基于群組分析的組織信任在護(hù)士信任患者與工作投入間的中介效應(yīng)

盧康媛，王潔，陳玉蓓，紀(jì)雪梅，鄭智慧

（1.福建中醫(yī)藥大學(xué)護(hù)理學(xué)院，福建福州 350122；2.福建醫(yī)科大學(xué)附屬三明市第一醫(yī)院護(hù)理部，福建三明 365000；3.尤溪縣中醫(yī)醫(yī)院護(hù)理部，福建三明 365100）

工作投入是個(gè)體一種積極的認(rèn)知狀態(tài)， 能降低護(hù)士職業(yè)壓力，減少人才流失[1]。 護(hù)士對(duì)人際關(guān)系、組織資源的感知會(huì)影響其工作投入度[2-3]。 護(hù)患信任是一種良好的人際關(guān)系狀態(tài)， 穩(wěn)固的信任關(guān)系能減輕護(hù)士的工作負(fù)擔(dān)，對(duì)提高工作投入有重要意義[4]。信任是一個(gè)多層次的概念，在人際、組織層面間產(chǎn)生作用[5]。 研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)個(gè)體對(duì)人際信任的感知水平較高時(shí)， 更容易提升對(duì)組織的信任感， 并增強(qiáng)信任聯(lián)系，形成良性循環(huán)[5]。 組織信任在真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)與工作投入之間存在重要中介作用，能促進(jìn)員工融入團(tuán)隊(duì)，營(yíng)造積極的工作氛圍[6]。多群組分析（Multiple group analysis）是在假設(shè)模型分析后，進(jìn)一步探究模型在不同樣本群組下是否同時(shí)適配的一種分析方法，可用于分析不同樣本群體間的路徑關(guān)系是否具有等同性[7]。 我國(guó)分級(jí)診療制度背景下不同級(jí)別醫(yī)院的醫(yī)患信任關(guān)系存在差異[8]，但不同級(jí)別醫(yī)院間組織信任在護(hù)士信任患者、 工作投入的中介作用路徑影響尚不明確。 因此，本研究基于信任源的多層次概念，從護(hù)士視角探討信任對(duì)工作投入的影響， 并明確不同級(jí)別醫(yī)院的路徑差異， 為臨床管理者制定提升護(hù)士工作投入的有效對(duì)策提供依據(jù)。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 采用便利抽樣法，于2022 年6—10月選取福建省三明市及11 個(gè)下轄區(qū)縣（4 所三級(jí)醫(yī)院、9 所二級(jí)醫(yī)院、22 所一級(jí)醫(yī)院）共35 所醫(yī)院的臨床護(hù)士作為研究對(duì)象。 納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）獲得護(hù)士執(zhí)業(yè)資格證，并在臨床注冊(cè)的在崗護(hù)士；（2）工作年限≥1年；（3）知情同意，自愿參與本研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）院外進(jìn)修培訓(xùn)人員；（2）調(diào)查期間未在崗護(hù)士，例如病假、產(chǎn)假者等。根據(jù)樣本量計(jì)算公式N=4（UαS/δ）2，檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05，則Uα=1.96，容許誤差δ 根據(jù)文獻(xiàn)取0.5S[9]，計(jì)算樣本量約為245 例。 考慮20%的無(wú)效問(wèn)卷率， 結(jié)合多群組結(jié)構(gòu)方程模型樣本量至少200 例為宜[7]，每個(gè)級(jí)別醫(yī)院樣本量約為306 例，本研究樣本量約為918 例。最終回收調(diào)查問(wèn)卷共1 200 份。本研究已取得三明市第一醫(yī)院倫理委員會(huì)審批（明一倫（2021）71 號(hào)）。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般資料問(wèn)卷 自行編制，包括性別、年齡、文化程度、居住地、婚姻狀況、醫(yī)院等級(jí)。

1.2.2 工作投入量表 由Schaufeli 等[10]于2002 年編制，李富業(yè)等[11]于2013 年漢化修訂，用于評(píng)估公安民警的工作投入水平， 量表Cronbach α 系數(shù)為0.930。郭莉等[9]于2020 年應(yīng)用該量表調(diào)查三級(jí)甲等綜合醫(yī)院臨床護(hù)士的工作投入水平， 量表Cronbach α 系數(shù)為0.879。 該量表包括活力（3 個(gè)條目）、奉獻(xiàn)（3 個(gè)條目）和專(zhuān)注（3 個(gè)條目）3 個(gè)維度，共9 個(gè)條目。 采用Likert 7 級(jí)評(píng)分法，按從來(lái)沒(méi)有～總是分別賦值0～6 分。 總分0～54 分，得分越高，說(shuō)明受試者的工作投入度越高。 本研究中該量表的Cronbach α系數(shù)為0.938。

1.2.3 護(hù)士信任患者量表 本研究依據(jù)醫(yī)師信任患者量表[12]，由Thom 等[13]于2011 年編制，董照倫[12]于2017 年漢化翻譯， 用于評(píng)估急診科醫(yī)生信任患者的水平，量表Cronbach α 系數(shù)為0.921。 馬天嬌[14]于2020 年應(yīng)用該量表調(diào)查基層醫(yī)生、護(hù)士對(duì)患者的信任程度，量表Cronbach α 系數(shù)為0.952。 該量表包括患者角色（6 個(gè)條目）和尊重人際關(guān)系（6 個(gè)條目）2個(gè)維度，共12 個(gè)條目。 采用Likert 5 級(jí)評(píng)分法，從沒(méi)有一點(diǎn)把握～完全有把握分別賦值1～5 分?？偡?2～60 分，得分越高，說(shuō)明受試者對(duì)患者的信任水平越高。本研究采用醫(yī)師信任患者量表進(jìn)行修訂，將主語(yǔ)“醫(yī)師”替換為“護(hù)士”，量表中“治療”替換為“護(hù)理”，其它主體內(nèi)容保持一致，形成護(hù)士信任患者量表。本研究邀請(qǐng)5 位熟悉該領(lǐng)域的專(zhuān)家（1 名正高級(jí)職稱(chēng)，4 名副高級(jí)職稱(chēng)） 對(duì)修訂后的量表內(nèi)容效度進(jìn)行評(píng)價(jià)，總量表內(nèi)容效度指數(shù)（Scale-level CVI，S-CVI）為1.000。 本研究正式調(diào)查時(shí)該量表的Cronbach α系數(shù)為0.972。

1.2.4 組織信任量表 由陳景剛[15]于2006 年編制，用于評(píng)估國(guó)企員工的組織信任水平， 量表Cronbach α 系數(shù)為0.899。 黃慧敏等[16]于2021 年應(yīng)用該量表調(diào)查三級(jí)甲等醫(yī)院護(hù)士的組織信任水平， 量表Cronbach α 系數(shù)為0.936。 該量表包括醫(yī)院信任（5個(gè)條目）、領(lǐng)導(dǎo)信任（4 個(gè)條目）和同事信任（4 個(gè)條目）3 個(gè)維度，共13 個(gè)條目。采用Likert 5 級(jí)評(píng)分法，從非常不同意～非常同意分別賦值1～5 分?？偡?3～65 分，得分越高，說(shuō)明受試者對(duì)組織信任感知水平越高。 本研究中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.978。1.3 資料收集方法 本研究采用問(wèn)卷調(diào)查法，通過(guò)問(wèn)卷星編制電子問(wèn)卷（https://www.wjx.cn/vm/mBrV9TS.aspx），研究者向調(diào)查醫(yī)院的護(hù)理管理者說(shuō)明研究主要目的、意義與方法，獲得其支持后，由3 名經(jīng)過(guò)統(tǒng)一培訓(xùn)的研究者通過(guò)微信發(fā)放問(wèn)卷鏈接及二維碼至護(hù)理部負(fù)責(zé)人，由其再轉(zhuǎn)發(fā)至各科室護(hù)士工作微信群。電子問(wèn)卷采用統(tǒng)一指導(dǎo)語(yǔ)向研究對(duì)象說(shuō)明本研究的目的與內(nèi)容， 并設(shè)置知情同意題目， 研究對(duì)象點(diǎn)擊“同意”后獨(dú)立填寫(xiě)問(wèn)卷，點(diǎn)擊“不同意”則立即結(jié)束作答。本研究遵循自愿參與和保密原則，采用匿名填寫(xiě)方式，并設(shè)置所有題目為必答題，保證問(wèn)卷回收的完整性。 共回收問(wèn)卷1 200 份，剔除無(wú)效問(wèn)卷后，共1 141 份有效問(wèn)卷，有效回收率為95.08%。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 26.0 分析數(shù)據(jù)。 計(jì)數(shù)資料采用頻數(shù)、構(gòu)成比描述，計(jì)量資料不服從正態(tài)性分布采用M（P25，P75）描述。 護(hù)士信任患者、組織信任、 工作投入總分比較采用Kruskal-Wallis H 非參數(shù)檢驗(yàn)， 并進(jìn)行Bonferroni 校正法兩兩比較。 采用Spearman 相關(guān)分析檢驗(yàn)研究對(duì)象的護(hù)士信任患者、組織信任、工作投入的相關(guān)性；采用AMOS 26.0 構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型和路徑分析，使用校正偏差Bootstrap 法對(duì)組織信任的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)，抽樣次數(shù)選取5 000次，95%置信區(qū)間（95%CI）檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性。 并用多群組結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)一步分析不同級(jí)別醫(yī)院模型各路徑的作用關(guān)系。 檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 1 141 名臨床護(hù)士， 年齡19～59（33.44±7.65）歲，多為女性，1132 名（99.2%）；文化程度以大專(zhuān)居多，863 名（75.6%）；多與家人同住，999名（87.6%）；已婚居多，876 名（76.8%）；工作醫(yī)院等級(jí)：三級(jí)醫(yī)院376 名（33.0%），二級(jí)醫(yī)院313 名（27.4%），一級(jí)醫(yī)院452 名（39.6%）。

2.2 不同級(jí)別醫(yī)院護(hù)士信任患者、組織信任和工作投入得分比較 Kruskal-Wallis H 非參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，護(hù)士信任患者、組織信任、工作投入總分在不同級(jí)別醫(yī)院差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義 （均P＜0.001），見(jiàn)表1。 采用Bonferroni 校正法進(jìn)一步兩兩比較，結(jié)果顯示，一級(jí)醫(yī)院護(hù)士的工作投入、護(hù)士信任患者及組織信任總分均低于二級(jí)、三級(jí)醫(yī)院（P＜0.001）；二級(jí)醫(yī)院的護(hù)士信任患者、組織信任、工作投入總分與三級(jí)醫(yī)院比較，差異均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05）。

表1 不同級(jí)別醫(yī)院的護(hù)士信任患者、組織信任和工作投入得分比較[n=1 141，M（P25，P75），分]

2.3 不同級(jí)別醫(yī)院的護(hù)士信任患者、組織信任和工作投入的相關(guān)性分析 Spearman 相關(guān)性分析結(jié)果顯示， 本組總體護(hù)士的工作投入總分與護(hù)士信任患者、 組織信任總分呈正相關(guān) （r=0.536、0.613，均P＜0.001），組織信任總分與護(hù)士信任患者總分呈正相關(guān)（r=0.719，P＜0.001）。

三級(jí)醫(yī)院護(hù)士的工作投入總分與護(hù)士信任患者、組織信任總分呈正相關(guān)（r=0.495、0.574，均P＜0.001），組織信任總分與護(hù)士信任患者總分呈正相關(guān)（r=0.707，P＜0.001）。 二級(jí)醫(yī)院護(hù)士的工作投入總分與護(hù)士信任患者、組織信任總分呈正相關(guān)（r=0.519、0.596，均P＜0.001）， 組織信任總分與護(hù)士信任患者總分呈正相關(guān)（r=0.748，P＜0.001）。一級(jí)醫(yī)院護(hù)士的工作投入總分與護(hù)士信任患者、組織信任總分呈正相關(guān)（r=0.506、0.553，均P＜0.001），組織信任總分與護(hù)士信任患者總分呈正相關(guān)（r=0.663，P＜0.001）。

2.4 組織信任在總體護(hù)士信任患者與工作投入的中介效應(yīng) 采用Harman 單因素檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，共提取出9 個(gè)特征值＞1 的因子，第1 個(gè)因子的解釋率為39.80%，低于40%臨界值[17]，表明本研究數(shù)據(jù)無(wú)共同方法偏差。

采用AMOS 26.0，以組織信任為中介變量、護(hù)士信任患者為自變量、 工作投入為因變量構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，采用極大似然法對(duì)模型進(jìn)行擬合。根據(jù)模型修正指數(shù)對(duì)初始模型修正后，模型具體擬合指標(biāo)為：卡方值/自由度 （CMIN/DF，χ2/df）=3.836， 適配指數(shù)（Goodness Fit Index，GFI）=0.987， 比較擬合指數(shù)（Comparative Fit Index，CFI）=0.995， 修正擬合優(yōu)度指數(shù)（Adjusted Goodness of Fit Index，AGFI）=0.971，規(guī)范擬合指數(shù)（Normed Fit Index，NFI）=0.994，漸進(jìn)殘差均方和平方根 （Root Mean Square Error of Approximation，RMSEA）=0.050， 提示中介模型適配度良好[18]，見(jiàn)圖1。模型顯示，護(hù)士信任患者對(duì)工作投入有直接正向預(yù)測(cè)作用（β=0.247，P＜0.001），護(hù)士信任患者對(duì)組織信任有直接正向預(yù)測(cè)作用 （β=0.728，P＜0.001）， 組織信任對(duì)工作投入具有直接正向預(yù)測(cè)作用（β=0.437，P＜0.001），組織信任在護(hù)士信任患者與工作投入有部分中介作用， 中介效應(yīng)值為0.728×0.437=0.318，占總效應(yīng)的56.28%，各路徑的效應(yīng)值見(jiàn)表2。

圖1 護(hù)士信任患者、組織信任與工作投入的結(jié)構(gòu)方程模型

表2 本組護(hù)士組織信任在護(hù)士信任患者和工作投入的中介分析（標(biāo)準(zhǔn)化）

2.5 不同級(jí)別醫(yī)院的護(hù)士信任患者、組織信任與工作投入路徑關(guān)系的多群組比較分析 為進(jìn)一步比較模型在不同護(hù)士群體中的差異，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程多群組分析，探討不同級(jí)別醫(yī)院的護(hù)士信任患者、組織信任及工作投入之間的變量聯(lián)系。本研究總體樣本模型為基準(zhǔn)模型，未設(shè)定限制參數(shù)，限定模型設(shè)定為不同群組間的結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)相等。多群組分析結(jié)果顯示，模型均適配度良好：（1）基準(zhǔn)模型：χ2/df=2.494，CFI=0.993，RMSEA=0.036；（2）限定模型：χ2/df=3.809，CFI=0.982，RMSEA=0.050。 將基準(zhǔn)模型與限定模型進(jìn)行差異性分析，結(jié)果顯示：卡方值差異量（△χ2）=124.049，自由度差異量（△df）=16，P＜0.001，說(shuō)明醫(yī)院等級(jí)差異對(duì)模型有影響。多群組分析顯示，路徑護(hù)士信任患者→組織信任、組織信任→工作投入、護(hù)士信任患者→工作投入在不同級(jí)別醫(yī)院中均存在統(tǒng)計(jì)學(xué)差異，具體路徑圖及路徑系數(shù)值見(jiàn)表3。

表3 不同級(jí)別醫(yī)院護(hù)士信任患者、組織信任與工作投入的模型路徑分析（標(biāo)準(zhǔn)化）

3 討論

3.1 護(hù)士信任患者、組織信任及工作投入總分均處于中等偏上水平 本研究結(jié)果顯示， 本組總體護(hù)士信任患者總分為48.00（38.00，53.00）分，與量表總分中間值30.00 分比較，處于中等偏上水平，高于董照倫[12]對(duì)醫(yī)務(wù)人員信任的研究結(jié)果。 可能與研究對(duì)象不同有關(guān)。 臨床護(hù)士在日常工作中與患者的接觸頻次更高、時(shí)間更長(zhǎng)，更容易與患者形成信任關(guān)系，建立良好氛圍， 促進(jìn)護(hù)患關(guān)系和諧發(fā)展。 組間比較顯示，一級(jí)醫(yī)院護(hù)士的信任患者總分低于二級(jí)、三級(jí)醫(yī)院，可能是二級(jí)、三級(jí)醫(yī)院的整體醫(yī)療資源配置較一級(jí)醫(yī)院更為充足，能為患者提供更好的診療服務(wù)，護(hù)士更容易與患者建立融洽的信任聯(lián)系。

本研究結(jié)果顯示， 本組總體護(hù)士的組織信任總分為52.00（52.00，64.00）分，與量表總分中間值32.50分比較，處于中等偏上水平，與黃慧敏等[16]的研究結(jié)果相似?？赡苁亲o(hù)士在工作中常需要團(tuán)隊(duì)相互協(xié)作，以提升醫(yī)療資源的有效傳遞，實(shí)現(xiàn)護(hù)理目標(biāo)?；ブ墓ぷ魈匦阅茉黾幼o(hù)士的團(tuán)結(jié)度， 有利于提升護(hù)士對(duì)護(hù)理組織和醫(yī)療團(tuán)隊(duì)的信任感知。組間比較顯示，一級(jí)醫(yī)院護(hù)士的組織信任總分低于二級(jí)、三級(jí)醫(yī)院，可能是一級(jí)醫(yī)院的制度管理較為松弛， 護(hù)士對(duì)組織的歸屬感與認(rèn)同感不足， 對(duì)組織的信任感知度相對(duì)較低[8]。 二級(jí)、三級(jí)醫(yī)院在獎(jiǎng)勵(lì)政策、管理模式上較一級(jí)醫(yī)院更全面與完善，護(hù)士能獲取較好的公平感，對(duì)組織產(chǎn)生積極正面的期待，能促進(jìn)信任的情感形成。

本研究結(jié)果顯示，本組總體護(hù)士的工作投入總分為41.00（27.00，48.00）分，與量表總分中間值27.00 分相比，處于中等偏上水平。 近年來(lái)政策要求維護(hù)、保障護(hù)士合法權(quán)益，科學(xué)地健全、完善護(hù)理隊(duì)伍的激勵(lì)體制等[19]，相關(guān)制度的落實(shí)能調(diào)動(dòng)護(hù)士的工作積極性，提升工作專(zhuān)注度。 組間比較顯示，一級(jí)醫(yī)院護(hù)士的工作投入總分低于二級(jí)、三級(jí)醫(yī)院，可能是一級(jí)醫(yī)院的護(hù)士人力資源相對(duì)不足，且常承擔(dān)社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)工作，工作內(nèi)容較繁雜，對(duì)工作投入的專(zhuān)注度較不足。 三級(jí)醫(yī)院具有良好的技術(shù)資源配備與科研氛圍提供，同時(shí)二級(jí)醫(yī)院不斷與上級(jí)醫(yī)院聯(lián)動(dòng)實(shí)施資源共享、優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，二、三級(jí)醫(yī)院能應(yīng)用更高新技術(shù)專(zhuān)注于為患者提供優(yōu)質(zhì)護(hù)理、開(kāi)展臨床前沿科研研究，有助于護(hù)士感知自我的積極價(jià)值，產(chǎn)生正向的職業(yè)熱情。

3.2 護(hù)士信任患者對(duì)護(hù)士的工作投入有正向預(yù)測(cè)作用 圖1 的中介分析結(jié)果顯示，護(hù)士信任患者可以正向預(yù)測(cè)護(hù)士工作投入的變化（β=0.247，P＜0.001），即護(hù)士對(duì)患者的信任程度越高，其工作投入度越強(qiáng)。人際關(guān)系中， 信任方獲取的信任感知會(huì)潛移默化地影響日常人際交往、行為塑造。當(dāng)醫(yī)方對(duì)患者的信任存在危機(jī)，醫(yī)務(wù)人員會(huì)產(chǎn)生自我保護(hù)的應(yīng)對(duì)策略，阻礙其親社會(huì)動(dòng)機(jī)[20]。 在護(hù)理工作中，良好的信任關(guān)系可以促進(jìn)護(hù)士與患者間的有效合作， 使臨床護(hù)士在良性的互動(dòng)過(guò)程中獲得個(gè)人價(jià)值的滿(mǎn)足， 有助于其產(chǎn)生積極的工作體驗(yàn)，提高對(duì)工作的付出與投入。也有助于護(hù)士激發(fā)、分配個(gè)人資源，在護(hù)患交往中產(chǎn)生較好的自我效能感[21]，形成對(duì)自我工作的認(rèn)可，強(qiáng)化工作投入度。

3.3 組織信任在護(hù)士信任患者與工作投入之間的部分中介作用 圖1 的中介分析結(jié)果顯示，組織信任對(duì)護(hù)士的工作投入存在直接正向預(yù)測(cè)作用（β=0.437，P＜0.001）， 并在護(hù)士信任患者與護(hù)士工作投入間起部分中介作用（β=0.318，P＜0.001），中介效應(yīng)占總效應(yīng)的56.28%。 即護(hù)士組織信任水平越高，其工作投入度越強(qiáng)。 組織信任水平高的護(hù)士在工作中感知到領(lǐng)導(dǎo)的期望與認(rèn)可，完成任務(wù)的自主性強(qiáng)，有助于激發(fā)自身的工作潛能，以實(shí)現(xiàn)工作目標(biāo)。同事的信任與支持氛圍能幫助其以更積極的態(tài)度面對(duì)工作中的困難與挑戰(zhàn)，產(chǎn)生正向的工作行為[22]，提升工作投入熱情。此外，良好的信任水平能幫助護(hù)士積極分配外部資源，是提升工作投入的重要因素。當(dāng)護(hù)士感知到自己在護(hù)患關(guān)系中的重要性時(shí)， 能有效調(diào)節(jié)工作環(huán)境中的壓力，主動(dòng)與患者進(jìn)行有效溝通，主動(dòng)與同事、領(lǐng)導(dǎo)信息共享，在信任雙方的互動(dòng)與支持中，能產(chǎn)生更高的工作熱情，促進(jìn)積極行為。

3.4 護(hù)士信任患者、組織信任及工作投入的路徑關(guān)系在不同級(jí)別醫(yī)院中存在差異 多群組分析結(jié)果顯示， 二級(jí)醫(yī)院的護(hù)士信任患者對(duì)組織信任的路徑影響（B=0.771，P＜0.001）及護(hù)士信任患者對(duì)工作投入（B=0.289，P＜0.001）的路徑影響作用最高。 護(hù)患信任是一種在溝通交往中不斷發(fā)展、穩(wěn)固的動(dòng)態(tài)過(guò)程。 三級(jí)醫(yī)院的臨床護(hù)士日常護(hù)理難度更高、工作壓力更大，缺乏足夠時(shí)間與患者及時(shí)、有效地交流。 就診于一級(jí)醫(yī)院的患者病情較輕，治療周期較短，護(hù)士與患者的接觸時(shí)間有限，交流的主動(dòng)性不足[8]。 而二級(jí)醫(yī)院護(hù)士的護(hù)患溝通時(shí)間更充裕，溝通效果更佳，更容易與患者雙方形成良好的信任聯(lián)系[23]。 護(hù)士對(duì)患者的信任感與護(hù)理態(tài)度呈正相關(guān)[24]，二級(jí)醫(yī)院的護(hù)士能更好地感知良好的信任情感環(huán)境，主動(dòng)地評(píng)估、計(jì)劃和實(shí)施護(hù)理，耐心為患者提供優(yōu)質(zhì)服務(wù)。 同時(shí)，在積極的心理情境下，二級(jí)醫(yī)院的臨床護(hù)士對(duì)制度感知的敏感性更強(qiáng)，有助于形成團(tuán)隊(duì)協(xié)作意識(shí)觀念，對(duì)組織產(chǎn)生更加信任的氛圍。

多群組分析結(jié)果顯示，三級(jí)醫(yī)院的組織信任對(duì)護(hù)士工作投入的路徑影響作用最高（B=0.454，P＜0.001）。可能是一級(jí)醫(yī)院的護(hù)理管理機(jī)制尚缺乏完善， 團(tuán)隊(duì)協(xié)作能力松散， 醫(yī)院缺乏對(duì)護(hù)士工作自主性的創(chuàng)造條件。二級(jí)醫(yī)院的臨床護(hù)士職業(yè)發(fā)展競(jìng)爭(zhēng)較大，外出學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)較少，導(dǎo)致二級(jí)、基層醫(yī)院的護(hù)士在工作中動(dòng)機(jī)氛圍不足，常需耗竭自我內(nèi)在資源，產(chǎn)生不公平感、工作滿(mǎn)意度下降，從而降低自身工作熱情。 三級(jí)醫(yī)院的護(hù)理管理制度更加規(guī)范與全面， 醫(yī)院對(duì)護(hù)士的個(gè)人發(fā)展、職業(yè)提升更為重視[25]，通過(guò)鼓勵(lì)護(hù)士參與科室專(zhuān)科管理、賦予臨床自主決策等授權(quán)感知，有助于護(hù)士發(fā)揮主觀能動(dòng)性，產(chǎn)生工作旺盛感[26]，以強(qiáng)化其工作投入度。

綜上所述， 建議不同級(jí)別醫(yī)院的護(hù)理管理者應(yīng)針對(duì)性地制訂不同的措施， 三級(jí)醫(yī)院管理層應(yīng)重視護(hù)士視角下的護(hù)患信任關(guān)系， 培養(yǎng)護(hù)士臨床溝通能力， 可引用Calagary-Cambridge 指南的護(hù)患溝通技能培訓(xùn)方案[27]，提升信任認(rèn)知，幫助護(hù)士在護(hù)理中與患者進(jìn)行有效的溝通，建立信任聯(lián)系，促進(jìn)護(hù)患和諧發(fā)展。同時(shí)應(yīng)制定護(hù)患信任提升的相應(yīng)策略，開(kāi)展心理健康疏導(dǎo)，為護(hù)士提供情感支持，避免不良情緒堆積，提升護(hù)患信任度，使護(hù)士以充沛的精力完成工作任務(wù)。建議二級(jí)、一級(jí)醫(yī)院護(hù)理管理者平日應(yīng)注重與臨床護(hù)士信任關(guān)系的建立與提升， 為護(hù)士的決策自主權(quán)創(chuàng)造條件，通過(guò)授權(quán)賦能，鼓勵(lì)其在工作中發(fā)揮評(píng)判性思維，參與護(hù)理團(tuán)隊(duì)建設(shè)，構(gòu)建支持性的工作氛圍，認(rèn)可他們?cè)谧o(hù)理工作中的價(jià)值，有助于提升護(hù)士自我成就感、組織認(rèn)同感與信任感，從而產(chǎn)生積極工作行為，為醫(yī)院的發(fā)展貢獻(xiàn)力量。

4 本研究的局限性

本次研究地點(diǎn)選取三明市， 三明市作為醫(yī)療改革的先行城市， 在人才培育與學(xué)科建設(shè)等相關(guān)政策方面為護(hù)士提供良好的工作氛圍[28]，未來(lái)可考慮開(kāi)展不同城市、省份的多中心研究，以提高樣本的豐富性與可信性。其次，本研究?jī)H檢驗(yàn)組織信任的中介效應(yīng)， 未來(lái)可進(jìn)一步探討信任過(guò)程中是否存在其他中介變量。

[致謝] 感謝福建中醫(yī)藥大學(xué)吳異蘭副教授對(duì)本研究提供的統(tǒng)計(jì)方法指導(dǎo)。