工作场所欺凌、工作满意度、职业倦怠与员工离职意愿之间的关系：护士韧性的调节作用

《Nursing Research and Practice》：Relationship Among Workplace Bullying, Job Satisfaction, Burnout, and Turnover Intention: The Mediating Role of Nurses’ Resilience

　　摘要

引言
护士经常面临工作场所的欺凌行为，这可能导致工作满意度下降、职业倦怠以及离职意愿增加。韧性可以帮助护士应对这些负面情况。本研究旨在探讨工作场所欺凌、韧性、工作满意度、职业倦怠和离职意愿之间的关系，并研究韧性在这些关联中的中介作用。

方法
这项横断面研究涉及来自巴西圣保罗州三家医院的239名护士。2024年4月至8月期间，通过在线调查收集数据，内容包括个人和职业信息，以及用于测量韧性、工作场所欺凌和职业倦怠的巴西版验证工具。数据分析使用了Spearman相关系数检验和结构方程模型。

结果
在参与者中，80.33%为女性，平均年龄为37.11岁（±9.10岁）。研究发现，工作场所欺凌与韧性呈显著负相关，与个人成就感和工作满意度显著负相关，与情绪耗竭、去个性化及离职意愿显著正相关。工作场所欺凌对工作满意度和职业倦怠既有显著的直接负面影响，也有显著的间接影响。工作场所欺凌对工作满意度和离职意愿的影响部分受到韧性的中介作用。然而，在工作场所欺凌与离职意愿之间的关系中未发现中介效应。

结论
韧性部分中介了工作场所欺凌与工作满意度和职业倦怠之间的关系，体现了其保护作用。但离职意愿方面未发现中介效应，表明还有其他因素影响护士的离职决定。护士管理者可以通过减少工作场所欺凌和实施增强韧性的策略来提升员工的幸福感。

1. 引言
护理专业人员构成了负责持续患者护理的最大劳动力队伍。尽管他们在医疗保健中发挥着关键作用，但世界卫生组织估计全球护士短缺约590万人[1]。这种短缺部分是由于高的人员流动率[2-4]，反映了不利组织条件（尤其是工作场所欺凌）与个人资源（如韧性）可用性之间的相互作用[5, 6]。工作场所欺凌指的是反复和持续的负面行为，包括骚扰、排斥和权力滥用[7, 8]，是医疗环境中一种长期的职业压力源。与其他职业群体相比，护士更容易受到此类行为的影响[9-11]。根据资源保护（COR）理论[12]，工作场所欺凌是一个持续的资源流失过程。个体不得不不断投入心理、社会和情感资源来应对人际敌意、保护职业身份并维持工作表现[13]。由于这些资源是有限的，反复暴露于工作场所欺凌会逐渐耗尽个体的应对能力，导致资源流失的螺旋式上升[14]。根据COR理论，当个人资源受到威胁、耗尽或补充不足时，压力就会产生[12]。在工作场所欺凌的情境下，资源的持续流失会削弱护士的情感能量、能力感知和社会支持，从而增加他们患职业倦怠的风险，特别是情绪耗竭和疏离感[12, 13, 15]。随着资源流失的加剧，有价值的工作相关资源（如职业成就感和控制感）的侵蚀进一步导致工作满意度下降，并强化了包括离职意愿在内的行为退缩反应[16, 17]。因此，职业倦怠和工作满意度下降可以被视为资源流失的直接结果，而离职意愿则是一种旨在防止进一步资源流失的间接行为反应[14]。在此理论框架下，韧性是一种关键的个人资源，有助于保护和其他资源的恢复。韧性被定义为适应和从压力源中恢复的能力[18]，它增强了个体调动应对策略、重新解读逆境和恢复耗尽的情感和认知资源的能力[19, 20]。因此，韧性可以中断由工作场所欺凌引发的资源流失螺旋[14]，减轻其对职业倦怠[21, 22]、工作满意度[23]和离职意愿[24, 25]的负面影响。相反，长期暴露于工作场所欺凌会削弱韧性，降低个体补充资源的能力，加速资源流失的螺旋式上升，从而加剧不良的职业结果[14]。尽管先前的研究已经证明了工作场所欺凌与职业倦怠[26]、工作满意度[23]和离职意愿[6]之间的直接关联，但这些关系背后的理论机制尚未完全明了。特别是缺乏实证研究将韧性作为中介变量，探讨其在工作场所欺凌与职业倦怠、工作满意度和离职意愿之间的关系。这一空白在巴西背景下尤为突出，尤其是在护理专业人员中，缺乏在综合理论框架内考察这些关联的实证证据。尽管存在可能影响工作场所欺凌暴露和个人资源可用性的情境和组织特征，但解决这些缺口对于推进对个人和组织资源如何相互作用以影响护理职业福祉的理解至关重要。因此，本研究旨在探讨工作场所欺凌、韧性、工作满意度、职业倦怠和离职意愿之间的关系，并研究韧性在这些关联中的中介作用。本研究提出的理论模型如图1所示。

假设
- 假设1：工作场所欺凌与职业倦怠呈直接正相关。
- 假设2：工作场所欺凌与工作满意度呈直接负相关。
- 假设3：工作场所欺凌与离职意愿呈正相关。
- 假设4：工作满意度与离职意愿呈负相关。
- 假设5：职业倦怠与离职意愿呈正相关。
- 假设6：韧性在工作场所欺凌与工作满意度之间具有中介作用。
- 假设7：韧性在工作场所欺凌与职业倦怠之间具有中介作用。
- 假设8：韧性在工作场所欺凌与离职意愿之间具有中介作用。

2. 方法
2.1. 研究设计和地点
这项横断面研究在巴西圣保罗州的三家私立三级医院进行。

2.2. 样本
样本包括239名护理专业人员，涵盖直接护理患者的人员和担任监督职务的人员。排除在医院工作不超过6个月的人员以及在数据收集期间休假或其他类型休假的人员。在结构方程模型（SEM）的背景下，样本量大于200被视为适当[27]。

2.3. 测量工具
2.3.1. 个人和职业数据
参与者的特征包括年龄、性别、婚姻状况、职业类别、职业经验年限、在医院的工作时长以及员工人数。使用一个单项指标来评估离职意愿：“您明年离职的意愿是什么？”该指标采用10点李克特量表评分，得分越低表示离职意愿越低。

2.3.2. Connor-Davidson韧性量表（CD-RISC-10）
使用针对巴西验证的CD-RISC-10量表来评估韧性。该量表为单因素结构，包含十个项目，每个项目采用5点李克特量表评分，范围从0（不真实）到4（几乎总是真实）。总分范围为0到40分，分数越高表示韧性水平越高[29]。先前的研究显示其Cronbach’s alpha值为0.82[28]。在本研究中，该量表的Cronbach’s alpha值为0.84。

2.3.3. 负面行为问卷—修订版（NAQ-R）
使用NAQ-R的巴西版本[30]来评估工作场所欺凌，该问卷描述了工作场所中的某些负面行为。这个包含22个项目的问卷分为四个子量表：排斥（8个项目）、骚扰（7个项目）、工作负担过重（4个项目）和低估（3个项目）[31]。问卷采用5点李克特量表评分，回答范围从1（从不）到5（每天），包括从不、偶尔、每月、每周和每天。得分越高表示遭受欺凌的程度越高。在之前的研究中确认了该问卷的可信度和有效性[32]。在本研究中，四个子量表的Cronbach’s alpha值在0.71到0.88之间。

2.3.4. 安全态度问卷（SAQ）—2006年简版的工作满意度子量表
使用SAQ工作满意度子量的巴西版本[33]来评估工作满意度，该量表包含五个项目，采用5点李克特量表评分，范围从强烈不同意到强烈同意。评分规则如下：强烈不同意对应0分，稍微不同意对应25分，中性对应50分，稍微同意对应75分，强烈同意对应100分。总分是通过将该领域所有项目的回答相加后再除以项目数量得到的。每个子量的得分范围为0到100分，75分及以上被视为工作满意度较高[33]。该量表的巴西版本具有较高的有效性、可靠性和响应性[34]。在本研究中，SAQ的Cronbach’s alpha值为0.84。

2.3.5. Maslach职业倦怠量表（MBI）
使用MBI的巴西版本来测量职业倦怠水平[35]。该量表包含22个项目，分为三个维度：情绪耗竭（9个项目）、去个性化（5个项目）和个人成就感下降（8个项目）。回答采用5点李克特量表评分，范围从1（从不）到5（每天）。情绪耗竭维度的分值范围为9到45分，去个性化维度的分值范围为5到25分。对于这两个维度，分数越高表示职业倦怠程度越高。相反，个人成就感下降维度的分值范围为8到40分，分数越低表示职业倦怠程度越高[36]。先前的研究已经确认了MBI的可靠性和有效性[37]。在本研究中，情绪耗竭的Cronbach’s alpha值为0.93，去个性化的Cronbach’s alpha值为0.70，个人成就感下降的Cronbach’s alpha值为0.80。

2.4. 数据收集
数据收集时间为2024年4月24日至8月9日。调查工具通过Google Forms平台录入，并提供了链接和二维码供访问。通过机构邮箱、海报和社交媒体发送参与调查的邀请。所有参与者在回答问题并点击链接下载知情同意书副本之前均表示同意。

2.5. 数据分析
数据分析使用了统计分析系统（SAS）9.4版本和SmartPLS 4 [38]。描述性统计（平均值、标准差和频率）用于分析个人和职业特征。Spearman相关系数用于分析变量之间的相关性。我们使用带有偏最小二乘（PLS）估计方法的结构方程模型（SEM）来分析提出的理论模型[39]。模型估计采用5000个样本和95.0%置信区间（CIs）的自助法来测试直接和间接效应。当间接效应显著而直接效应不显著时，认为存在完全中介作用；当直接和间接效应都显著时，存在部分中介作用；当间接效应不显著时，认为没有中介作用[39]。当观察到部分中介作用时，直接效应和间接效应相乘。如果乘积结果为正，则表示存在互补性部分中介作用；如果为负，则表示存在竞争性部分中介作用[39]。Pearson决定系数（R2）用于评估模型的质量。模型被分类为小效应（2.0%）、中等效应（13.0%）或大效应（26.0%）。此外，如果预测有效性系数（Q2）大于零，则认为其适当。效应量（f2）也用于评估从模型中省略外生变量时R2的变化。值0.02、0.15和0.35分别代表小效应、中等效应和大效应[39]。

2.6. 伦理考虑
在研究开始前，该研究获得了大学伦理委员会（编号：6.718.015）的批准。所有参与者均签署了知情同意书。所有收集到的信息都得到了严格保密的处理。

3. 结果
3.1. 参与者的人口统计特征、职业特征和组织特征
共有239名护理专业人员参与了这项研究，平均年龄为37.11岁（±9.10岁）。平均护理工作经验为12.23年（±7.05年），在当前机构的工作时间为6.22年（±5.73年）。大多数护士（74.48%）没有其他工作。参与者的其他特征见表1。表1：参与者的 demographic 和职业特征（n=239）。

| 变量 | n | % |
|-------|-----|------|
| 性别 | | |
| 女性 | 192 | 80.33 |
| 男性 | 45 | 18.83 |
| 未提供信息 | 2 | 0.84 |
| 婚姻状况 | | |
| 未婚 | 124 | 51.88 |
| 已婚 | 114 | 47.90 |
| 未提供信息 | 1 | 0.22 |
| 工作班次 | | |
| 白班 | 154 | 64.43 |
| 夜班 | 79 | 33.05 |
| 未提供信息 | 6 | 2.52 |

3.2. 工作场所欺凌、韧性、职业倦怠、工作满意度及离职意向的特征
护士们在工作场所欺凌方面的平均得分为33.21分（±12.51分）。在参与者中，20人（8.37%）表示从未经历过工作场所欺凌，197人（82.43%）表示偶尔经历过，22人（9.21%）表示经常经历过。此外，韧性的平均得分为27.12分（±5.84分），情绪衰竭的平均得分为24.70分（±7.96分），个人成就感降低的平均得分为30.52分（±4.63分），去个性化现象的平均得分为9.44分（±3.77分）。关于工作满意度，参与者的平均得分为72.49分（±22.28分）。此外，专业人员在接下来的一年内没有辞职的意向（3.80±3.86）。

3.3. 变量之间的相关性
表2显示了工作场所欺凌、韧性、工作满意度、职业倦怠和离职意向之间相关性的分析结果。

表2：韧性、工作场所欺凌、职业倦怠、工作满意度及离职意向之间的Spearman相关性

| 变量 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 |
|-----------|------|------|------|------|------|------|------|------|------|
| 韧性 | 1 | | | | | | | | |
| 工作场所欺凌 | -0.335* | | -0.245* | -0.236* | -0.230* | -0.295 | -0.428 | -0.430 | -0.155 |
| 情绪衰竭 | -0.485* | -0.415 | -0.391 | -0.520 | -0.561 | -0.308 | -0.283 | -0.247 |
| 个人成就感降低 | -0.251* | -0.195 | -0.289 | -0.308 | -0.352 | -0.173 | -0.005 | |
| 职业倦怠 | -0.243* | -0.171 | -0.020 | -0.010 | 0.111 | -0.173 | -0.005 | |
| 离职意向 | -0.155* | 0.285* | 0.193* | 0.308* | 0.362* | 0.471* | -0.243 | -0.475 |

3.4. 结构方程模型（SEM）
表3显示了假设的结构路径的估计效果。

表3：假设的结构路径的效应估计

| 结构路径 | 标准化系数（β）| 95% CI | p |
|------------------|-----------|-----------|------|
| 工作场所欺凌 → 韧性 | -0.295 | -0.437 | <0.0001 |
| 韧性 → 工作满意度 | 0.350 | 0.243 | <0.0001 |
| 韧性 → 职业倦怠 | -0.391 | -0.489 | <0.0001 |
| 韧性 → 离职意向 | 0.111 | -0.028 | 0.247 |
| 工作场所欺凌 → 工作满意度 | -0.386 | -0.483 | <0.0001 |
| 工作场所欺凌 → 职业倦怠 | 0.419 | 0.325 | <0.0001 |
| 工作场所欺凌 → 离职意向 | -0.020 | -0.171 | 0.124 |
| 工作满意度 → 离职意向 | -0.409 | -0.566 | <0.0001 |
| 职业倦怠 → 离职意向 | 0.173 | -0.005 | 0.352 |

SEM模型（图2）表明，工作场所欺凌对工作满意度有显著的负面影响（β=-0.386，95% CI [-0.483, -0.283]），对职业倦怠有正面影响（β=0.419，95% CI [0.325, 0.497]）。因此，假设1和2得到了验证。工作满意度对离职意向有显著的负面影响（β=-0.409，95% CI [-0.566, -0.253]），证实了假设4。另一方面，假设3和5没有得到验证，表明工作场所欺凌和职业倦怠对离职意向都没有显著影响。

4. 讨论
本研究探讨了护士在工作场所欺凌、韧性、工作满意度、职业倦怠和离职意向之间的关系，以及韧性在这些关系中的中介作用。研究发现，大多数参与者报告偶尔经历工作场所欺凌，同时表现出中等程度的韧性、情绪衰竭、高度的去个性化现象和降低的个人成就感，以及工作满意度较低的情况，但离职意向相对较低。与COR理论一致，工作场所欺凌与职业倦怠呈正相关，与工作满意度呈负相关。作为长期的人际压力源，工作场所欺凌迫使护士不断投入情感、认知和社会资源来保护他们的职业身份、管理人际冲突并维持工作表现。鉴于这些资源的有限性，持续的暴露加速了资源的累积损失，导致情绪衰竭、工作不满和职业成就感的降低。这些发现强调了减少压力源的组织策略的重要性，以及通过支持性领导、充足的员工配备和认可实践来积极促进资源获取的重要性。在本样本中，工作场所欺凌和职业倦怠与离职意向没有直接关联，这表明护士的离职意向可能更多受到情境因素和专业承诺的影响。元分析表明，职业倦怠对离职意向的影响在其他职业群体中通常较弱。此外，数据还显示工作满意度与离职意向呈负相关，进一步强调了其作为关键动机和情感资源的作用。组织策略应侧重于工作量调节、认可、透明沟通以及提供适当的人力和物质资源，从而间接降低离职意向。

4.1. 强点和局限性
本研究存在一些局限性，其中之一是使用了方便样本。横断面设计限制了推断研究变量之间因果关系的能力。此外，在线数据收集使得难以控制环境因素。样本仅来自巴西一个州的三家私立医院的护理专业人员，因此研究结果可能不适用于其他医疗环境或不同地区的医院。未来的研究可以通过采用纵向设计来克服这些局限性，从而有助于建立因果关系，更好地控制潜在偏见，并提高结果的普遍性。此外，未来的研究还可以探讨旨在减少工作场所欺凌和增强韧性的干预计划的影响。

5. 结论
研究表明，韧性在工作场所欺凌与工作满意度及职业倦怠之间的关系中起到了显著的中介作用，体现了韧性作为保护性心理资源的价值。然而，在工作场所欺凌与离职意向之间的关系中未观察到中介效应，这表明可能有其他因素影响护士的离职决定。这些发现强调了预防工作场所欺凌和促进韧性以支持护理专业人员福祉的组织策略的重要性。**资金支持**
本研究得到了国家科学技术发展委员会（项目编号：310130/2022-0）以及坎皮纳斯州立大学博士后研究计划（PPPD）的资助。

**信息披露**
所有作者均已对本文最终版本进行了审核并签署同意意见。

**利益冲突**
作者声明不存在任何利益冲突。

**数据获取方式**
支持本研究结果的数据可应要求提供。