DOI:10.20047/j.issn1673-7210.2025.26.16
中图分类号:R473
杨洁惠, 张容, 钟运铃, 王亚娜, 刘声语
| 【作者机构】 | 广东药科大学护理学院; 广东省第二荣军优抚医院医院办公室 | 
| 【分 类 号】 | R473 | 
| 【基 金】 | 广东省卫生经济学会科研项目(2024-WJMF-01) 广东省佛山市卫生健康局医学科研课题(20250186)。 | 
护理人力资源短缺是全球医疗系统的主要问题,护士的离职是导致短缺的主要原因[1]。随着精神疾病患者的增加,精神科护士在精神卫生服务中发挥着核心作用。然而,研究表明,精神科护士的离职意愿高达70.2%[2]。离职意愿指护士有辞去工作岗位的倾向,能预测实际离职行为[3]。道德困境是护士在做出道德决策时,由于限制无法按照自己认为的道德标准行事,造成的心理痛苦[4]。精神科护士因工作环境和患者特殊性,更容易面临道德困境。已有研究发现,工作暴力、道德困境等与护士离职意愿密切相关[5-6]。但目前多聚焦于普通护士和重症监护室(intensive care unit,ICU)护士,精神科护士道德困境对离职意愿的影响国内鲜见报道。
精神科护士常面临患者情绪波动、攻击行为等问题,容易产生情绪耗竭,这是精神科护士常有的状况,与其他科护士不同[7]。情绪耗竭是长期工作压力下情感和心理资源的过度消耗,导致疲惫和精力枯竭,无法有效应对工作[8]。研究表明,道德困境作为职业压力源,会通过心理耗损机制引发情绪耗竭,情绪耗竭能正向预测离职意愿,当情绪耗竭长期累积时,心理资源持续损耗且无法有效恢复,护士便会产生离职意愿来避免资源进一步耗竭[9-10]。应对压力的关键是激活积极心理资源,道德复原力是其中之一,它是指个体在遇到道德困扰、痛苦或者挫折时,可维持或者重建心理稳定和自我完整的能力[11-12]。具有较高道德复原力的护士能够以积极态度应对工作中的道德问题[13]。资源保存理论认为,当压力威胁到个体的资源时,通常采取应对策略以保护资源[14]。对于精神科护士来说,道德困境长期消耗情感和心理资源,导致情绪耗竭和离职意愿增加。道德复原力可以帮助护士恢复职业认同和心理平衡,从而减轻离职意愿。本研究根据该理论探讨精神科护士的道德困境、情绪耗竭、道德复原力对离职意愿的影响,旨在为制订有效的管理措施提供依据,帮助稳定精神科护士队伍。
本研究于2025年2月至4月采用便利抽样法,选取广东省精神卫生中心、广东省第二荣军优抚医院、广东省第三荣军优抚医院及广州医科大学附属脑科医院的403名精神科护士。纳入标准:①持有护士执业证;②从事精神科护理工作的注册护士;③知情同意,自愿参与。排除标准:①有精神病史或意识障碍史;②调查期间不在岗(如休假、进修等)。结构方程模型要求样本量不少于200,结合Kendall样本估算法[15-16],变量数为16个,所需样本量为160~320,考虑20%失访率,样本量至少为384名。本研究已获广东省第二荣军优抚医院伦理批准(AF/SC-01/01.0-20)。
1.2.1 一般资料调查表 课题组基于有关文献自行设计,包括性别、年龄、工作年限、人均月收入、所在医院等级、婚姻状况、文化程度、职称、职务、聘用方式[17]。
1.2.2 精神科护士道德困境量表 该量表由刘晓培[18]编制,涵盖未维护患者最大利益、自主权限过低、价值冲突3个维度,共20个条目。每个条目分别评估发生频率(0~4分,0分为“从未发生”,4分为“总是发生”)与困扰程度(0~4分,0分为“无困扰”,4分为“极为严重困扰”)。采用Likert 5级评分法,总分为频率与困扰程度乘积之和,总分0~320分,分数越高表明道德困境越严重。该量表Cronbach’s α 系数为0.955。
1.2.3 情绪耗竭量表 该量表是由李超平等[19]修改的职业倦怠量表,用于测量个体的情绪资源的消耗程度。共有5个条目,采用Likert 7级评分法(0分表示“非常不符合”,6分表示“非常符合”),总分为0~30分,得分越高,情绪耗竭程度越高。量表内部一致性良好,Cronbach’s α 系数为0.937。
1.2.4 拉什顿道德复原力量表 由Heinze等于2020年编制,杨青青等进行了汉化修订[20-21]。该量表包含4个维度,共16个条目,具体包括:道德逆境应对(4个条目)、关系完整性(5个条目)、道德效能(4个条目)和个人完整性(3个条目)。使用Likert4级评分法(1~4分,1分=“不同意”,4分=“同意”),总分范围为16~64分,得分越高表明道德复原力越强。量表的Cronbach’s α系数为0.875,已获得汉化版作者授权使用。
1.2.5 离职意愿量表 由Spector等[22]于1988年研发,该量表包含1个条目,主要评估员工的离职意愿。采用Likert 5级评分法,1~5分依次表示“从不”至“极为频繁”,得分越高,表示员工的离职意图越强。量表的Cronbach’s α 系数为0.83。
通过问卷星平台发放问卷,参与者阅读并同意知情同意书后方可作答。问卷首页说明研究目的,采取匿名填写,所有题项须填写完毕方可提交,每个IP限填一次以防重复作答。本研究共发放问卷423份,两名研究人员独立核查数据,剔除无效问卷(标准:①答题时间少于3 min;②漏填或错填;③连续相同选项超80%)。最终回收有效问卷403份,有效回收率为95.3%。
采用SPSS 27.0统计学软件进行数据分析。计量资料均为非正态分布,以中位数和四分位数[M(P25,P75)]表示,比较采用曼-惠特尼检验,多组间比较采用克鲁斯卡尔-沃利斯检验。本研究采用问卷调查法获取数据,为检验共同方法偏差,进行了Harman单因素检验。Spearman相关分析用于探讨道德困境、情绪耗竭、离职意愿与道德复原力的相关性。采用温忠麟等[23]提出的分步检验法,运用SPSS 27.0的Process 4.1插件,Model 4分析情绪耗竭在道德困境与离职意愿间的中介效应,并控制单因素分析中有意义的变量;Model 7检验调节性中介效应,Bootstrap法重复抽样5 000次,95%CI不含0为显著。调节性中介检验前,对所有连续变量进行标准化处理[24]。以P<0.05为差异有统计学意义。
本研究采用问卷调查法获取数据,为检验共同方法偏差,进行了Harman单因素检验。结果显示,有7个特征值大于1的公因子,未经旋转的第一主成分方差解释率为30.20%,低于40%的临界值,说明共同方法偏差在可接受范围内。
不同年龄、婚姻状况、职称、工作年限、职务、聘用方式的精神科护士离职意愿得分比较,差异有统计学意义(P<0.05)。见表1。
表1 403名精神科护士离职意愿的单因素分析[分,M(P25,P75)]
 
   403名护士道德困境得分为20.00(7.00,45.00)分,情绪耗竭得分为12.00(8.00,17.00)分,道德复原力得分为41.00(35.00,46.00)分,离职意愿为2.00(2.00,3.00)分。道德困境、情绪耗竭均与离职意愿呈正相关(r>0,P<0.05),道德困境、情绪耗竭、离职意愿均与道德复原力呈负相关(r<0,P<0.05)。见表2。
表2 403名精神科护士道德困境、情绪耗竭、道德复原力和离职意愿的相关性分析(r值)
 
    注 aP<0.05。
2.4.1 中介效应检验 回归分析显示,道德困境可直接正向预测离职意愿(β=0.348,P<0.05),也可通过情绪耗竭间接影响离职意愿(β=0.370,P<0.05)。当道德困境与情绪耗竭同时纳入模型时,二者对离职意愿的预测仍显著(β=0.207,P<0.05;P=0.381,P<0.05)。见表3。Bootstrap检验(5 000次抽样)显示,道德困境对离职意愿的直接效应为0.207[95%CI(0.118,0.296)],通过情绪耗竭的间接效应为0.141[95%CI(0.090,0.194)],均不含0,中介效应占总效应的40.52%。见表4。
表3 情绪耗竭在道德困境与离职意愿间的中介效应回归分析
 
    注 aP<0.05。
表4 情绪耗竭在道德困境与离职意愿之间的中介效应检验
 
   2.4.2 调节效应检验 模型设定为道德困境是自变量、离职意愿是因变量、情绪耗竭是中介变量、道德复原力是调节变量。在控制其他变量后,结果显示,道德困境对情绪耗竭有正向预测作用(β=0.268,P<0.05),而道德复原力则有负向预测作用(β=-0.013,P<0.05)。而且道德困境与道德复原力的交互项对情绪耗竭有负向预测作用(β=-0.134,P<0.05)。见表5、图1。
 
    图1 有调节的中介效应模型示意图
表5 道德复原力在情绪耗竭中的有调节的中介效应回归分析
 
    注 aP<0.05。
本研究显示,精神科护士离职意愿得分为2.00(2.00,3.00)分,处于中下等水平,结果与何许聪等[25]研究一致。离职意愿较高者多为年龄<30岁、职称护师及以下、工作年限<10年的临床护士,影响精神护理人才储备与队伍稳定,与Hamaideh等[17]研究结论相符。年轻及低职称护士在高压环境下,缺乏经验与心理支持,且职业发展受限,缺少晋升机会[26]。因此,护理管理者应通过提供职业发展机会、指导与培训,如培养精神专科护士、教育干预、高仿真模拟训练等降低其离职意愿[26]。本研究结果显示,精神科护士道德困境与离职意愿呈正相关(β=0.207,P<0.05),道德困境水平越高,离职意愿越强,结果与Delgado-Ron等[27]一致。基于资源保存理论,精神科护士面临急性期患者、复杂病情及保护性约束等特殊干预,需消耗更多心理资源[14]。同时,精神科工作场所暴力较多,易引发道德困境[28]。高道德困境易导致焦虑、抑郁、睡眠障碍等问题,增加职业倦怠,降低满意度,从而激发离职念头甚至实际离职[29]。护理管理者应及早识别并干预护士的道德困境,根据Dudzinski等[30]提出的道德困境发展模型,情绪觉察在预防中至关重要,应关注护士情绪变化,及时开展心理干预。采用三级预防法,帮助护士识别并预防道德困境,也是应对道德困境的有效对策[29]。
本研究结果显示,情绪耗竭在道德困境与离职意愿间起部分中介作用(β=0.141,P<0.05),占总效应的40.52%,与Lee等[31]研究一致。提示道德困境既可直接影响离职意愿,也可通过情绪耗竭起间接作用。精神科护士常面临如非自愿住院、约束治疗等道德困境,在患者权利与安全间权衡,易引发情绪冲突与心理负担,长期累积导致情绪耗竭[28]。情绪耗竭是职业倦怠的核心,表现为情感疲惫、失望及工作疏离,严重时会降低工作兴趣与投入,影响工作满意度与职业认同,进而增强离职意愿[32]。明晓东等[33]提出道德决策双系统理论,认为个体道德决策受理性系统(认知调节)与直觉系统(情绪调节)共同影响,情绪耗竭时更依赖情绪线索,削弱理性判断,加剧情绪耗竭。正念训练有助于降低情绪耗竭、提升情绪稳定性及理性决策。护理管理者应引入正念干预和心理支持,帮助精神科护士应对压力与道德困境,缓解情绪耗竭,降低离职意愿。
本研究结果显示,道德困境与道德复原力的交互项可负向预测情绪耗竭(β=-0.134,P<0.05),即高道德复原力可减弱道德困境对情绪耗竭的影响,调节了该中介路径的前半段。有研究指出,良好道德复原力有助缓解工作压力,减少道德困境对心理健康的不良影响,是预防工作倦怠与离职的保护因素[34]。抗逆力情绪灵活性理论指出,高心理韧性个体能够灵活调节情绪反应,通过有效的自我认知减少资源损耗,从而持续应对困境并实现心理成长[35]。这一调节机制既降低情绪耗竭风险,又促进心理资本积累,助力积极心理转变。道德复原力作为抗逆力,可通过调节情绪反应减少资源消耗。护理管理者应重视道德复原力培养,建议实施系统化提升方案,如正念减压训练与职业道德压力管理课程。临床理解与即时反思工具通过一系列的教育与反思,帮助护理人员进行伦理思考与情绪调节,有助提升道德复原力、缓解情绪耗竭,进而降低离职率[36]。
本研究显示,精神科护士道德困境、情绪耗竭、离职意愿均低于中等水平,道德复原力处于中等偏上,整体职业心理状态较理想,显示现有管理与支持措施在降低离职意愿和职业耗竭方面起到积极作用。进一步分析发现,道德困境可正向预测离职意愿,情绪耗竭在其中发挥部分中介作用,道德复原力对道德困境与情绪耗竭具有调节效应。尽管多数护士心理状态良好,仍有部分个体存在较高离职意愿和情绪耗竭,需予以关注并开展针对性干预。护理管理者应建立道德困境监测机制,开展道德复原力培育项目,提升护士心理资源与应对能力,增强职业韧性。本研究在变量选取上尚存在一定局限,未来研究可进一步扩展分析框架,纳入更多影响离职意愿的因素,以更全面理解精神科护士职业稳定性问题。
利益冲突声明:本文所有作者均声明不存在利益冲突。
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