高麗霞，楊麥蘭，孔令梅，姚瑤

（合肥市第二人民醫(yī)院 安徽醫(yī)科大學附屬合肥醫(yī)院 普外科，安徽 合肥 230011）

國外文獻研究顯示[1-2]，美國有近41%的男護士對于目前工作不是很愿意接受，有離職的傾向。國內文獻報道[3-4]，男護士的離職意愿約占20.5%～64.5%。以往關于男護士的職業(yè)發(fā)展的相關因素研究大多數只關注不同因素的獨立作用[4-6]。 然而僅憑單一的結果指導管理具有一定的局限性。 男護士留職意愿是多種影響因素綜合作用的結果， 且多重因素間存在協(xié)同匹配效應的影響[7]。 模糊集定性比較分析方法（Fuzzy Set Qualitative Comparative Analysis, fsQCA）結合了定性分析和定量分析的優(yōu)點[8]，從整體的視角出發(fā)挖掘前因的復雜因素， 從多原因的角度分析條件變量和結果變量之間的因果關系。 計劃行為理論（theory of planned behavior，TPB） 是解釋行為態(tài)度、 主觀規(guī)范和知覺行為控制3 大要素如何共同作用于人的行為意向，通過行為意向預測實際行動[9]。鑒于此，本研究基于TPB 框架，運用fsQCA 方法研究男護士高留職意愿的影響因素及核心條件， 識別出男護士高留職意愿的驅動路徑。

1 資料與方法

1.1 調查對象 采用便利抽樣法， 于2022 年2-4月，對安徽省20 家不同級別醫(yī)院（包括合肥市第二人民醫(yī)院、中國科學技術大學附屬第一醫(yī)院、合肥市第三人民醫(yī)院、 安徽醫(yī)科大學第一附屬醫(yī)院、安徽醫(yī)科大學第二附屬醫(yī)院、 合肥市第一人民醫(yī)院、阜陽市第一人民醫(yī)院、阜陽市第二人民醫(yī)院、安徽醫(yī)科大學附屬阜陽醫(yī)院、安徽醫(yī)科大學附屬六安醫(yī)院、亳州市人民醫(yī)院、蕪湖市第一人民醫(yī)院、蕪湖市第二人民醫(yī)院、無為市人民醫(yī)院、宣城市人民醫(yī)院、馬鞍山市中心醫(yī)院、池州市人民醫(yī)院、金寨縣中醫(yī)醫(yī)院、濉溪縣人民醫(yī)院、滁州中西醫(yī)結合醫(yī)院），對符合納入和排除標準的臨床男護士留職意愿相關因素進行問卷調查。入選標準：男護士；獲得護士職業(yè)資格證書；工作期限≥1 年。 排除標準：生活護士；進修護士；非臨床一線護士。

1.2 樣本量估計 依據多元線性回歸樣本量估算方法，樣本量n 為自變量個數m 的10～20 倍[10]。 本研究一般資料問卷13 個問題，護士職業(yè)獲益感問卷5 個維度，護士留職意愿調查量表1 個維度，共計19項，計算需要樣本量190～380 份，為預防出現無效問卷及減少誤差，最終本研究設計發(fā)放問卷400 份。

表1 不同特征400 名男護士留職意愿的單因素分析（n=400）

1.3 調查方法

1.3.1 一般資料調查表 此表由研究者自行設計，包括年齡、工作時間、婚姻、學歷、醫(yī)院級別、ICU 護理、晉升機會、薪酬待遇、臨床教學、科研與創(chuàng)新、輪值夜班、擇業(yè)方式、?？谱o士共13 個條目。 此外，職業(yè)獲益感問卷共5 個維度， 護士留職意愿調查量表為1 個維度，共計19 個影響因素。

1.3.2 職業(yè)獲益感問卷 此量表由胡菁等[11]編制，共5個維度，33 個條目。 其中包括正向職業(yè)感知（7 個條目）；良好護患關系（6 個條目）；團隊歸屬感（6 個條目）；親友認同（6 個條目）；自身的成長（8 個條目）。 根據李克特計分法，從“很不同意”到“很同意”分別計分為1～5 分，總分為165 分，分數越高，職業(yè)獲益感越強。該量表的Cronbach α 系數為0.96。 其中正向職業(yè)感知、良好護患關系、團隊歸屬感、親友認同、自身的成長作為男護士留職意愿的5 個因素納入單因素分析。

1.3.3 護士留職意愿調查量表 該量表由陶虹等[12]開發(fā)，共6 個條目，根據李克特計分法，從絕對不可能（1 分）至非?？赡埽? 分），條目1、4、5 是正向計分，條目2、3、6 為反向計分，總分最低分6 分，最高分30 分， 得分越高， 留職意愿越強烈。 該量表的Cronbach α 為0.88。目前該量表無常模：將測得男護士留職意愿量表總分在SPSS 中建立標準常模，再參照均數與標準差建立劃界常模[13]，將男護士留職意愿分為低、中、高3 個水平，得分≤均數-標準差為低水平；得分≥均數+標準差為高水平；其余為中等水平。然后根據男護士留職意愿程度分為：中高留置意愿組和低留置意愿組。

1.4 構建男護士留職意愿的計劃行為理論模型框架 由Icek Ajzen 提出， 幫助理解人是如何改變自己的行為模式[9]。 其主要包括行為態(tài)度、主觀行為規(guī)范、知覺行為控制3 個主要變量的影響。行為態(tài)度指個人對該項行為所特有的正面或負面的感覺。 主觀行為規(guī)范是指個體對重要參照物(如制度、規(guī)范、父母、老師、密友等)認為他們應該做什么的看法；知覺行為控制是對促進或阻礙該行為的因素存在的感知，男護士留職意愿的計劃行為理論模型框架，見圖1。

圖1 男護士留職意愿的計劃行為理論模型框架

1.5 調查方法 研究者得到調查對象同意后，首先問卷網生成二維碼，發(fā)放問卷時，科室負責人安排同一時間，統(tǒng)一指導語，解釋研究目的、資料保密性和填寫問卷的注意事項。問卷設置驗證問題，以確保填寫人員符合抽樣的標準， 網絡問卷由負責人對問卷的完成情況及問卷的完整性進行檢查， 本次問卷共426 份，有效問卷400 份，問卷有效率為93.9%。

1.6 統(tǒng)計學方法 采用SPSS 19.0 進行數據處理與分析。 計數資料以相對數構成比（%）或率（%）表示，采用χ2檢驗。計量資料以±S 表示，采用兩獨立樣本的t 檢驗。模糊定性比較分析（fsQCA）指結局和影響因素所有可能的布爾（Boolean）組合之間的關系，使用“一致性”和“覆蓋率”2 個指標評價出最優(yōu)組合。 具體步驟：（1）數據校準，運用fsQCA 軟件中的calibrate（x,n1,n2,n3）函數，對原始數據開始進行校準在原始數據校準百分位數時借助Excel 中的Percentile 函數進行計算）；（2）單個必要性條件分析，在進行條件組態(tài)分析前，對各條件的“必要性（Necessity）”進行逐一單獨檢驗。通過一致性和覆蓋率的計算來確定變量之間是否存在必要性和充分性的關系。 一般認為，當一致性得分在0.9 以上時， 認為該條件是結果的必要性條件；（3）組態(tài)條件的充分性分析，觀察真值表，將一致性閾值設置為0.75 和頻數閾值設置為1，對其進行組態(tài)分析，最后對結局變量的所有影響因素進行組合。

2 結果

2.1 一般資料 共調查400 名男護士， 年齡23～41（28.08±3.43）歲；工作時間3～20（6.12±3.48）年；所在科室：ICU 128 名，手術室116 名，急診科92 名，神經科40 名，其他科室24 名；所在城市：合肥市176名，蕪湖市74 名，阜陽市42 名，亳州市36 名，其他72 名；醫(yī)院等級：三級甲等醫(yī)院256 名，二級甲等醫(yī)院144 名。 婚姻狀況：已婚142（35.5%）名，未婚258（64.5%）名；學歷：?？?04（51.0%）名，196（49.0%）名；薪酬待遇:≥8 000 元/月148（37.0%）名，＜8 000元/月252（63.0%）名，其他情況見表1。

2.2 男護士留職意愿及職業(yè)獲益感得分 本次研究男護士留職意愿得分為11～30（20.52±5.53）分，高留職意愿86 名（21.5%），得分為26～30（27.36±1.88）分； 中留職意愿224 名 （56.0%）， 得分為17～25（20.47±3.02）分；較留職意愿90 名（22.5%），得分為≤16（13.88±2.17）分。 其中中高留置意愿組310名（77.5%），得分為17～30（22.61±4.41）分。男護士職業(yè)獲益感總分得分為89～148（114.91±14.54）分，中高留置意愿組男護士職業(yè)獲益感總分得分為101～148（123.15±17.93）分和低留置意愿組89～132（108.63±13.86）分，各維度得分見表1。

2.3 男護士留職意愿的單因素統(tǒng)計分析結果 單因素分析結果顯示，2 組男護士的留職意愿在正向職業(yè)感知、護患關系、親友認同、團隊歸屬感、晉升機會、薪酬待遇、臨床教學、科研與創(chuàng)新、輪值夜班、擇業(yè)方式方面差異有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）。在年齡、自身成長、工作時間、婚姻、學歷、醫(yī)院級別、ICU 護理、專科護士方面差異無統(tǒng)計學意義（P＞0.05）。 見表1。

2.4 變量校準 由于初始樣本數據不滿足fsQCA的布爾邏輯分析條件， 因此需要依據恰當的外部標準來對條件的指標值進行校準， 將原始數據轉化為[0，1]區(qū)間內的數值[18]。 [0，1]連續(xù)模糊集表示條件屬于某一集合的程度（在QCA 方法中稱為隸屬度），1 代表樣本完全隸屬，0 代表完全不隸屬， 數值越接近1，樣本與變量的隸屬度越高。 本研究依據陶克濤等[9]研究，將正向職業(yè)感知、護患關系、團隊歸屬感、親友認同交叉點標準為0.5 分為點， 完全隸屬標準為0.95 分為點， 完全不隸屬標準為0.05 分為點，各條件和結果的校準信息見表2。

表2 變量校準錨點

2.5 單個條件必要性分析 在進行條件組態(tài)分析前，對各條件的“必要性（Necessity）”進行逐一單獨檢驗。一致性作為必要條件的重要檢測標準，當一致性＞0.9 時，則該條件就是結果的必要條件。 表3 為使用fsQCA 3.0 分析的中高水平留職意愿的必要條件檢驗結果。從表3 可見，所有條件中薪酬待遇變量一致性水平都＞0.9。所以，薪酬待遇變量是中高水平留職意愿的必要條件。

表3 中高水平留職意愿的必要性條件分析

2.6 男護士中高水平留職意愿的組態(tài)分析 運用fsQCA 進行布爾最小化運算， 對不同變量組合的一致性進行分析，將一致性閾值設置為0.75[19]，得到關于男護士中高水平留職意愿的復雜解、 中間解和簡約解。 一般而言，中間解要優(yōu)于其他2 種解。 通過比較中間解和簡約解，得到核心條件和邊緣條件。結果顯示， 總體解的一致性和單個解的一致性均＞0.80，所有解的一致性均符合最低標準值0.75 的要求。 其中總體解的一致性為0.85，總體解的覆蓋度為0.67，表4 中的5 種組態(tài)為男護士中高水平留職意愿的充分條件組合。 主要包括（1）組態(tài)1：正向職業(yè)感知*護患關系*團隊歸屬感；（2）組態(tài)2：正向職業(yè)感知*親友認同*晉升機會；（3）組態(tài)3：護患關系*晉升機會*～輪值夜班； （4）組態(tài)4：擇業(yè)方式*科研與創(chuàng)新；（5）組態(tài)5： 臨床教學* 晉升機會* 科研與創(chuàng)新。5 種組態(tài)的解的一致性指標分別為：0.877、0.911、0.927、0.828、0.859 顯示出較高的一致性，5 種組態(tài)原始覆蓋的指標分別0.342、0.261、0.211、0.138、0.152。 其中組態(tài)1、組態(tài)2 是對男護士中高水平留職意愿影響最大的2 個組合。 5 種組態(tài)共同解釋了男護士中高水平留職意愿主要原因， 根據男護士留職意愿的計劃行為理論模型框架將5 種組態(tài)分為3種類型：組態(tài)1 為行為-主觀型，組態(tài)2 和組態(tài)3 為行為-主觀-知覺型， 組態(tài)4 和組態(tài)5 為知覺型，見表4。

表4 男護士中高水平留職意愿的組態(tài)分析

3 討論

3.1 400 名臨床男護士留職意愿的現狀水平 本研究結果顯示，400 名臨床男護士的留職意愿得分為11～30（20.52±5.53）分，得分處于中等水平，其中中高留職意愿組310 名（77.5%）、低留職意愿組90 名（22.5%）。低于李冬梅等[16]研究護士留職意愿為（22.12±4.36） 分和陶虹等[12]研究護士留職意愿為（22.93±3.68）分。 男護士職業(yè)獲益感總分得分為89～148（114.91±14.54）分，低于孟微等[20]研究臨床護士職業(yè)獲益感總分(123.67±18.95)分，原因分析為男護士在高校學習的過程中多數選擇護理專業(yè)時較為被動， 在現實生活中， 作為男人承擔更多的壓力和責任； 在工作崗位中又容易受社會偏見和刻板印象的影響，導致職業(yè)社會角色定位模糊，自尊水平較低。

3.2 薪酬待遇是影響男護士留職意愿的必要條件

本研究單因素分析結果顯示正向職業(yè)感知、護患關系、親友認同、團隊歸屬感、晉升機會、薪酬待遇、臨床教學、科研與創(chuàng)新、輪值夜班、擇業(yè)方式10 個因素差異有統(tǒng)計學意義， 對每個有統(tǒng)計學意義的因素進行逐一單獨必要性分析檢驗， 結果發(fā)現薪酬待遇因素的一致性為0.952，一致性＞0.9，是影響男護士留職意愿的必要條件，見表3。 本研究中當男護士薪酬≥8 000 元是男護士高留職意愿的必要條件。 以往對男護士職業(yè)穩(wěn)定性的研究認為[4-5，15，17]，薪酬待遇、輪值夜班、擇業(yè)方式等因素為影響護士留職意愿的共性問題，而薪酬待遇僅僅為其中的一個因素。王洪攀等[21]對成都市122 名護士進行調查發(fā)現，薪酬待遇僅為護士心理彈性的充分條件之一， 而非必要條件。本研究結果顯示：薪酬待遇是男護士留職意愿的必要條件， 這說明男護士對薪酬待遇有更高的要求。 相關研究表明： 員工薪酬是員工激勵政策的關鍵，薪資越高，對工作越熱情，越喜歡工作，工作薪酬是員工經濟生活的來源和保障[22-23]。 國家衛(wèi)生健康委關于全國護理事業(yè)發(fā)展規(guī)劃（2021-2025）指出健全完善護士隊伍激勵機制， 強調績效分配、 獎勵評優(yōu)、 優(yōu)績優(yōu)酬。 醫(yī)院管理者可能根據男護士自身優(yōu)勢，在公平公正、多勞多得、同工同酬的基礎上改革護理績效考核機制，例如：建立院內兼職的護理人員流動機制[24]，增設“網約護士上門護理”服務等[25]。 男護士可以利用碎片化時間， 參加流動崗位或接單進行上門護理等，更好地提高男護士的工作薪酬，充分調動男護士工作的積極性。

3.3 臨床男護士中高留職意愿影響因素的組態(tài)分析 fsQCA 組態(tài)分析結果顯示共提取了5 種組態(tài)，分別隸屬于3 種類型。 5 種組態(tài)中， 單個解的一致性、總體解的一致性均高于最低標準0.75，其中總體解的一致性為0.851，總體解的覆蓋度為0.674，說明本研究組態(tài)條件的充分性較好。

3.3.1 類型1 行為-知覺型：即組態(tài)1（正向職業(yè)感知*護患關系*團隊歸屬感），該類型男護士留職意愿一致性為0.877，覆蓋度為0.342，一致性及覆蓋度均相對較高。 行為-知覺型的男護士正向職業(yè)感知、護患關系發(fā)揮核心作用，團隊歸屬感發(fā)揮輔助作用，而臨床教學在組態(tài)1 中未發(fā)揮作用。 正向職業(yè)感知屬于行為態(tài)度，護患關系、團隊歸屬感屬于主觀行為規(guī)范。 Ajzen I 在計劃行為理論中認為行為態(tài)度和主觀行為規(guī)范越好，則該人執(zhí)行行為的意圖就越強。當男護士在職業(yè)生涯中有較高正向職業(yè)感知， 良好的護患溝通，團隊歸屬感強時，男護士更愿意留職當下的護理工作。只有當男護士處在溫暖有愛、接納的環(huán)境中，才會有利于護理職業(yè)的長足發(fā)展[17]。

3.3.2 類型2 行為-主觀-知覺型：包括組態(tài)2（正向職業(yè)感知* 親友認同* 晉升機會）和組態(tài)3（護患關系* 晉升機會*～輪值夜班），組態(tài)2、組態(tài)3 解的一致性分別為0.911、0.927， 解的覆蓋度為0.261、0.211。 組態(tài)2 模型表示正向職業(yè)感知發(fā)揮核心作用，親友認同、晉升機會發(fā)揮輔助作用；組態(tài)3 模型表示護患關系、晉升機會、～輪值夜班發(fā)揮核心作用，臨床教學不發(fā)揮作用。 Ajzen I 在計劃行為理論中認為行為態(tài)度、 主觀行為規(guī)范和知覺行為控制決定行為意向，態(tài)度越積極、重要且關系密切的人物支持越大、知覺行為控制越強，行為意向就越大，三者既彼此獨立，又兩兩相關。 行為-主觀-知覺型男護士更注重于良好的護患關系， 希望得到管理者的重視與培養(yǎng)，主動與管理者溝通，獲得更多繼續(xù)教育和進修的機會，善于主動挖掘自我潛能，創(chuàng)造適合自我發(fā)展的工作環(huán)境[26]。

3.3.3 類型3 知覺型：包括組態(tài)4（擇業(yè)方式* 科研與創(chuàng)新）和組態(tài)5（臨床教學* 晉升機會* 科研與創(chuàng)新），組態(tài)4、組態(tài)5 解的一致性分別為0.828、0.859，解的覆蓋度為0.138、0.152，一致性較高，但覆蓋度相對較低。組態(tài)4 模型表示擇業(yè)方式、科研與創(chuàng)新發(fā)揮核心作用，親友認同不發(fā)揮作用；組態(tài)5 模型表示晉升機會、科研與創(chuàng)新發(fā)揮核心作用，臨床教學發(fā)揮輔助作用。 Ajzen I 認為準確的知覺行為控制反映了實際控制條件的狀況， 因此可以直接預測行為發(fā)生的可能性， 預測的準確性依賴于知覺行為控制的真實程度。知覺型男護士更注重科研思維的培養(yǎng)、科研實踐能力及溝通創(chuàng)新能力的提升， 在臨床工作中思維敏捷， 能夠預見性地發(fā)現臨床工作中的問題并及時解決[17]，且更愿意兼職臨床教學，通過自身教學魅力、講課藝術等方式樹立在護生中的威信，得到護生的尊重，以此提升自我價值[27]。 本研究結果還顯示組態(tài)4、組態(tài)5 解的覆蓋僅為13.8%、15.2%，分析原因可能與多數男護士第一學歷為大?；虮究朴嘘P，雖然有科研知識和科研方法學習經歷， 但缺乏科研實踐訓練， 主要表現在科研設計能力欠缺及統(tǒng)計學知識不足[28]。 鑒于此，醫(yī)院和護理管理者應給予此類型男護士相應的關注和支持，加強臨床男護士在科研、教學、管理、?？谱o士等方面的培訓，同時在護理專業(yè)方面積極引導男護士的職業(yè)規(guī)劃， 促進男護士隊伍在穩(wěn)定中發(fā)展，發(fā)展中壯大。

4 結論

本研究基于計劃行為理論借助“組態(tài)視角”對臨床男護士留職意愿開展研究，fsQCA 必要性分析得出薪酬待遇是影響男護士留職意愿的必要條件，并探索出3 個類型中5 種組態(tài)因素影響男護士留職意愿的程度水平， 有助于醫(yī)院和護理管理者識別影響男護士職業(yè)穩(wěn)定性的組合影響因素及提升路徑，并為其制定干預措施提供新的證據及分析思路。 但本研究也存在一定的局限性， 研究的樣本量且區(qū)域僅限于安徽省，不足以代表全部的男護士觀點，可能導致“有限多樣性”的問題。 另外，本研究為橫斷面研究，因果推斷能力具有一定的局限性，后期有待于大數據和多區(qū)域的前瞻性隊列研究驗證其可靠性和穩(wěn)健性。