DOI:10.20047/j.issn1673-7210.25111601
中图分类号:R197.3
王笑1, 张小艳2
| 【作者机构】 | 1中国医学科学院医学信息研究所; 2北京医院血管外科国家老年医学中心中国医学科学院老年医学研究院 |
| 【分 类 号】 | R197.3 |
| 【基 金】 | 中央高水平医院临床科研业务费项目(BJ-2024-198) 中央高校基本科研业务费专项资金资助项目(3332024098)。 |
高水平人力资源管理是组织竞争力的核心之一,也是实现组织高质量发展的必要条件[1]。在国务院颁发文件《关于推动公立医院高质量发展的意见(2021)》[2]中明确指出,公立医院的资源配置要从注重物质要素转向更加注重人才要素,从硬件建设转向人力资源发展,呼吁关心爱护保护医务人员,建立长效机制。由于工作量大、节奏快、突发状况多、职业损害风险高等工作特点,当护士长时间从事高强度高负荷的护理工作或遭遇突发公共卫生事件时,极易进入职业倦怠状态[3-4]。
随着研究者对护士职业倦怠问题的深入研究,其影响因素逐渐明晰,可归纳为个人、患者、医院管理、社会4个维度,特别是医院管理因素对职业倦怠作用机制受到越来越多的关注[5-7]。在Demerouti等[8]构建的工作要求-资源理论中明确工作要求与工作资源是关联职业倦怠的两大因素,但现有研究对工作资源的界定多聚焦于任务层面或人际层面,尚未将医院内部管理制度的支持明确纳入组织层面核心工作资源范畴,导致在解释组织管理干预对职业倦怠的影响时缺乏针对性,也未揭示这类组织层面资源作用于倦怠的具体传导路径[9-10]。工作满意度本质为工作要求与工作资源的评价差值,对医护职业倦怠具有预测作用[9-11]。这一关联在Heskett服务利润链模型中得到间接支撑,该模型指出员工工作满意度取决于内部服务价值,但服务利润链模型在医疗领域的应用中多局限于患者满意度或医疗服务效率,尚未与职业倦怠这一护理行业核心问题建立理论关联,也未深入解析内部服务质量通过工作满意度影响倦怠的内在机制[9,12-14]。
此外,现有研究多孤立运用单一理论验证变量关系,缺乏对工作要求-资源理论与服务利润链模型的整合应用,未能形成兼具宏观组织视角与微观心理机制的整合性理论解释。内部服务质量这一概念最早被应用于企业服务管理,是企业员工对组织内部管理措施的差值评价和主观感知。内部服务质量可比较客观地反映员工对组织内部管理的满意程度[15-17]。目前,内部服务管理已被引进成为常见的医院内部管理评价工具。
综上所述,护士工作满意度是影响职业倦怠的重要因素且具有正向影响,同时受到医院内部服务质量的影响,但鲜有研究深入探讨内部服务质量与职业倦怠的关联。因此,本研究试图基于服务利润链模型和工作要求-资源理论,探讨阐释三者间的路径关联,并通过工作满意度作为中介变量,解析医院内部服务质量作用于护士职业倦怠的内在机制,力求进一步丰富相关理论体系,从而明确护士职业倦怠的干预导向,为临床护理管理者改善和预防护士职业倦怠建言献策。
选取北京医院、中日友好医院、北京大学第一医院、北京大学人民医院、北京大学第三医院、北京大学第六医院作为样本医院,以医院临床一线护士作为研究对象,研究对象选取时间2024年3月至4月。纳入标准:①医院一线工作的护士;②入职 ≥1年;③知情同意参与本次问卷调查。排除标准:未入职的实习护士、在读研究生及外院进修护士。本研究经北京医院伦理委员会审核批准(2023BJYYEC-321-02)。
采用自制人口特征问卷、医院内部服务质量量表、职业倦怠量表通用版、明尼苏达工作满意度简式量表组成调查问卷[18-20]。采取就近原则进行方便抽样。结构方程模型的最小样本量具体计算方式为路径数量×10,或参数×5[21-22]。根据路径数和参数的样本量计算方法,本研究最小样本量分别为140和135,均<200。
共选取272名研究对象发放问卷,排除不符合纳入标准及低质量问卷,回收问卷255份,实际问卷有效率为93.75%。采用方便抽样法虽能高效获取样本、降低研究实施成本,但该方法存在固有局限性:抽样过程依赖研究可及性,样本集中于特定区域的公立医院,未涵盖基层医疗机构、民营医院及其他省份的护士群体,可能导致样本在地域分布、医院等级、资源配置等维度存在选择偏倚。
1.3.1 医院内部服务质量量表 采用郭蕊等[18]开发,面向中国综合医院的内部服务质量测评量表。该量表包括工作环境质量、工作安排质量、交互质量、结果质量4个维度,共包括22个条目,每个条目采用Likert 5级评分法评分,5=非常符合,4=符合,3=比较符合,2=不太符合,1=不符合。
1.3.2 职业倦怠量表通用版 采用Maslach与Jackson的改版职业倦怠量表。该量表包括情绪衰竭、去人格化、低成就感3个维度,共15个条目,采用Likert 7级评分法评分,评分选项分别为从不、极少至一年几次、偶尔至一月一次、经常至一月几次、频繁至一周一次、非常频繁至一周几次、每天都有。其中1~8个条目采取正向计分原则,9~15个条目采取负向计分原则。
1.3.3 明尼苏达工作满意度简式量表 由Weiss等联合编制而成,采用短式版本和Likert 5级评分法评分,共20个条目,分数与工作满意度水平呈正比[20]。该量表可分为4个维度:条目2、8、12、16~18为工作条件;条目5、6为领导能力;条目1、3、7、9、10、15为责任感;条目4、11、13、14、19、20为外在奖励。
1.4.1 描述性统计 采用R 4.4.1对护士人口学特征、医院内部服务质量量表评分、职业倦怠量表通用版评分和明尼苏达工作满意度简式量表评分进行描述性统计,采用柯尔莫戈洛夫-斯米诺夫检验进行正态性检验。正态分布的计量资料采用均数±标准差(
)表示,不符合正态分布的计量资料采用中位数(四分位数)[M(P25,P75)]表示;计数资料采用频数(百分率)表示。
1.4.2 相关性分析 采用Spearman相关性分析,探究内部服务质量、工作满意度与职业倦怠三者及其各维度的关系。
1.4.3 中介效应检验 通过SPSS AMOS 26软件建立结构方程模型,采用最大似然估计法+Bootstrap方法,探究内部服务质量对职业倦怠的影响机制。
2.1.1 信度检测 医院内部服务质量量表的Cronbach’s α系数为0.984,其中交互质量、结果质量、工作安排质量、工作环境质量维度的Cronbach’s α系数分别为0.959、0.968、0.940、0.959。明尼苏达工作满意度简式量表的Cronbach’s α系数为0.895,其中领导能力、外在奖励、工作条件、责任感维度的Cronbach’s α系数分别为0.910、0.906、0.881、0.824。职业倦怠量表通用版的Cronbach’s α系数为0.959,其中情绪衰竭、去人格化、低成就感维度的Cronbach’s α系数分别为0.938、0.944、0.907。量表及各维度的Cronbach’s α系数均>0.8,提示问卷的信度良好。
2.1.2 效度检测 医院内部服务质量量表、明尼苏达工作满意度简式量表和职业倦怠量表通用版及各维度的KMO值均>0.7,Bartlett’s球形度检验P值均<0.001,模型修正后拟合指数基本符合标准,模型拟合较良好,医院内部服务质量量表、明尼苏达工作满意度简式量表和职业倦怠量表通用版及各维度的标准化因子载荷量均>0.5。见表1、表2、图1。
图1 验证性因子分析
表1 医院内部服务质量量表、明尼苏达工作满意度简式量表和职业倦怠量表通用版效度检测
结果质量0.898<0.001工作安排质量0.766<0.001项目KMO值Bartlett球形度检验P值医院内部服务质量量表0.971<0.001交互质量0.951<0.001工作环境质量0.855<0.001明尼苏达工作满意度简式量表0.912<0.001领导能力0.500<0.001外在奖励0.879<0.001工作条件0.873<0.001责任感0.814<0.001职业倦怠量表通用版0.948<0.001情绪衰竭0.862<0.001去人格化0.864<0.001低成就感0.875<0.001
表2 AMOS验证性因子分析模型拟合指数
项目χ2/vRMSEAGFIAGFINFIRFIIFITLICFI模型指数1.3810.0390.9820.9760.9850.9760.9950.9930.995参考值<3<0.08>0.9>0.9>0.9>0.9>0.9>0.9>0.9
注 RMSEA:近似误差均方根;GFI:拟合优度指数;AGFI:调整拟合优度指数;NFI:规范拟合指数;RFI:相对拟合指数;IFI:增量拟合指数;TLI:非规范拟合指数;CFI:比较拟合指数。
2.1.3 共同方法偏差检验 采用Harman单因素法对数据同源性偏差开展检测,结果显示特征根阈值突破1的潜在因子达7个,特征根最大解释率<50%的判定阈值,在此基础上进行潜因子模型检验,模型的CFI、TLI、RMSEA变化值均<0.05,证实本研究未出现显著的同源方法偏差问题。
护士平均年龄(34.95±8.46)岁。人口学特征见表3。
表3 人口学特征
项目人数构成比(%)项目人数构成比(%)性别聘用形式男124.7 医院在编13452.5女24395.3 合同聘制10641.6婚姻状况 人事代理聘制155.9已婚16865.9承担教学或科研等其他科室任务未婚8332.5 是11444.7其他41.6 否14155.3子女数量(个)月收入(元)010139.6 <10 0003915.4112649.4 10 000~15 00020078.3≥22811.0 >15 000166.3学历过去一年每周的工作总时长(h)硕士及以上93.5 <40218.2本科22789.0 40~5022487.9专科197.5 >50103.9职称过去一年每周的夜班总时长(h)护士3312.9 <1610440.8护师8734.1 16~2411243.9主管护师12649.4 >243915.3副主任护师及以上93.5
2.3.1 医院内部服务质量量表 医院内部服务质量量表总分及各维度评分见表4。
表4 医院内部服务质量量表总分及各维度评分
项目条目数(个)最小值(分)最大值(分)评分(分,xˉ±s)交互质量994536.85±7.06结果质量663024.39±5.06工作安排质量331512.12±2.60工作环境质量442016.13±3.50总分222411089.49±17.46
2.3.2 明尼苏达工作满意度简式量表 明尼苏达工作满意度简式量表总分及各维度评分见表5。
表5 明尼苏达工作满意度简式量表总分及各维度评分
项目条目数(个)最小值(分)最大值(分)评分(分,xˉ±s)领导能力22108.12±1.69外在奖励6103022.93±4.51工作条件6133024.20±3.95责任感6123023.78±3.71总分204310079.03±12.85
2.3.3 职业倦怠量表通用版 职业倦怠量表通用版总分及各维度评分见表6。
表6 职业倦怠量表通用版总分及各维度评分
项目条目数(个)最小值(分)最大值(分)评分[分,M(P 25,P 75)]情绪衰竭503015.00(9.00,20.00)去人格化40248.00(4.00,13.00)低成就感60369.00(6.00,14.00)总分1507333.00(21.00,45.00)
Spearman相关性分析结果见图2。
图2 相关性矩阵图
在前期数据分析结果的基础上,根据理论假设确定中介效应模型,采用最大似然估计法以及Bootstrap方法进行模型修正,最终构建模型,模型拟合良好,见图3、表7。
图3 结构方程模型
表7 AMOS中介模型拟合指数
项目χ2/vRMSEAGFIAGFINFIRFIIFITLICFI模型指数1.4020.0390.9820.9760.9850.9760.9950.9930.995参考值<3<0.08>0.9>0.9>0.9>0.9>0.9>0.9>0.9
注 RMSEA:近似误差均方根;GFI:拟合优度指数;AGFI:调整拟合优度指数;NFI:规范拟合指数;RFI:相对拟合指数;IFI:增量拟合指数;TLI:非规范拟合指数;CFI:比较拟合指数。
经Bootstrap法进行中介效应检验,内部服务质量对护士职业倦怠的总效应为-0.634(95%CI:-0.802~-0.491,P<0.001),内部服务质量对护士职业倦怠的直接效应值为-0.412(95%CI:-0.614~-0.210,P<0.001),内部服务质量经工作满意度对护士职业倦怠的间接效应值为-0.222(95%CI:-0.414~-0.075,P=0.001)。总效应值、直接效应值、间接效应值P值均<0.05,且置信区间不包括0,部分中介效应模型成立。内部服务质量对护士职业倦怠的直接效应占比为64.98%,工作满意度的中介效应占比为35.02%。见表8。
表8 Bootstrap中介效应分析结果
项目路径BβE95%CIP值效应占比(%)直接效应X→Y-0.412-0.394-0.412-0.614~-0.210<0.00164.98间接效应X→M0.3300.792-0.222-0.414~-0.0750.00135.02 M→Y-0.672-0.268总效应-0.634-0.802~-0.491<0.001100.00
注 X:内部服务质量;M:工作满意度;Y:职业倦怠。B:非标准化回归系数;β:标准化回归系数;E:路径效应值。
本研究中护士职业倦怠感总体处于较低水平,职业倦怠量表通用版评分整体相较于乔红梅等[16]对北京市某三甲医院重症监护病房护士的研究结果较低,但与李珊珊等[17]对青岛市三甲医院病房护士的研究结果相比,去人格化评分较高,情绪衰竭和低成就感评分较低。提示本研究中三甲医院在工作安排和薪酬绩效方面较合理,且护士的工作经验和经历对其成就感有积极影响,但同时提示护士对工作淡漠较严重。这一差异化结果可能源于工作强度、科室特征及管理模式的综合影响。本研究中护士对医院内部服务质量的评价呈积极态势,医院内部服务质量量表总分相较于刘胤岐[23]的研究结果略高。作为企业管理理论在医院管理实践中的创新性应用,内部服务质量旨在衡量对组织内部员工所提供服务的质量,是评价医院服务和管理人才的重要指标。本研究内部服务的管理成效在护士工作满意度上得到印证,结果显示护士对工作满意度持有较好的评价;相较于冯晓琳等[24]对重症监护病房护士的研究结果略高,可能归因于本研究中医院在行业内领先的福利待遇和职业发展路径等,以及因科室的异质性所致。未来研究需考虑护士去人格化的干预与管理,以及解析不同科室护士职业倦怠的特征。
本研究结果显示,高质量的医院内部服务对护士职业倦怠具有显著的保护作用。内部服务质量,测评的是员工对组织所提供的内部管理服务评价,三甲医院通常在员工的薪酬待遇、工作环境、工作安排等方面有较高水平,但高层次需要易成为医院管理工作中所忽视的问题。通过提高内部服务质量,满足护士的高层次需要可作为改善护士职业倦怠问题的潜在抓手。从内部服务质量与职业倦怠各维度间相关性结果来看,改善结果质量和工作安排质量可能是解决职业倦怠问题的高效手段。因此,在把控工作要求的基础上,通过工作岗位轮转、工作内容多元化,发掘护士自身在不同领域的潜力,寻求完成工作所带来的价值,是改善这一现象的关键。鉴于护理工作的重复单一性,护士对工作的成就感亟须提升。成就动机理论认为成就需要是最重要的高层次需要。阿特金森将成就动机归因于追求成功的趋向和避免失败的趋向间相互博弈[25]。因此,在护理管理工作中应以提高护士对成功的趋向为切入点,通过自我目标管理、提供提升自我的培训机会,以及职业生涯规划等方法,为护士制订符合自身需要的护理职业路径,增强自我效能,并逐步实现由奖赏驱动的外在动机转变到更具稳定性和持续性的内在动机,进而增进护士的职业认同感和成就感,降低职业倦怠的发生率。
相关性分析结果显示,内部服务质量与工作满意度呈正相关,与职业倦怠呈负相关,三者的相关性结果与任晓慧等[10]研究结论一致。在相关性分析结果基础上,根据现有理论基础,探究工作满意度在内部服务质量和职业倦怠间的中介效应。将现实理论和量化研究相结合,做到具备理论层面和实践层面的价值。本研究中服务利润链模型为解析内部服务质量对职业倦怠的路径关系提供另一视角,作为连接内部服务质量和职业倦怠的关键桥梁,体现服务利润链模型在解析此路径关系中的独特价值。高质量的内部服务可提升护士的工作满意度——这一工作预期与实际感知的差值,本质上是通过优化工作要求-资源模型中工作资源与工作要求的匹配度,有效实现预防职业倦怠的产生。本研究中内部服务质量测评的是医院内部管理制度下的多个方面,包括决策机制、薪酬绩效、职业发展、环境安全、协作沟通机制等,其优化为护士提供更良好的工作资源以应对复杂多样的工作要求。综上所述,医院内部服务质量不仅直接影响护士的职业倦怠水平,还通过影响中介变量工作满意度间接作用于职业倦怠。因此,在解决护士职业倦怠问题时,应综合考虑内部服务质量与工作满意度的双重因素,并据此制订更精确有效的干预策略。
本研究在探讨医院内部服务质量与护士职业倦怠的关系时,存在一定的局限性,这些局限性可能对研究结果的解释和推广产生影响。首先,由于本研究采取的横断面研究设计无法证明时间因果关系,因此只能基于理论和横断面研究结果进行推论。其次,本研究采用方便抽样,只选取北京的部分三甲综合医院,致本研究不具有广泛代表性。最后,由于数据收集依赖于护士的自我报告,因此本研究存在报告偏倚的风险。
本研究揭示工作满意度在医院内部服务质量对护士职业倦怠影响的中介作用,探究内部服务质量对护士职业倦怠的保护效应。医院内部服务质量不仅对护士职业倦怠产生直接效应,还通过工作满意度产生部分间接效应。人才是组织发展的根本动力,内部管理服务应以提高工作满意度为目标,并紧紧围绕以人为本的理念开展。对医院内部员工-护士的管理服务中,应提倡由上而下的管理转变为自下向上的服务,在理解协调员工的利益与目标、了解员工工作中的难点和真实需求、尊重个人能力和职业兴趣的多样性,重视科室团队的多样互补性的基础上,制订个性化、弹性化、科学性的激励方案。医院的内部管理制度应以马斯洛需要层次理论、成就动机理论、ERG理论等激励理论为指导,合理提升面向内部顾客-员工的内部服务质量[26]。目前医院普遍重视职业保障和福利保障,员工的低层次激励内容基本得到实现。相较于低层次内容,高层次内容包括更难实现的自我目标需要、职业认同感等,对提高工作满意度、预防职业倦怠有更深层次的意义,也对医院所提供的内部服务提出更高要求。在未来医院应持续关注护士对内部服务的感知和期望状况,了解员工的实际需求与动机,合理建立激励机制,不断优化改进,提供更高质量的内部服务,实现更高水平的管理效能,从根源上解决护士职业倦怠问题。
利益冲突声明:所有作者均声明不存在利益冲突。
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The effect of internal service quality on nurses’ job burnout and mediating effect on job satisfaction in tertiary hospitals in Beijing
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