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創(chuàng)新氛圍感知對護(hù)士創(chuàng)新行為的影響以及內(nèi)在動機(jī)的中介效應(yīng)

2020-06-26 04:23張佳李忻宇王梁雷志琴吳娟謝彩霞
軍事護(hù)理 2020年5期
關(guān)鍵詞:樣本量四川省動機(jī)

張佳,李忻宇,王梁,雷志琴,吳娟,謝彩霞

(1.四川省醫(yī)學(xué)科學(xué)院 四川省人民醫(yī)院 神經(jīng)外科,四川 成都 610072;2.四川省醫(yī)學(xué)科學(xué)院 四川省人民醫(yī)院 供應(yīng)室;3.四川省醫(yī)學(xué)科學(xué)院 四川省人民醫(yī)院 神經(jīng)外科監(jiān)護(hù)室;4.四川省醫(yī)學(xué)科學(xué)院 四川省人民醫(yī)院 內(nèi)科監(jiān)護(hù)室;5.四川省醫(yī)學(xué)科學(xué)院 四川省人民醫(yī)院 護(hù)理部;6.電子科技大學(xué) 醫(yī)學(xué)院,四川 成都 611731)

護(hù)士創(chuàng)新行為是指護(hù)理人員為促進(jìn)健康、預(yù)防疾病和提高護(hù)理質(zhì)量而尋求新方法、新技術(shù)或新工作方式的行為過程[1]。護(hù)士作為醫(yī)院的重要主體,其創(chuàng)新行為對醫(yī)療護(hù)理質(zhì)量、醫(yī)院的發(fā)展起著非常重要的作用,但目前護(hù)士創(chuàng)新行為總體水平欠佳,有待進(jìn)一步提升[2]。探討影響護(hù)士創(chuàng)新行為的因素,并針對性地進(jìn)行干預(yù),成為提升護(hù)士創(chuàng)新行為的新思路和突破口。研究[3]發(fā)現(xiàn):一方面良好的創(chuàng)新氛圍感知可以有效地激勵(lì)護(hù)理人員產(chǎn)生創(chuàng)新行為,另一方面護(hù)士內(nèi)在動機(jī)表現(xiàn)越突出,其創(chuàng)新行為水平越高[4]。由此可見,創(chuàng)新氛圍感知和內(nèi)在動機(jī)都對護(hù)士創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響。本研究以創(chuàng)新氛圍感知為自變量、內(nèi)在動機(jī)為中介變量、創(chuàng)新行為為因變量,構(gòu)建中介效應(yīng)模型,探討創(chuàng)新氛圍感知對護(hù)士創(chuàng)新行為的作用機(jī)制。

1 對象與方法

1.1 研究對象 于2019年5月,便利抽樣選取成都市某三級甲等綜合性醫(yī)院臨床護(hù)士進(jìn)行橫斷面調(diào)查。研究對象納入標(biāo)準(zhǔn):工作年限≥1年的護(hù)士;取得執(zhí)業(yè)資格的注冊護(hù)士;自愿參加本研究的護(hù)士。排除標(biāo)準(zhǔn):進(jìn)修和實(shí)習(xí)護(hù)士。根據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型[5]的樣本量要求,樣本量至少應(yīng)為自變量個(gè)數(shù)的10~15倍。本研究中人口學(xué)變量有7個(gè)、創(chuàng)新氛圍感知量表有5個(gè)維度、內(nèi)在動機(jī)量表有5個(gè)維度、創(chuàng)新行為量表為單維度,自變量共18個(gè),故其樣本量應(yīng)為180~270份。本研究采用問卷星調(diào)查,收集有效樣本量298份。本研究方案已獲四川省人民醫(yī)院倫理委員會審定(批號:2019188),并在中國臨床試驗(yàn)注冊中心進(jìn)行注冊(注冊號:chictr1900023546)。

1.2 方法

1.2.1 調(diào)查工具 (1)一般資料調(diào)查表:一般資料調(diào)查表包含性別、年齡、婚姻狀況、學(xué)歷、工作年限、職稱和聘用方式等7個(gè)條目。(2)創(chuàng)新氛圍感知量表:由 Amabile等[6]開發(fā)、邱皓政等[7]修訂。量表包括20個(gè)條目,由團(tuán)隊(duì)支持、工作特性、資源供應(yīng)、領(lǐng)導(dǎo)支持、組織理念等5個(gè)維度組成,具有良好的信度和效度,Cronbach’s α系數(shù)為0.92,各維度的Cronbach’s α系數(shù)介于0.85~0.95之間,具有較高的內(nèi)部一致性。本研究中,各維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為:0.87、0.83、0.94、0.93和0.89。(3)內(nèi)在動機(jī)量表:采用由Amabile等(1994)[8]編制的量表,包含自我決定、勝任感、工作參與、好奇心和興趣等5個(gè)維度,共15個(gè)條目,原始量表Cronbach’s α系數(shù)為0.77,在本研究中,Cronbach’s α系數(shù)為0.84,各維度Cronbach’s α系數(shù)在自我決定、勝任感、工作參與、好奇心、興趣5個(gè)維度分別為0.67、0.72、0.70、0.69和0.88。(4)創(chuàng)新行為量表:該表為單維度結(jié)構(gòu),該量表的單因素模型具有良好的結(jié)構(gòu)效度,量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.91,在本調(diào)查中,Cronbach’s α系數(shù)為0.90[9-10]。

1.2.2 預(yù)調(diào)查 2019年3月,納入符合抽樣標(biāo)準(zhǔn)的研究對象40名進(jìn)行預(yù)調(diào)查。結(jié)果證明資料收集方案可行,問卷?xiàng)l目清晰易理解,問卷信度滿足統(tǒng)計(jì)學(xué)要求。

1.2.3 資料收集方法 本研究采用發(fā)放網(wǎng)絡(luò)問卷的形式。應(yīng)用問卷星通過微信鏈接的方式發(fā)放,向所有符合上述標(biāo)準(zhǔn)和愿意參與調(diào)查的護(hù)士詳細(xì)介紹研究方案、調(diào)查項(xiàng)目及研究目的后發(fā)放問卷。參與者匿名自愿參加,填寫問卷后直接傳送給研究者。問卷使用統(tǒng)一指導(dǎo)語,特別注明了問卷填寫的注意事項(xiàng),從而確保問卷填寫的有效性和科學(xué)性。共發(fā)放問卷298份,回收有效問卷298份,有效問卷回收率為100%。

2 結(jié)果

2.1 本組研究對象的一般資料 本組護(hù)士女293人(98.32%),男5人(1.68%);已婚164人(55.03%),未婚130人(43.62%),離異4人(1.34%);平均年齡(28.30±4.60)歲;平均工作年限(8.96±8.70)年;大專及以下學(xué)歷88人(29.53%),本科學(xué)歷195人(65.44%),研究生及以上學(xué)歷15人(5.03%);護(hù)士98人(32.89%),護(hù)師110人(36.91%),主管護(hù)師71人(23.83%),副主任護(hù)師及以上19人(6.38%);正式編制96人(32.21%)、合同制202人(67.79%)。

2.2 護(hù)士創(chuàng)新氛圍感知、內(nèi)在動機(jī)、創(chuàng)新行為的得分情況 經(jīng)檢驗(yàn),護(hù)士創(chuàng)新氛圍感知、內(nèi)在動機(jī)、創(chuàng)新行為數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布,結(jié)果見表1。

表1 護(hù)士創(chuàng)新氛圍感知、內(nèi)在動機(jī)、創(chuàng)新行為的得分情況(分,

2.3 護(hù)士創(chuàng)新氛圍感知、內(nèi)在動機(jī)、創(chuàng)新行為的相關(guān)性分析 護(hù)士創(chuàng)新氛圍感知、內(nèi)在動機(jī)、創(chuàng)新行為均兩兩正相關(guān),均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.01)。見表2。

表2 護(hù)士創(chuàng)新氛圍感知、內(nèi)在動機(jī)與創(chuàng)新行為的相關(guān)性分析(r)

b:P<0.01

2.4 內(nèi)在動機(jī)在護(hù)士創(chuàng)新氛圍感知和創(chuàng)新行為之間的中介效應(yīng)分析 根據(jù)理論假設(shè),以護(hù)士創(chuàng)新氛圍感知為自變量,內(nèi)在動機(jī)為中介變量,創(chuàng)新行為為因變量,采用結(jié)構(gòu)方程模型對三者之間的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證,并根據(jù)軟件給出的修正指標(biāo)建立殘差之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系,適當(dāng)提升模型擬合度。結(jié)果顯示,模型擬合情況符合擬合標(biāo)準(zhǔn),該模型的路徑系數(shù)的運(yùn)算結(jié)果能夠非常真實(shí)可靠地反映出創(chuàng)新氛圍感知、內(nèi)在動機(jī)與護(hù)士創(chuàng)新行為之間的關(guān)系。見表3。

表3 中介效應(yīng)模型的擬合指數(shù)

創(chuàng)新氛圍感知通過內(nèi)在動機(jī)間接影響護(hù)士創(chuàng)新行為,內(nèi)在動機(jī)的中介效應(yīng)為顯著的間接正效應(yīng)(間接效應(yīng)=0.29,P<0.01);同時(shí),創(chuàng)新氛圍感知對護(hù)士創(chuàng)新行為有直接的正面影響(直接效應(yīng)=0.57,P=0.02)??偟男?yīng)是0.86(P= 0.01)。因此,內(nèi)在動機(jī)在創(chuàng)新氛圍感知和創(chuàng)新行為之間起到了部分中介效應(yīng),中介效應(yīng)占比為(0.29)/(0.29+0.57)=33.72%。

3 討論

3.1 創(chuàng)新氛圍感知有助于提升護(hù)士創(chuàng)新行為 創(chuàng)新氛圍感知作為一種關(guān)于工作環(huán)境的知覺描述,是組織內(nèi)部成員對組織內(nèi)與創(chuàng)新有關(guān)的組織理念、管理方式、工作環(huán)境等的主觀認(rèn)知[12],這種感知會對個(gè)體的態(tài)度、情緒、信心、行為等產(chǎn)生影響[13]。本研究結(jié)果顯示,護(hù)士創(chuàng)新氛圍感知與創(chuàng)新行為呈正相關(guān) (P<0.01),表示創(chuàng)新氛圍感知對護(hù)士的創(chuàng)新行為有正向預(yù)測作用。李亞櫪[12]的研究發(fā)現(xiàn)適宜的組織創(chuàng)新氛圍會顯著提升護(hù)士開展創(chuàng)新工作的積極性,有利于提高護(hù)士的創(chuàng)新行為能力,這與本研究的結(jié)果一致。提示護(hù)理管理者要進(jìn)行創(chuàng)新所需的資源供應(yīng)、團(tuán)隊(duì)支持、領(lǐng)導(dǎo)方式、組織理念等多方面組織氛圍的建設(shè),提高護(hù)理人員創(chuàng)新氛圍感知,使護(hù)理人員積極主動采取創(chuàng)新行為。

3.2 內(nèi)在動機(jī)是護(hù)士創(chuàng)新行為的積極因素 內(nèi)在動機(jī)是個(gè)體被工作本身所吸引和激勵(lì),渴望全身心投入工作的一種狀態(tài),個(gè)體把完成任務(wù)的過程本身視為目標(biāo),而不是達(dá)到目標(biāo)的手段[14]。在相關(guān)的創(chuàng)造性活動中,如果個(gè)體的內(nèi)在動機(jī)水平較高,他們就會花費(fèi)更多的時(shí)間和精力搜集有用的信息,發(fā)現(xiàn)并創(chuàng)造性地解決工作中存在的問題[15];而內(nèi)在動機(jī)較低的個(gè)體缺少對創(chuàng)新活動的深層次認(rèn)知,傾向于常規(guī)化和程序化的行為。本研究結(jié)果顯示,護(hù)士內(nèi)在動機(jī)與創(chuàng)新行為呈正相關(guān)(P<0.01),表示內(nèi)在動機(jī)對護(hù)士創(chuàng)新行為有正向預(yù)測作用。李暉等[16]也得出類似觀點(diǎn),即創(chuàng)新行為受內(nèi)在動機(jī)正向影響。研究[17]發(fā)現(xiàn),內(nèi)在動機(jī)是護(hù)士創(chuàng)新行為的內(nèi)在激勵(lì)之一,是員工體驗(yàn)到被授權(quán)的一種心理狀態(tài)。李燚等[18]認(rèn)為創(chuàng)新工作需要個(gè)體承受較大的壓力和挑戰(zhàn),內(nèi)在動機(jī)恰好具有這種能量來應(yīng)對較高挑戰(zhàn)的任務(wù)要求。廖建橋等[19]提出相比內(nèi)在動機(jī)低的個(gè)體,內(nèi)在動機(jī)高的員工表現(xiàn)出更多的創(chuàng)造性。因此,內(nèi)在動機(jī)是護(hù)士創(chuàng)新行為不可忽視的影響因素。

3.3 創(chuàng)新氛圍感知通過內(nèi)在動機(jī)對護(hù)士創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響:內(nèi)在動機(jī)的中介效應(yīng) 有研究[20]報(bào)道,護(hù)士的創(chuàng)新行為能力需要內(nèi)、外環(huán)境兩方面的激勵(lì),動力機(jī)制是創(chuàng)新的內(nèi)因,感知到的創(chuàng)新氛圍水平是創(chuàng)新行為的外因;個(gè)體感受到的創(chuàng)新氛圍越濃厚,對內(nèi)在動機(jī)的影響就更強(qiáng)烈[21]。本研究通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)一步探討創(chuàng)新氛圍感知、內(nèi)在動機(jī)對護(hù)士創(chuàng)新行為的作用機(jī)制,結(jié)果發(fā)現(xiàn):創(chuàng)新氛圍感知可以直接正向作用于護(hù)士創(chuàng)新行為,也可以通過內(nèi)在動機(jī)間接正向作用于護(hù)士創(chuàng)新行為,即內(nèi)在動機(jī)在創(chuàng)新氛圍感知和護(hù)士創(chuàng)新行為之間,具有中介作用,中介效應(yīng)占比為33.72%。自我決定理論認(rèn)為環(huán)境對行為產(chǎn)生影響主要是通過對動機(jī)發(fā)生作用實(shí)現(xiàn)的[22],人們感知自我決定的權(quán)利越大,越有可能通過內(nèi)在動機(jī)對創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響[15]。本研究結(jié)果提示,在護(hù)理創(chuàng)新活動中,護(hù)理管理者應(yīng)創(chuàng)造適宜的環(huán)境條件,為護(hù)士提供一個(gè)創(chuàng)新氛圍濃厚的“軟環(huán)境”,如:感情支持、物資獎(jiǎng)勵(lì)、開放自由的環(huán)境、溫暖的創(chuàng)新氛圍等,當(dāng)護(hù)士感知到支持性的創(chuàng)新氛圍,就會激起其進(jìn)行創(chuàng)新的內(nèi)在動機(jī),進(jìn)而表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為。

3.4 研究的局限性 本研究還存在一定的不足之處:一方面,本研究的樣本量來自同一家醫(yī)院,且選用方便抽樣的方法,樣本量亦相對較少;另一方面,本研究是橫斷面研究,今后應(yīng)通過縱向研究進(jìn)一步探討內(nèi)在動機(jī)在創(chuàng)新氛圍感知和創(chuàng)新行為之間的長期作用關(guān)系。

綜上所述,創(chuàng)新氛圍感知和內(nèi)在動機(jī)均可正向預(yù)測護(hù)士的創(chuàng)新行為,即護(hù)士的創(chuàng)新行為是由外在環(huán)境因素和個(gè)人內(nèi)在激勵(lì)因素共同作用產(chǎn)生。因此在日常工作中,需要護(hù)理管理者積極營造良好的創(chuàng)新氛圍,為創(chuàng)新活動提供物質(zhì)支持、精神支持和智力支持;同時(shí),護(hù)士本身也應(yīng)注重自身內(nèi)在動機(jī)的培養(yǎng),豐富專業(yè)知識,提升個(gè)人品質(zhì),最終促進(jìn)創(chuàng)新行為的提高。

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