安曉，薛雅婷，夏雨，王紅

[1.山東第一醫(yī)科大學第一附屬醫(yī)院（山東省千佛山醫(yī)院）護理學，山東 濟南 250014；2.山東中醫(yī)藥大學 護理學院，山東 濟南 250300]

決策疲勞（decision fatigue）是指由于反復的決策行為而導致的決策和控制行為的能力受損[1]。經(jīng)歷決策疲勞的個體表現(xiàn)為權衡利弊的能力受損，更容易做出沖動或回避等不合理的選擇，使決策質(zhì)量下降[1，2]。護士長作為護理隊伍中的管理者，在決策過程中常需對科室發(fā)展、人員管理、資源調(diào)配、護患關系、部門協(xié)作等方面進行多角度的考慮，在進行大量決策后易出現(xiàn)決策疲勞，從而采用不合理的決策行為[3]，直接或間接影響護理工作質(zhì)量、患者結(jié)局等[4]。另外，由于未能評估所有的選擇而執(zhí)行次優(yōu)決策可能會加劇決策后悔，若未及時采取認知調(diào)整的應對措施，決策疲勞應對無效可影響護士長心理健康，甚至出現(xiàn)記憶障礙[5]。根據(jù)自然決策理論框架可知，決策過程中受工作環(huán)境、工作經(jīng)驗的影響[6]，同時Pignatiello等[7]驗證了工作環(huán)境、創(chuàng)傷性應激、睡眠等是決策疲勞的影響因素，不良的工作環(huán)境會使決策者容易受到額外的壓力，從而削弱其決策能力，導致決策疲勞。目前國內(nèi)研究集中在患者家屬的決策疲勞，尚未見護士長決策疲勞的相關研究。本研究旨在調(diào)查護士長決策疲勞現(xiàn)狀并分析其影響因素，以期為制定有效可行的應對策略，緩解護士長決策疲勞提供一定的參考和依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 研究對象 采取便利抽樣法，2021年12月—2022年1月選取山東省某三級甲等醫(yī)院的護士長為研究對象。納入標準：（1）片區(qū)總護士長、病區(qū)護士長；（2）任職護士長時間≥6個月；（3）自愿參加本研究者。排除標準：（1）門、急診及其他輔助類科室護士長；（2）進修護士長、調(diào)查期間外出培訓的護士長。根據(jù)總體均值估計樣本量[8]，采用公式，設定α=0.05，則 μα/2=1.96。2021年11月抽取山東省某三級甲等醫(yī)院30名護士長，使用決策疲勞量表以及護士長工作環(huán)境量表對其進行預調(diào)查，根據(jù)預調(diào)查測得決策疲勞標準差σ=2.849，容許誤差δ=0.6，將以上數(shù)據(jù)代入該計算公式，考慮到20%的無效率，估算樣本量至少為104名。本研究實際納入126名護士長。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料問卷 自行編制，包括年齡、性別、任職護士長年限、學歷、婚姻狀況、職稱、體育鍛煉頻次（次/月，單次鍛煉時長超過30 min算作1次）、自評性格、午休時長。

1.2.2 決策疲勞量表（Decision Fatigue Scale,DFS）由Hickman等[9]于2018年編制，用于評估醫(yī)療相關決策者決策疲勞水平，量表Cronbach α系數(shù)為0.87，間隔 8周后的重測信度為 0.56。2020年由潘國翠等[10]翻譯及跨文化調(diào)適，用于測量重癥患者家屬決策疲勞程度，中文版決策疲勞量表的Cronbach α系數(shù)為0.854，間隔1周后的重測信度為0.863，內(nèi)容效度為0.950[10]。該量表為單維度，共9個條目，均采用Likert 4級評分，從完全不同意～完全同意依次賦0～3分?？偡?～27分，得分越高，表示受試者決策疲勞程度越高。本研究中該量表的Cronbach α系數(shù)為0.845。該量表的使用已獲得漢化版作者授權。

1.2.3 護士長工作環(huán)境量表（The Nurse Manager Practice Environment Scale,NMPES） 由Warshawsky等[11]于2013年編制，用于評估護士長工作環(huán)境水平，量表總Cronbach α系數(shù)為0.97。中文版由賀美[12]于2014年翻譯及跨文化調(diào)適，用于評估護士長的工作環(huán)境水平，量表總 Cronbach α系數(shù)為 0.931，1周后重測信度為0.968。該量表包括構(gòu)建安全文化環(huán)境（15個條目）、與護理部主任的關系（6個條目）、文化傳承（6個條目）、充足的人力和物力（4個條目）、組織文化建設（4個條目）、和醫(yī)生之間的關系（3個條目）、和護士之間的關系（3個條目）、公平可控的工作量（4個條目），共8個維度45個條目。均采用Likert 6級計分法，從完全不同意～完全同意分別賦值1～6分?？偡?5～270分，分數(shù)越高代表受試者的工作環(huán)境越好。本研究中該量表的Cronbach α系數(shù)為0.917。

1.3 資料收集方法 本研究采用問卷星編制電子問卷 （https://www.wjx.cn/vm/h46MUwj.aspx），發(fā)放問卷前由本文通信作者在護士長工作群中說明本次調(diào)查的目的、意義及填寫注意事項，后將電子問卷二維碼發(fā)送至群中，護士長知情同意后自愿掃描二維碼填寫問卷。同一IP設置限填寫1次，全部填寫完畢方可提交。共回收問卷128份，其中有效問卷126份，有效回收率98.4%。

1.4 統(tǒng)計學方法 采用問卷星“分析下載”功能，將原始數(shù)據(jù)導入SPSS數(shù)據(jù)庫；同時采用SPSS 25.0分析數(shù)據(jù)。對計量資料進行正態(tài)性檢驗，均為偏態(tài)分布，采用中位數(shù)（四分位數(shù)）描述；計數(shù)資料采用頻數(shù)和構(gòu)成比描述；2組偏態(tài)分布計量資料的組間比較采用Mann-Whitney U檢驗；多組偏態(tài)分布計量資料的組間比較采用Kruskall-Wallis H檢驗，若差異有統(tǒng)計學意義，采用Nemenyi法進行兩兩比較。護士長決策疲勞、工作環(huán)境的相關性分析采用 Spearman相關性分析檢驗；護士長決策疲勞的影響因素采用多重線性回歸分析。檢驗水準α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 126名護士長，年齡：30～39歲25名（19.8%），40～49 歲 84 名 （66.7%），50～59 歲 17 名（13.5%）；多為女性，121 名（96.0%）；任職護士長年限：≤5年 28名（22.2%），6～10 年 49 名（38.9%），11～20 年41 名（32.5%），21～30 年 8 名（6.4%）；多為已婚，109 名（86.5%）；學歷以本科居多，89 名（70.6%）；職稱多為主管護師 97 名（77.0%）；體育鍛煉頻次：＜2次/月58 名（46.0%），2～4 次/月 57 名（45.2%），＞4 次/月 11名（8.8%）；自評性格：內(nèi)向 36 名（28.6%），外向 66 名（52.4%），不明顯 24 名（19.0%）；午休時長：＜30 min 37 名（29.4%），30～60 min 51 名（40.5%），＞60 min 38名（30.1%）。

2.2 護士長決策疲勞、工作環(huán)境得分情況 本組護士長決策疲勞總分為13.00（11.00,15.00）分，工作環(huán)境總分為 206.00（188.50，216.25）分，各維度得分見表1。

表1 本組護士長的決策疲勞及工作環(huán)境得分情況[n=126，M（P25，P75），分]

2.3 不同特征護士長決策疲勞總分的比較 將本組護士長按年齡、性別、任職護士長年限、學歷、婚姻狀況、職稱、體育鍛煉頻次、自評性格、午休時長分組，比較其決策疲勞總分。結(jié)果顯示：不同的婚姻狀況，其決策疲勞總分比較，差異均無統(tǒng)計學意義（P＞0.05）；不同年齡、性別、任職護士長年限、學歷、職稱、體育鍛煉頻次、自評性格、午休時長的護士長，其決策疲勞總分比較，差異有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）。見表2。兩兩比較結(jié)果顯示，不同年齡組決策疲勞總分兩兩比較，差異均無統(tǒng)計學意義（P＞0.05）；任職護士長年限：≤5年組決策疲勞總分高于6～10年組、11～20 年組、21～30 年組，差異均有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）；學歷：?？萍耙韵陆M比本科組、碩士及以上組決策疲勞總分高，差異均有統(tǒng)計學意義（P＜0.001）；體育鍛煉：＜2 次/月組比 2～4 次/月組、＞4 次/月組決策疲勞總分高，差異均有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）；自評性格：內(nèi)向組比外向組、不明顯組決策疲勞總分高，差異均有統(tǒng)計學意義 （P＜0.001）； 午休時長：＜30 min組比30～60 min組、＞60 min組決策疲勞總分高，差異均有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）。

表2 不同特征護士長的決策疲勞總分的比較[n=126，M（P25，P75），分]

2.4 護士長決策疲勞與工作環(huán)境的相關性分析Spearman相關性分析結(jié)果顯示，本組護士長決策疲勞總分與工作環(huán)境總分呈負相關 （r=-0.574，P＜0.001），與工作環(huán)境各維度總分均呈負相關（r=-0.780～-0.266，均 P＜0.001）。 見表3。

表3 護士長決策疲勞與工作環(huán)境的相關性分析（n=126）

2.5 護士長決策疲勞影響因素的多重線性回歸分析 以護士長決策疲勞總分作為因變量，以單因素分析及相關性分析中有統(tǒng)計學意義的16個變量（不同年齡、性別、任職護士長年限、學歷、職稱、體育鍛煉頻次、自評性格、午休時長、構(gòu)建安全文化環(huán)境、與護理部主任的關系、文化傳承、充足的人力和物力、組織文化建設、和醫(yī)生之間的關系、和護士之間的關系、公平可控的工作量）作為自變量，進行多重線性回歸分析（α入=0.05，α出=0.10）。共線性診斷顯示：各模型的容忍度為0.449～0.837，方差膨脹因子為1.194～2.229，考慮自變量之間不存在多重共線性[13]。多重線性回歸分析結(jié)果顯示，任職護士長年限、學歷、自評性格、上班期間午休時長、充足的人力和物力、與護士之間的關系進入回歸方程（P＜0.05），可解釋總變異的79.3%。見表4。

表4 護士長決策疲勞影響因素多重線性回歸分析（n=126）

3 討論

3.1 護士長決策疲勞處于中等水平 本研究結(jié)果顯示，護士長決策疲勞總分為13.00（11.00，15.00）分，與量表總分中間值13.5分相比，處于中等水平。本組研究對象為護士長，相較于護士其工作職責復雜，承擔著保障工作高效、提升專業(yè)水平、保證患者安全、開展臨床科研等一系列工作，護士長在決策過程中需要對工作質(zhì)量以及工作過程中可能出現(xiàn)的問題作出預判，此時復雜的認知活動消耗了自我控制資源，導致決策疲勞[14]。同時，本研究調(diào)查的是山東省綜合實力較強的1所三級甲等醫(yī)院護士長決策疲勞水平，醫(yī)院管理者重視對護士長繼續(xù)教育的培養(yǎng)，提供多種形式的護理管理培訓，定期進行護士長之間的交流學習，分享管理經(jīng)驗，開展團隊管理、領導決策等相關講座，為護士長提供院內(nèi)崗位輪轉(zhuǎn)機會，這些都促進了護士長決策能力的提升。因此，本組護士長決策疲勞處于中等水平。

3.2 護士長決策疲勞影響因素

3.2.1 任職護士長年限 本研究結(jié)果顯示，任職護士長年限是決策疲勞的影響因素（B=-1.035，P＜0.001），即護士長任職年限越長，其決策疲勞水平越低；與Sahay等[15]研究結(jié)論一致。究其原因，高年資護士長工作經(jīng)驗豐富，認知能力較強，在進行決策時可根據(jù)自身經(jīng)驗以及現(xiàn)有的資源在短時間內(nèi)做出選擇[16]；而低年資護士長仍處于適應角色、積累經(jīng)驗的過程中，其管理意識薄弱，決策過程中認知負荷較重，因此，在決策時需要耗費更多的認知資源，導致決策疲勞程度加重[17]。

3.2.2 學歷 本研究結(jié)果顯示，學歷是護士長決策疲勞的影響因素（B=-1.211，P=0.002），即護士長學歷越高，其決策疲勞水平越低。高學歷的護士長在學習過程中，積累了豐富的理論知識，具備較強的批判性思維，在決策時善于運用循證的方法，并根據(jù)理論指導實踐從而解決工作中的實際問題[18]。低學歷護士長在其教育過程中獲取的理論知識和專業(yè)技能有限，管理知識欠缺，導致其決策能力及問題解決能力較弱[19]。

3.2.3 自評性格 本研究結(jié)果顯示，性格是護士長決策疲勞影響因素。相較于內(nèi)向性格，外向性格、不明顯性格（B=-2.912，-2.320；均 P＜0.001）的護士長決策疲勞水平更低。性格外向的護士長與性格內(nèi)向的護士長相比遇事果斷，更愿意積極參與決策并控制事情的進展，面對難以抉擇的問題時善于向他人求助，決策壓力較小[20]。而性格內(nèi)向者不愿表達，在決策時顧慮更多，遇到問題時傾向于獨自解決或逃避決策。

3.2.4 午休時長 本研究結(jié)果顯示上班期間午休時長是護士長決策疲勞影響因素（B=-1.197，P＜0.001），即上班期間午休時間越長的護士長，其決策疲勞水平越低；與Allan等[21]的研究結(jié)論相一致。護士長每天需要協(xié)調(diào)的工作較多，常占用休息時間，導致護士長午休時間被壓縮，出現(xiàn)生理性疲勞，進一步導致了決策疲勞[22]。研究表明，休息和停止決策行為可明顯切斷個體的決策疲勞現(xiàn)象，休息后的自我控制能力相比休息前顯著增加[21，23]。故護士長上班期間午休時間越長，其決策疲勞水平越低。

3.2.5 充足的人力和物力 本研究結(jié)果顯示充足的人力和物力是護士長決策疲勞影響因素（B=-0.164，P=0.038），即護士長擁有越充足的人力物力，其決策疲勞水平越低。充足的人力物力可以保證科室工作的順利進行，實現(xiàn)對資源的靈活調(diào)配以應對緊急情況的發(fā)生從而保證護理工作的質(zhì)量[24]；另一方面護士長可適當給予護士進行部分授權，輔助護士長進行科學決策，有效改善護士長決策疲勞，進而減少決策失誤[25]。

3.2.6 與護士之間的關系 本研究結(jié)果顯示護士長與護士之間的關系是其決策疲勞影響因素（B=-0.191，P＜0.01），即兩者之間關系越融洽，護士長決策疲勞水平越低。分析其原因可能為：當兩者之間關系融洽時，護士忠誠度與積極性較高，對科室工作投入、團隊合作、解決問題等方面做出貢獻，此時利于護士長進行決策的制定和執(zhí)行，工作質(zhì)量和工作效率相應提高，有助于緩解護士長決策壓力，避免決策疲勞的發(fā)生，與Abed等[26]研究結(jié)論一致。

4 對策

本組護士長決策疲勞得分處于中等水平，建議醫(yī)院管理者針對任職護士長年限較短、學歷較低、性格內(nèi)向、上班期間午休時間較短、缺少充足人力和物力、與護士之間關系較差的護士長采取針對性的對策，干預護士長的決策疲勞情況，以降低決策疲勞水平，提高其決策質(zhì)量。具體對策如下：（1）加強對低年資護士長領導決策的培訓，定期召開溝通座談會，進行典型案例分享，交流決策經(jīng)驗，針對護士長存在的困惑給予合理化建議；（2）醫(yī)院合理規(guī)劃護士長分層培訓；充分發(fā)揮高學歷護士長的引領作用，鼓勵低學歷護士長積極參加學歷教育并提供學習機會。（3）根據(jù)護士長性格特征的不同合理安排工作，盡可能發(fā)揮其性格優(yōu)勢，調(diào)動工作積極性。尤其對于性格內(nèi)向的護士長，管理者在加強其護理管理培訓的基礎上，采取多鼓勵，多溝通等措施，針對其性格特點進行指導。（4）建議護士長根據(jù)科室工作情況，合理安排午休時長，開發(fā)決策疲勞風險管理系統(tǒng)，識別并監(jiān)測護士長決策疲勞狀況，出現(xiàn)決策疲勞后，及時進行休整以減輕決策疲勞。（5）醫(yī)院全面優(yōu)化組織資源，加大護理資源投入，對于工作負荷重、危重患者多的科室，加強其人員、物資的配備，提高資源的利用率，為提高護士長決策能力和改善護理質(zhì)量提供保障。（6）醫(yī)院管理者營造和諧的人際關系，建立同事支持系統(tǒng)，促進良好的合作關系，使護士更加積極主動完成工作。

5 本研究的不足

本研究不足之處在于僅針對1所三級甲等醫(yī)院的護士長進行調(diào)查，樣本的代表性有限。本次調(diào)查的影響因素較少，未對護士長的職業(yè)價值觀、領導風格等進行分析，有待于今后可通過擴大樣本量、納入其他指標對護士長決策疲勞的影響因素進行更全面的探討。

[致謝]感謝山東第一醫(yī)科大學第一附屬醫(yī)院（山東省千佛山醫(yī)院）健康醫(yī)療大數(shù)據(jù)研究中心工作人員針對統(tǒng)計學方法給予的指導和建議。