提升護士工作投入程度有助于促進患者醫(yī)療安全及服務質(zhì)量[ 1 , 2 ]，而不同壓力源對工作投入具有雙刃效應。根據(jù)作用效應，可將其分為挑戰(zhàn)性壓力源、阻礙性壓力源兩類，前者帶來壓力的同時，能夠激勵目標實現(xiàn)及個人成長；而后者產(chǎn)生個體難以克服的壓力[ 3 ]。在護理工作中，挑戰(zhàn)性壓力源主要來自工作負荷、時間緊迫感、崗位職責等；阻礙性壓力源則涉及工作風險高、護患關系緊張、職業(yè)生涯瓶頸等。目前，鮮有研究在護士群體中厘清兩類壓力源的作用機制。資源保存理論認為個體會通過直接替換或間接投資的方式應對資源流失[ 4 ]。職業(yè)使命感是人們對從事特定職業(yè)產(chǎn)生的信念，表現(xiàn)為對生活目標及意義的感知[ 5 ]。作為個人優(yōu)勢資源，其能直接替換壓力源損耗的身心能量，促進積極狀態(tài)與工作表現(xiàn)[ 6 ]?；謴腕w驗是一種緩解工作應激，恢復員工身心資源的心理過程[ 7 ]。作為一種投資策略，其能夠補充、恢復個人資源體系。鑒于此，本研究引入恢復體驗與職業(yè)使命感，構建挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源對護士工作投入的影響模型，以識別護士工作投入的影響因素，為制訂壓力管理策略提供參考。
一、對象與方法
（一）調(diào)查對象：
本研究為橫斷面調(diào)查研究，于2020年10—12月采用方便抽樣法在上海市、安徽省、浙江省各選取1所三級綜合性醫(yī)院，以科室為單位整群抽樣，共抽取1 257名護士。納入標準：（1）取得護士執(zhí)業(yè)證書；（2）工作年限≥1年；（3）知情同意，愿意參加本研究并簽署知情同意書。排除標準：（1）進修、輪轉護士；（2）病假、產(chǎn)假≥3個月。本研究符合《赫爾辛基宣言》要求。
（二）方法
1．研究工具：
（1）一般資料問卷。包含性別、年齡、工作年限、婚姻狀況、學歷、科室、職稱、職務、聘用形式、月收入、年均夜班數(shù)。（2）挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源量表（Challenge-Hindrance Stressor Scale，CHSS）。其由Cavanaugh等[ 8 ]開發(fā)，經(jīng)李巧靈等[ 9 ]翻譯后形成適用于企業(yè)員工的壓力源測量工具。本研究在此基礎上，根據(jù)護士群體特點，初步修訂形成15個條目的量表。經(jīng)專家咨詢，刪除3個條目，修訂5個條目，新增1個條目，最終形成13個條目，包含挑戰(zhàn)性壓力源與阻礙性壓力源2個維度。采用Likert 6級計分法，得分越高表明感受到的壓力越大。修訂后的CHSS的專家內(nèi)容效度指數(shù)為0.94。量表的Cronbach's α系數(shù)為0.808。（3）恢復體驗問卷（Recovery Experience Questionnaire，REQ）。其由Sonnentag和Fritz[ 10 ]研制，張冉冉[ 11 ]翻譯修訂，包括心理脫離、放松體驗、掌握體驗和控制體驗4個維度，共16個條目。采用Likert 5級計分法，得分越高表明恢復體驗能力越強。本研究量表的Cronbach's α系數(shù)為0.949。（4）職業(yè)使命感問卷。其由張春雨[ 12 ]編制，包括導向力、利他貢獻和主動進取3個維度10個條目。采用Likert 5級計分法，得分越高代表職業(yè)使命感越強。本研究量表的Cronbach's α系數(shù)為0.913。（5）工作投入量表簡版（Utrecht Work Engagement Scale-9，UWES-9）。其由趙光利[ 13 ]翻譯修訂，量表包括活力、奉獻和專注3個維度共9個題項。量表采用Likert 7級計分法，得分越高表明工作投入越高。本研究量表的Cronbach's α系數(shù)為0.943。
2．調(diào)查方法：
通過問卷星平臺發(fā)布電子問卷，研究者將問卷鏈接及調(diào)查對象納入和排除標準發(fā)至各科室護士長，由護士長將問卷鏈接至護士。調(diào)查前介紹研究內(nèi)容、目的、意義及注意事項，取得研究對象知情同意后，護士填寫電子問卷。
3．質(zhì)量控制：
（1）設立邏輯作答選項，例如基本資料勾選輪轉或病產(chǎn)假，題目自動跳轉結束；（2）每人僅能提交1次問卷，存在漏項無法提交；（3）采用匿名形式，結果由問卷星平臺自動匯總；（4）對存在規(guī)律性作答、基本資料不符合實際的問卷予以剔除。樣本量估計以模型參數(shù)的10倍計算[ 14]，初始模型共包含66個自由參數(shù)，考慮無效樣本再擴大1.3倍，故至少需要858例樣本。共回收問卷1 257份，有效問卷1 133份，有效回收率為90.14%。
4．統(tǒng)計學方法：
采用SPSS 21.0和Mplus 7.4軟件統(tǒng)計分析。計量資料符合近似正態(tài)分布，采用均數(shù)±標準差（±s）描述；計數(shù)資料采用頻數(shù)、構成比（%）、百分率（%）描述，組間比較采用方差分析或t檢驗，多組間兩兩比較采用LSD法；采用Pearson相關性分析對變量進行相關性分析。采用極大似然法擬合模型，并采用Bootstrap法檢驗中介效應。P<0.05為差異有統(tǒng)計學意義。
二、結果
1．一般資料：
共調(diào)查1 133名護士，年齡（32.19±7.12）歲，工作年限（10.42±7.97）年。其余資料見 表1 。
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| 項目 | 人數(shù) | 構成比（%） | CS | HS | |||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 得分（分，±s） | F/t值 | 得分（分，±s） | F/t值 | ||||
| 醫(yī)院地區(qū) | |||||||
| 上海市 | 421 | 37.16 | 3.73±0.66 | 0.34 | 2.72±0.61 | 4.43d | |
| 浙江省 | 358 | 31.60 | 3.76±0.70 | 2.77±0.63 | |||
| 安徽省 | 354 | 31.24 | 3.77±0.69 | 2.85±0.60e | |||
| 科室 | |||||||
| 內(nèi)科 | 396 | 34.95 | 3.79±0.68 | 2.52 | 2.83±0.61 | 2.03 | |
| 外科 | 276 | 24.36 | 3.66±0.69 | 2.71±0.63 | |||
| 急診科 | 266 | 23.48 | 3.78±0.64 | 2.79±0.59 | |||
| 重癥監(jiān)護室 | 195 | 17.21 | 3.77±0.71 | 2.76±0.66 | |||
| 性別 | |||||||
| 男 | 36 | 3.18 | 3.75±0.67 | 0.03 | 2.97±0.71 | 1.86 | |
| 女 | 1 097 | 96.82 | 3.75±0.68 | 2.77±0.61 | |||
| 年齡（歲） | |||||||
| 20~30 | 547 | 48.28 | 3.72±0.72 | 2.35 | 2.82±0.58 | 2.69 | |
| 31~40 | 455 | 40.16 | 3.80±0.60 | 2.75±0.63 | |||
| >40 | 131 | 11.56 | 3.71±0.77 | 2.72±0.71 | |||
| 工作年限（年） | |||||||
| 1~5 | 390 | 34.42 | 3.59±0.75 | 11.02d | 2.91±0.59 | 10.49d | |
| 6~10 | 301 | 26.57 | 3.85±0.62a | 2.67±0.59a | |||
| 11~15 | 214 | 18.89 | 3.82±0.57a | 2.77±0.66a | |||
| >15 | 228 | 20.12 | 3.84±0.68a | 2.70±0.62a | |||
| 婚姻狀況 | |||||||
| 單身 | 478 | 42.19 | 3.74±0.68 | -0.39 | 2.81±0.61 | 1.56 | |
| 已婚 | 655 | 57.81 | 3.76±0.68 | 2.76±0.62 | |||
| 學歷 | |||||||
| ?？?/td> | 271 | 23.92 | 3.65±0.67bc | 7.23d | 2.86±0.53bc | 6.95d | |
| 本科 | 806 | 71.14 | 3.77±0.68b | 2.77±0.64b | |||
| 碩士 | 56 | 4.94 | 3.99±0.68 | 2.54±0.67 | |||
| 職稱 | |||||||
| 護士 | 299 | 26.39 | 3.77±0.69 | 2.88 | 2.79±0.60 | 1.81 | |
| 護師 | 684 | 60.37 | 3.72±0.67 | 2.76±0.62 | |||
| 主管護師及以上 | 150 | 13.24 | 3.86±0.71 | 2.86±0.63 | |||
| 職務 | |||||||
| 無 | 1 019 | 89.94 | 3.73±0.67 | -3.56d | 2.78±0.60 | 0.01 | |
| 護士長及以上 | 114 | 10.06 | 3.96±0.72 | 2.78±0.79 | |||
| 聘用形式 | |||||||
| 在編 | 449 | 39.63 | 3.72±0.73 | -1.40 | 2.80±0.61 | 1.03 | |
| 非在編 | 684 | 60.37 | 3.78±0.64 | 2.76±0.63 | |||
| 月收入（元） | |||||||
| <5 000 | 106 | 9.36 | 3.71±0.80 | 2.28 | 2.87±0.66 | 1.89 | |
| 5 000~<8 000 | 297 | 26.21 | 3.67±0.81 | 2.82±0.65 | |||
| 8 000~10 000 | 542 | 47.84 | 3.79±0.58 | 2.75±0.60 | |||
| >10 000 | 188 | 16.59 | 3.78±0.65 | 2.76±0.59 | |||
| 翻班時間（月/年） | |||||||
| <1 | 308 | 27.18 | 3.71±0.63 | 1.38 | 2.72±0.66f | 3.63d | |
| 1~3 | 200 | 17.65 | 3.76±0.68 | 2.73±0.65f | |||
| 4~6 | 209 | 18.45 | 3.72±0.63 | 2.75±0.55f | |||
| 7~9 | 165 | 14.56 | 3.73±0.80 | 2.82±0.60 | |||
| >9 | 251 | 22.15 | 3.84±0.69 | 2.89±0.59 | |||
展開表格
不同一般資料1 133名護士挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源得分比較
2．挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源、職業(yè)使命感、恢復體驗及工作投入得分情況：
見 表2 。
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| 項目 | 條目數(shù) | 得分范圍（分） | 總分（分，±s） | 條目均分（分，±s） |
|---|---|---|---|---|
| 挑戰(zhàn)性壓力源維度 | 6 | 6~36 | 22.51±4.08 | 3.75±0.68 |
| 阻礙性壓力源維度 | 7 | 7~42 | 19.46±4.33 | 2.78±0.62 |
| 職業(yè)使命感問卷 | 10 | 10~50 | 35.99±7.67 | 3.60±0.77 |
| 恢復體驗問卷 | 16 | 16~80 | 54.67±12.11 | 3.42±0.76 |
| 工作投入量表簡版 | 9 | 9~63 | 42.24±10.54 | 4.69±1.17 |
1 133名護士挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源、職業(yè)使命感、恢復體驗、工作投入得分情況
3．不同特征護士挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源差異比較：
見 表1 。護士挑戰(zhàn)性壓力源得分在工作年限、學歷和職務方面比較差異均有統(tǒng)計學意義（P<0.05），阻礙性壓力源得分在醫(yī)院地區(qū)、工作年限、學歷、翻班時間方面比較差異均有統(tǒng)計學意義（P<0.05）。LSD法兩兩比較顯示，工作年限為1~5年護士挑戰(zhàn)性壓力源得分低于工作年限為6~10、11~15、>15年護士，其阻礙性壓力源得分均高于其他組別，差異均有統(tǒng)計學意義（P<0.05）；碩士學歷護士挑戰(zhàn)性壓力源得分高于本科和?？茖W歷護士，本科學歷護士挑戰(zhàn)性壓力源得分高于專科學歷護士；碩士學歷護士的阻礙性壓力源得分低于本科和?？茖W歷護士，本科學歷護士的阻礙性壓力源得分低于?？茖W歷護士，差異均有統(tǒng)計學意義（P<0.05）；每年翻班時間>9個月的護士阻礙性壓力源得分高于每年翻班時間<1、1~3及4~6個月的護士，差異均有統(tǒng)計學意義（P<0.05）；上海市護士的阻礙性壓力源得分低于安徽省，差異有統(tǒng)計學意義（P<0.05）。
4．相關性分析：
見 表3 。結果顯示，護士挑戰(zhàn)性壓力源得分與職業(yè)使命感、恢復體驗、工作投入得分均呈正相關（P<0.05）；阻礙性壓力源得分與職業(yè)使命感、恢復體驗、工作投入得分均呈負相關（P<0.05）。
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| 項目 | 挑戰(zhàn)性壓力源得分 | 阻礙性壓力源得分 | 職業(yè)使命感問卷總分 | 恢復體驗問卷總分 |
|---|---|---|---|---|
| 挑戰(zhàn)性壓力源得分 | 1.00 | - | - | - |
| 阻礙性壓力源得分 | 0.27 | 1.00 | - | - |
| 職業(yè)使命感問卷總分 | 0.30 | -0.37 | 1.00 | - |
| 恢復體驗問卷總分 | 0.14 | -0.56 | 0.45 | 1.00 |
| 工作投入總分 | 0.19 | -0.62 | 0.71 | 0.63 |
1 133名護士挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源、職業(yè)使命感、恢復體驗、工作投入得分相關性分析（r值）
5．結構方程模型檢驗：
見 表4 。將醫(yī)院地區(qū)、年齡、性別、婚姻狀況、工作年限、科室、學歷、職務、職稱、聘用形式、月收入和翻班時間作為控制變量，首先檢驗挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源對工作投入的直接影響，具體見模型1。結果顯示，挑戰(zhàn)性壓力源正向預測工作投入（β=0.18，P<0.05），阻礙性壓力源負向預測工作投入（β=-0.69，P<0.05）。然后引入職業(yè)使命感和恢復體驗為中介變量建立模型2，結果顯示，挑戰(zhàn)性壓力源對工作投入（β=0.04，P=0.09）和恢復體驗（β=0.05，P=0.07）的影響均不顯著，其余路徑皆顯著。刪除不顯著的路徑后得到模型3，具體見 圖1 。根據(jù)模型簡約原則，接受模型3。職業(yè)使命感在挑戰(zhàn)性壓力源與工作投入間起完全中介作用；恢復體驗與職業(yè)使命感在阻礙性壓力源與工作投入間的中介效應均顯著，且恢復體驗的中介效應大于職業(yè)使命感（d=-0.09，P<0.05）。見 表5 。
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| 模型 | χ2值 | df值 | χ2/df值 | CFI | TLI | RMSEA | SRMR |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 模型1 | 229.418 | 41 | 5.60 | 0.956 | 0.925 | 0.064 | 0.042 |
| 模型2 | 855.804 | 168 | 5.09 | 0.936 | 0.920 | 0.060 | 0.058 |
| 模型3 | 862.478 | 170 | 5.07 | 0.936 | 0.921 | 0.060 | 0.057 |
挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源對護士工作投入模型擬合指標匯總
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| 路徑 | 估計值 | 95%置信區(qū)間 | 效應占比（%） | |
|---|---|---|---|---|
| 挑戰(zhàn)性壓力源對工作投入的影響 | ||||
| 路徑1：挑戰(zhàn)性壓力源→職業(yè)使命感→工作投入 | 0.14 | 0.11~0.18 | 100.00 | |
| 阻礙性壓力源對工作投入的影響 | ||||
| 路徑2：阻礙性壓力源→工作投入 | -0.26 | -0.32~-0.22 | 37.14 | |
| 路徑3：阻礙性壓力源→職業(yè)使命感→工作投入 | -0.17 | -0.20~-0.13 | 24.29 | |
| 路徑4：阻礙性壓力源→恢復體驗→工作投入 | -0.27 | -0.32~-0.22 | 38.57 | |
挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源對護士工作投入的效應分析
三、討論
護士挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源現(xiàn)狀及影響因素分析。挑戰(zhàn)性壓力源主要來自工作負荷、時間緊迫感、崗位職責等，其在消耗個人資源的同時，能促進員工自我發(fā)展。本研究護士挑戰(zhàn)性壓力源條目均分為（3.75±0.68）分，處于中等偏上水平，略高于既往報道的護士群體得分[ 15 ]。分析原因可能與調(diào)查時間不同有關，本次調(diào)查開展于新冠疫情發(fā)生后，常態(tài)化防控疫情期間護士的工作環(huán)境改變，工作量增加，而護士通過相互協(xié)作，克服工作負荷帶來的緊張，自身也獲得了價值感[ 16 ]。阻礙性壓力源主要產(chǎn)生個體難以克服的壓力，包括工作風險高、護患關系緊張、職業(yè)生涯瓶頸等。本研究中，護士的阻礙性壓力源條目均分為（2.78±0.62）分，處于中等水平，與企業(yè)員工的得分相似[ 17 ]，表明護士面臨的阻礙性壓力源程度尚可。本研究結果顯示，不同地區(qū)醫(yī)院護士的阻礙性壓力源得分存在差異（P<0.05），這可能與醫(yī)院的管理政策、工作環(huán)境、護理人才培養(yǎng)機制不同有關。工作年限1~5年的護士挑戰(zhàn)性壓力源得分低于其他工作年限護士，而阻礙性壓力源評分相對較高（P<0.05），與王雅勤等[ 18 ]的調(diào)查結果一致。可能由于低年資護士處于職業(yè)生涯的起步階段，業(yè)務水平相對較低[ 19 ]，應對工作挑戰(zhàn)的能力尚顯不足，易將挑戰(zhàn)性工作要求視為阻礙性壓力源。另外，本研究結果顯示，高學歷護士挑戰(zhàn)性壓力源得分較高，而阻礙性壓力源得分相對較低（P<0.05）?？赡苁轻t(yī)院較重視高學歷護士的培養(yǎng)與發(fā)展，增加了科研及教學等挑戰(zhàn)性任務；而高學歷護士對個人職業(yè)能力認同度較高[ 20 ]，具備較強的科研及教學能力，有助于掃除工作阻礙。高職務是影響護士挑戰(zhàn)性壓力源的另一個重要因素，可能與高職務護士具有充沛的工作資源和自主性有關[ 21 ]，其容易將壓力轉化為工作動力。最后，夜班頻率影響護士對阻礙性壓力源的評價。研究表明，護士在夜班結束后更容易產(chǎn)生疲勞感，進而影響注意力、喚醒水平等精神運動狀態(tài)[ 22]。因此，長期夜班可能使護士認識到自身能力無法應對壓力源，故阻礙性壓力源評分較高。
挑戰(zhàn)性壓力源對護士工作投入影響的路徑分析。挑戰(zhàn)性壓力源與護士工作投入得分呈正相關（P<0.05），而引入職業(yè)使命感作為中介變量后，兩者的關系不再顯著，說明職業(yè)使命感在挑戰(zhàn)性壓力源和工作投入中起完全中介效應。該結果揭示了個體心理動機的轉化與形成機制，與Kim和Beehr[ 23 ]的研究相似?？赡苁莻€體在克服挑戰(zhàn)性壓力源時，能夠獲得工作自主性、勝任感及歸屬感的需求，使外部要求轉化為內(nèi)在動機[ 24 ]，從而提升了職業(yè)使命感；而職業(yè)使命感強調(diào)價值驅(qū)動行為，研究表明職業(yè)使命感可促進護士主動參與組織活動，提升工作行為表現(xiàn)[ 25 ]。因此，在面臨挑戰(zhàn)性壓力源時，職業(yè)使命感是提升護士工作投入的重要方向。然而，本研究中挑戰(zhàn)性壓力源對恢復體驗的影響并不顯著，說明其并不能增強護士的恢復體驗，與既往在銀行員工中的結論不一致[ 26 ]，原因分析如下：（1）挑戰(zhàn)性壓力源與恢復體驗可能存在復雜的非線性關系，有研究指出工作負荷與心理脫離能力呈曲線關系，當工作負荷保持適中水平時，最適合心理脫離[ 27 ]。（2）可能存在其他變量影響兩者的關系，研究表明正念可以正向調(diào)節(jié)壓力與心理脫離的關系，在工作中保持正念可減少主觀判斷及情緒反應，從而避免下班后陷入與工作相關的事情[ 28 ]。因此，在今后研究中，可引入個體因素的調(diào)節(jié)作用。
阻礙性壓力源對護士工作投入影響的路徑分析。（1）本研究結果顯示，阻礙性壓力源對護士工作投入有直接負面效應，與Mazzola和Disselhorst[ 29 ]的Meta分析結果一致。阻礙性壓力源涉及角色模糊、不合理的組織程序等，當護士評估自身能力不足以克服時，便會做出威脅性評價，從而阻礙工作表現(xiàn)。（2）本研究結果顯示，阻礙性壓力源可通過降低職業(yè)使命感影響護士工作投入。阻礙性壓力源會限制員工產(chǎn)生并應用工作資源，而職業(yè)使命感是個體保護性資源，可緩沖外環(huán)境的不良影響[ 30 ]，因而能介導阻礙性壓力源對護士工作投入的不良刺激。（3）本研究結果顯示，恢復體驗在阻礙性壓力源與工作投入間也能起中介作用。相關調(diào)查顯示，長期處于職業(yè)緊張狀態(tài)的護士身心疲憊，不利于自我恢復與調(diào)節(jié)[31 ]。因而，在阻礙性壓力源的刺激下，護士較難脫離工作，將抑制恢復體驗；而恢復體驗是一種積極的心理資源，可以緩解職業(yè)壓力，減少職業(yè)倦怠，從而增加工作活力。本研究顯示，恢復體驗的中介效應較職業(yè)使命感強，說明在面臨阻礙性壓力源時，護士的恢復體驗感受最易受影響，而其對工作投入又具有重要意義。
啟示。（1）管理者應識別壓力源的屬性，減少阻礙性壓力源，為護士營造良好的工作環(huán)境，如提供工作安全保障、營造和諧的護患關系、設立清晰的職業(yè)生涯發(fā)展規(guī)劃等。（2）在增加工作負荷、職責范疇等挑戰(zhàn)性壓力源時，應積極引導護士增強職業(yè)使命感，鼓勵護士參與醫(yī)院事務，增加工作自主性與責任感[ 32 ]，將壓力轉化為動力。（3）在面臨阻礙性壓力源時，除了加強職業(yè)使命感，還應關注護士的恢復體驗，鼓勵護士掌握放松技巧，拓展興趣愛好，實現(xiàn)工作角色轉換。
綜上所述，本研究剖析了挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源對護士工作投入的不同影響路徑，引入職業(yè)使命感和恢復體驗的中介機制，可為護理管理者制訂壓力源應對策略提供指導。由于本研究僅選取了3所醫(yī)院的護士為研究對象，今后還需擴大研究范圍，檢驗模型的有效性與穩(wěn)定性。另外，今后可開展縱向研究，取得嚴格的因果關系推論。
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