自我效能感在領(lǐng)導(dǎo)支持感與護(hù)士創(chuàng)新績效之間的中介效應(yīng)

張振偉,秦寒枝,劉美玲,陳葉俊

(1.安徽醫(yī)科大學(xué) 護(hù)理學(xué)院,安徽 合肥 230032;2.中國科學(xué)技術(shù)大學(xué)附屬第一醫(yī)院 安徽省立醫(yī)院 a.護(hù)理部;b.手術(shù)室,安徽 合肥 230001;3.安徽醫(yī)科大學(xué)附屬醫(yī)院 醫(yī)院感染管理部,安徽 合肥 230022)

隨著人們對衛(wèi)生服務(wù)需求的不斷增加,特別是在健康領(lǐng)域逐漸意識到患者護(hù)理的重要性,護(hù)士的作用日益突出[1],護(hù)士創(chuàng)新受到越來越多的關(guān)注。護(hù)士創(chuàng)新行為是一個(gè)過程,包括尋求新的方法、技術(shù)或工作方式,并將這些方法應(yīng)用到實(shí)踐中,目的是促進(jìn)健康,預(yù)防疾病,提高護(hù)理質(zhì)量[2]。創(chuàng)新績效是創(chuàng)新行為在實(shí)施之后產(chǎn)生績效層面的效果[3]。領(lǐng)導(dǎo)支持感是指個(gè)體對領(lǐng)導(dǎo)重視其貢獻(xiàn)、關(guān)心其幸福程度的整體感受[4]。當(dāng)個(gè)體感知到領(lǐng)導(dǎo)支持時(shí),會直接或間接激勵其產(chǎn)生一系列內(nèi)外行為改變,從而激發(fā)個(gè)體產(chǎn)生良好的創(chuàng)新行為[5]。此外,領(lǐng)導(dǎo)支持可以降低個(gè)體的社會心理壓力,調(diào)動個(gè)體的正向情感和積極行為,從而促進(jìn)個(gè)體的自我效能感[6]。自我效能感是指個(gè)體應(yīng)對不同環(huán)境挑戰(zhàn)或面對新事物的整體自信[7]。研究表明,自我效能感對創(chuàng)新行為有著顯著的正向影響,可激發(fā)個(gè)體創(chuàng)新潛能,從而產(chǎn)生更多創(chuàng)新績效[8]。對企業(yè)員工的調(diào)查發(fā)現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)支持通過自我效能感影響創(chuàng)新績效[9]。護(hù)理領(lǐng)域鮮見相關(guān)的實(shí)證研究,因此本研究以護(hù)士為研究對象,探究自我效能感在領(lǐng)導(dǎo)支持感與護(hù)士創(chuàng)新績效之間的中介效應(yīng),為進(jìn)一步提高護(hù)士的創(chuàng)新績效水平提供參考。

1 對象與方法

1.1 對象 2022年3～4月采用便利抽樣法抽取安徽省某三級甲等綜合醫(yī)院的1 135名護(hù)士進(jìn)行調(diào)查。納入標(biāo)準(zhǔn):①注冊護(hù)士;②從事臨床護(hù)理工作1年及以上;③知情、同意參與本研究者。進(jìn)修護(hù)士和實(shí)習(xí)護(hù)生不納入本研究。根據(jù)橫斷面調(diào)查樣本量計(jì)算公式n=(μασ/δ)2,預(yù)調(diào)查的護(hù)士創(chuàng)新績效的標(biāo)準(zhǔn)差為7.71,取容許誤差δ=0.5,α=0.05,計(jì)算得出樣本量為914,考慮20%的無效樣本量,最終確定樣本量至少為1 096名,實(shí)際納入1 135名護(hù)士。

1.2 方法

1.2.1 調(diào)查工具 ①一般資料問卷,由研究者參考文獻(xiàn)自行設(shè)計(jì),包括所在科室、年齡、學(xué)歷、月收入、聘用方式等。②一般自我效能感量表(General Self-efficacy Scale,GSES),由Schwarzer[10]于1981年編制,采用王才康等[11]漢化的中文版量表調(diào)查護(hù)士的自我效能感,該問卷Cronbach α系數(shù)為0.87。該量表共有10個(gè)條目,均為Likert 4點(diǎn)量表(完全不正確至完全正確),得分越高表示個(gè)體自我效能感越強(qiáng)。本研究Cronbach α系數(shù)為0.926。③領(lǐng)導(dǎo)支持感量表(Perceived Supervisor Support Scale,PSS),由Bacharach和Bamberger[12]于2007年編制,后被魏鑫[13]驗(yàn)證,該問卷Cronbach α系數(shù)為0.965。該量表包含4個(gè)條目,由護(hù)士對感知到的領(lǐng)導(dǎo)支持感進(jìn)行評價(jià),均為Likert 7點(diǎn)量表(非常不同意至非常同意),總分4～28分。本研究Cronbach α系數(shù)為0.923。④創(chuàng)新績效量表(Innovation Performance Scale,IP),由Janssen等[14]于2000年開發(fā),本研究采用黃亮等[15]驗(yàn)證的中文版本,該量表為單一維度,共9個(gè)條目,由護(hù)士對自己的創(chuàng)新績效進(jìn)行評價(jià)。均為Likert 7點(diǎn)量表(非常不同意至非常同意),總分9～63分,得分越高表示護(hù)士創(chuàng)新績效越強(qiáng),該問卷的信效度已在國內(nèi)研究中得到證實(shí)[13,15]。本研究Cronbach α系數(shù)為0.954。

1.2.2 調(diào)查方法 采用問卷調(diào)查法,通過問卷星平臺對符合納入標(biāo)準(zhǔn)的護(hù)士發(fā)放問卷。問卷前言部分包括本研究的目的意義、匿名保證和指導(dǎo)語等,獲得調(diào)查對象知情同意后填寫問卷。從平臺導(dǎo)出問卷,根據(jù)每份填寫時(shí)間(2～20 min)剔除填寫時(shí)間過短或過長的問卷,并進(jìn)一步人工篩選和刪除存在明顯錯(cuò)誤的問卷,最終回收有效問卷1 135份。

1.2.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 應(yīng)用SPSS 26.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入與統(tǒng)計(jì)學(xué)分析。采用描述性統(tǒng)計(jì)、t檢驗(yàn)、單因素方差分析描述和比較不同人口學(xué)特征的護(hù)士創(chuàng)新績效得分;采用Pearson相關(guān)性分析分析護(hù)士自我效能感、領(lǐng)導(dǎo)支持感與創(chuàng)新績效的相關(guān)性;采用Process插件Model 4檢驗(yàn)自我效能感在領(lǐng)導(dǎo)支持感與護(hù)士創(chuàng)新績效之間的中介作用。P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 不同人口學(xué)特征的護(hù)士創(chuàng)新績效得分比較 不同科室、年齡、學(xué)歷、工作年限、職務(wù)、性別、婚姻狀況、子女?dāng)?shù)護(hù)士的創(chuàng)新績效得分比較,差異均無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05),不同聘用方式、月收入、職稱、層級護(hù)士的創(chuàng)新績效得分差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05),見表1。

表1 不同人口學(xué)特征護(hù)士創(chuàng)新績效得分比較 分

2.2 自我效能感、領(lǐng)導(dǎo)支持感與護(hù)士創(chuàng)新績效的相關(guān)性 Pearson相關(guān)分析顯示,護(hù)士創(chuàng)新績效與自我效能感及領(lǐng)導(dǎo)支持感均呈正相關(guān)(r=0.630,P<0.01;r=0.653,P<0.01),領(lǐng)導(dǎo)支持感與自我效能感呈正相關(guān)(r=0.487,P<0.01),見表2。

表2 自我效能感、領(lǐng)導(dǎo)支持與護(hù)士創(chuàng)新績效的相關(guān)性

2.3 自我效能感在領(lǐng)導(dǎo)支持感與護(hù)士創(chuàng)新績效之間的中介效應(yīng) 在相關(guān)分析的基礎(chǔ)上,采用Process插件Model 4,自變量為領(lǐng)導(dǎo)支持感,因變量為創(chuàng)新績效,中介變量為自我效能感,在控制護(hù)士聘用方式、月收入、職稱、層級的影響下對自我效能感的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。表3、4結(jié)果表明,領(lǐng)導(dǎo)支持感對護(hù)士創(chuàng)新績效具有明顯預(yù)測作用(β=0.527,t=29.011,P<0.01),引入中介變量后,領(lǐng)導(dǎo)支持感對創(chuàng)新績效的直接預(yù)測作用依然明顯(β=0.367,t=19.972,P<0.01),自我效能感的中介效應(yīng)Bootstrap 95%CI不包含0(表4),表明領(lǐng)導(dǎo)支持感不僅能夠直接預(yù)測護(hù)士創(chuàng)新績效,而且能夠通過自我效能感中介作用預(yù)測職業(yè)認(rèn)同。該直接效應(yīng)(0.367)和中介效應(yīng)(0.161)分別占總效應(yīng)(0.527)的69.6%、30.4%。

表3 自我效能感在領(lǐng)導(dǎo)支持感與護(hù)士創(chuàng)新績效之間的中介效應(yīng)

表4 自我效能感中介效應(yīng)的Bootstrap檢驗(yàn)

3 討論

本研究結(jié)果顯示,領(lǐng)導(dǎo)支持感與護(hù)士創(chuàng)新績效呈正相關(guān)(r=0.653,P<0.01),即護(hù)士感知的領(lǐng)導(dǎo)支持水平越高,其創(chuàng)新績效越高,與張藝等[5]的研究結(jié)果相似。一方面,領(lǐng)導(dǎo)支持感能有效提升護(hù)士對自我價(jià)值的評價(jià),護(hù)士為了維持積極的自我評價(jià)會更有動力創(chuàng)造性地開展工作。另一方面,領(lǐng)導(dǎo)支持感能夠營造出更開放靈活的環(huán)境,使得護(hù)士與領(lǐng)導(dǎo)間在平等和信任的基礎(chǔ)上實(shí)現(xiàn)信息互動與分享,進(jìn)而對護(hù)士創(chuàng)新績效產(chǎn)生積極影響[16]。本研究領(lǐng)導(dǎo)支持感與自我效能感呈正相關(guān)(r=0.487,P<0.01),領(lǐng)導(dǎo)支持感對自我效能感有正向促進(jìn)作用。根據(jù)社會學(xué)習(xí)理論,得到領(lǐng)導(dǎo)支持、信任和充分授權(quán)的護(hù)士更可能對自己的工作充滿信心,并從成功經(jīng)驗(yàn)中獲得更高的自我效能感[17]。本研究自我效能感與護(hù)士創(chuàng)新績效呈正相關(guān)(r=0.630,P<0.01),自我效能感對創(chuàng)新績效有積極的正向作用。自我效能水平會影響動機(jī)、面對困難時(shí)的毅力、情緒穩(wěn)定性和壓力水平[18],具有較高自我效能感的人可能會接受具有挑戰(zhàn)性的任務(wù)并設(shè)定高目標(biāo)以提高他們的工作績效和職業(yè)機(jī)會[19],從而提高創(chuàng)新績效。

本研究發(fā)現(xiàn),自我效能感在領(lǐng)導(dǎo)支持感與創(chuàng)新績效間起部分中介作用,提示領(lǐng)導(dǎo)支持感可以直接影響創(chuàng)新績效,也可通過自我效能感的中介作用來間接影響創(chuàng)新績效。社會交換理論認(rèn)為,在領(lǐng)導(dǎo)-員工交換關(guān)系中,當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)向其員工提供有價(jià)值的東西時(shí),員工不可避免地會更加熱情地回報(bào),他們在履行工作職責(zé)時(shí)會表現(xiàn)出更高的績效、創(chuàng)新和謹(jǐn)慎[20]。因此,在臨床工作中,護(hù)士感知到的領(lǐng)導(dǎo)支持水平越高,越能積極發(fā)揮主觀能動性去解決困難,有更多的機(jī)會進(jìn)行創(chuàng)造性思維,進(jìn)而表現(xiàn)出良好的創(chuàng)新績效水平。另外,根據(jù)社會認(rèn)知理論,當(dāng)護(hù)士具有高水平的自我效能感并且相信自己擁有能夠激發(fā)創(chuàng)造力的知識和技能時(shí),會更自主地接受工作中的挑戰(zhàn)并從事創(chuàng)造性的工作。當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)支持感較高時(shí),護(hù)士整體心理授權(quán)水平會增加[21],其能力、自主性和自我效能感會更強(qiáng),對自己的工作有更高的認(rèn)同感,從而增強(qiáng)工作能力,提升創(chuàng)新績效。因此,領(lǐng)導(dǎo)支持還可通過自我效能感來影響護(hù)士的創(chuàng)新績效。

綜上所述,領(lǐng)導(dǎo)支持感和自我效能感均可正向預(yù)測護(hù)士創(chuàng)新績效,領(lǐng)導(dǎo)支持感也可以通過自我效能感的中介作用間接影響創(chuàng)新績效。因此在日常臨床工作中,護(hù)理管理者需要采取適當(dāng)措施,營造良好的工作環(huán)境,為創(chuàng)新活動提供物質(zhì)支持、精神支持,并注重提升護(hù)士自我效能感,從而促進(jìn)創(chuàng)新績效的提高。本研究為橫斷面的研究,無法揭示研究變量間因果關(guān)系;采用自陳述式量表,可能會帶有被試的主觀性。因此,今后可考慮采用縱向的調(diào)查或?qū)嶒?yàn)研究進(jìn)一步探討自我效能感在領(lǐng)導(dǎo)支持感和創(chuàng)新績效之間的長期作用關(guān)系。