，是指個(gè)體通過內(nèi)在思考來改變其內(nèi)心的情緒體驗(yàn)，以使情緒體驗(yàn)與要求表現(xiàn)的情緒行為相符合[10]。已有研究表明，深層扮演促使護(hù)士產(chǎn)生更多的關(guān)懷行為[29]，具有更高的工作滿意度[30]。在本研究中，深層扮演在道德困境與護(hù)士創(chuàng)造力之間起部分中介作用。這表明，一方面道德困境可以直接削弱護(hù)士創(chuàng)造力。道德困境產(chǎn)生于護(hù)士個(gè)體價(jià)值觀與實(shí)際醫(yī)療行為的沖突，護(hù)士知道應(yīng)該采取正確行為但由于職業(yè)價(jià)值等原因無法作為。這不僅使護(hù)士陷于行動(dòng)受限，也給其帶來了巨大的心理痛苦，這種心理狀態(tài)與現(xiàn)實(shí)環(huán)境不利于護(hù)士創(chuàng)造力的提升。另一方面，道德困境還可以通過深層扮演間接影響護(hù)士創(chuàng)造力。經(jīng)歷道德困境意味著護(hù)士正處于情緒體驗(yàn)與情緒行為的失衡狀態(tài)，這一負(fù)向的情緒體驗(yàn)會(huì)降低護(hù)士的職業(yè)承諾與工作滿意度，導(dǎo)致其不愿花費(fèi)更多時(shí)間與精力思考這一情緒行為的意義，而是任由沖突存在或僅做表層扮演應(yīng)付工作。深層扮演的減少意味著護(hù)士呈現(xiàn)出較為消極的工作狀態(tài)，不愿意進(jìn)行相關(guān)行為的內(nèi)在思考，也更少地與領(lǐng)導(dǎo)和同事交流，不利于創(chuàng)造力的提升。這與杜鵬程等[31]的研究結(jié)果一致，深層扮演作為一種環(huán)境刺激與行為反應(yīng)之間的心理過程，中介了環(huán)境對(duì)個(gè)體行為的影響過程，而深層扮演的減少抑制了積極工作行為的出現(xiàn)，不利于創(chuàng)造力的提升。在護(hù)理管理領(lǐng)域，盡管暫無學(xué)者研究深層扮演對(duì)創(chuàng)造力的影響效果，但相關(guān)研究表明，深層扮演對(duì)積極工作行為具有正向作用，如工作投入的減少會(huì)削弱積極工作行為的產(chǎn)生[32]。所以，護(hù)理管理者在護(hù)理實(shí)踐中要關(guān)注道德困境帶來的負(fù)向影響。當(dāng)?shù)赖吕Ь吵霈F(xiàn)時(shí)，應(yīng)通過研討會(huì)等方式引導(dǎo)護(hù)士對(duì)道德困境進(jìn)行深層思考，從而使護(hù)士能夠避免情緒耗竭，保持正常積極的工作狀態(tài)及創(chuàng)造力水平。

3.3 自我監(jiān)控的調(diào)節(jié)作用

本研究表明，護(hù)士的自我監(jiān)控在道德困境與深層扮演的負(fù)向關(guān)系之間起正向調(diào)節(jié)的作用。具體來說，當(dāng)護(hù)士的自我監(jiān)控水平較低時(shí)，道德困境對(duì)深層扮演的負(fù)向影響較大；當(dāng)護(hù)士的自我監(jiān)控水平較高時(shí)，道德困境對(duì)深層扮演無顯著影響。結(jié)合圖2，分析其中的原因：高自我監(jiān)控的護(hù)士會(huì)思考行為是否具有社會(huì)適應(yīng)性，同時(shí)能夠以此為標(biāo)準(zhǔn)監(jiān)督控制自身行為，因此能夠付出更多努力來追求內(nèi)心情緒體驗(yàn)與外在情緒表達(dá)的平衡，其深層扮演普遍高于低自我監(jiān)控的護(hù)士，因此，實(shí)線在虛線之上。同時(shí)，自我監(jiān)控水平較低的護(hù)士對(duì)社會(huì)行為適應(yīng)性關(guān)注度較低，對(duì)情境線索不敏感，又對(duì)自身行為的管理控制能力不足，在面臨道德困境時(shí)無法讓自己主動(dòng)適應(yīng)工作所要求的情緒表達(dá)，最終導(dǎo)致較低的深層扮演水平。而自我監(jiān)控水平較高的護(hù)士能夠反其道而行之，在面對(duì)道德困境時(shí)選擇用深層扮演策略來降低自身的沖突感，理解道德困境中工作行為的合理性，改變內(nèi)在情緒，達(dá)到心理上的平衡，因此其深層扮演水平不但不會(huì)降低，還有可能有所提升。已有研究結(jié)果表明，自我監(jiān)控水平高的護(hù)士，其主觀幸福感更高[33]，職業(yè)壓力水平更低[34]，這與本研究影響效果類似。自我監(jiān)控水平高的護(hù)士可以靈活地監(jiān)控自己的行為，從而消解道德困境的壓力，具有更高滿意度，獲得情緒感知和情緒表達(dá)的平衡，因此，不會(huì)導(dǎo)致深層扮演水平受到道德困境的消極影響。綜合以上分析，當(dāng)?shù)赖吕Ь呈录l(fā)生后，護(hù)士長需要重視這一負(fù)向情緒事件的消極影響，同時(shí)要關(guān)注到，低自我監(jiān)控護(hù)士受到的不良影響會(huì)更大，因此在日常工作中，應(yīng)注重培養(yǎng)護(hù)士的自我控制管理能力，以應(yīng)對(duì)工作過程中隨時(shí)可能出現(xiàn)的道德困境困擾。

4 小結(jié)

本文調(diào)查了護(hù)士道德困境的現(xiàn)狀并探究了其影響效果。研究發(fā)現(xiàn)，道德困境對(duì)護(hù)士的深層扮演和創(chuàng)造力有負(fù)向影響；深層扮演在道德困境和創(chuàng)造力的負(fù)向關(guān)系之間起部分中介的作用；護(hù)士的自我監(jiān)控在道德困境和深層扮演的負(fù)向關(guān)系之間起正向調(diào)節(jié)的作用，即道德困境對(duì)低自我監(jiān)控護(hù)士的深層扮演削弱作用更大。因此，護(hù)士長在團(tuán)隊(duì)管理中需要注重減少道德困境的產(chǎn)生，關(guān)注其對(duì)護(hù)士深層扮演和創(chuàng)造力的負(fù)向影響，特別是對(duì)于自我監(jiān)控能力較弱的護(hù)士，應(yīng)該給予更多指引，同時(shí)在日常工作中應(yīng)培養(yǎng)護(hù)士的自我監(jiān)控能力，以應(yīng)對(duì)工作中可能出現(xiàn)的道德困境。