陳琪，朱波，張青

（1.武漢大學(xué) 護(hù)理學(xué)院，湖北 武漢 430071；2.華中科技大學(xué)同濟(jì)醫(yī)學(xué)院附屬同濟(jì)醫(yī)院 血液凈化科，湖北 武漢 430030）

隨著全球疾病形勢(shì)的變化， 護(hù)士需要使用創(chuàng)新的方法來應(yīng)對(duì)日益復(fù)雜的健康問題[1]，而以護(hù)士主導(dǎo)的創(chuàng)新在改善健康、 預(yù)防疾病以及提供安全和高質(zhì)量的護(hù)理服務(wù)方面發(fā)揮著關(guān)鍵作用[2]。 近年來，隨著積極心理學(xué)的快速發(fā)展， 主動(dòng)性人格越來越受到學(xué)者們的關(guān)注。 在經(jīng)濟(jì)學(xué)、管理學(xué)、教育學(xué)領(lǐng)域已有相關(guān)研究認(rèn)為主動(dòng)性人格與個(gè)體創(chuàng)新行為密切相關(guān)[3-5]，但在護(hù)理學(xué)領(lǐng)域鮮有報(bào)道。 創(chuàng)新行為本身充滿風(fēng)險(xiǎn)與挑戰(zhàn)， 在實(shí)施創(chuàng)新的過程中個(gè)體會(huì)面臨較大壓力，如何恰當(dāng)?shù)膽?yīng)對(duì)壓力，克服創(chuàng)新過程中的障礙，是創(chuàng)新行為過程中充滿挑戰(zhàn)性的環(huán)節(jié)[6]。 積極的應(yīng)對(duì)方式可以改變個(gè)體的主觀認(rèn)識(shí)， 提高處理問題的能力[7]，有助于個(gè)體更好地解決創(chuàng)新過程中所面臨的各種問題。個(gè)體—情境交互理論認(rèn)為，個(gè)體行為是由外部情境和個(gè)體內(nèi)在特質(zhì)間的相互作用共同預(yù)測(cè)的[8]，因此創(chuàng)新行為不僅需要個(gè)體具有強(qiáng)大的主動(dòng)性和積極性，也需要來自組織的支持。本研究旨在探討在護(hù)理學(xué)領(lǐng)域主動(dòng)性人格對(duì)創(chuàng)新行為的影響，同時(shí)將組織支持感、 積極應(yīng)對(duì)方式這兩個(gè)變量引入到主動(dòng)性人格對(duì)創(chuàng)新行為的影響機(jī)制中， 為醫(yī)院管理者進(jìn)一步提升護(hù)士的創(chuàng)新行為水平提供參考。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 采用便利抽樣法，選取2022 年7—9 月在武漢市的3 所三級(jí)甲等醫(yī)院工作的臨床護(hù)士作為研究對(duì)象。 納入標(biāo)準(zhǔn)：從事臨床護(hù)理工作≥1 年的注冊(cè)護(hù)士；自愿參加此次調(diào)查。 排除標(biāo)準(zhǔn)：調(diào)查期間因外出進(jìn)修、休病假、產(chǎn)假等原因未在醫(yī)院者。

2022 年7 月便利抽取30 名同濟(jì)醫(yī)院護(hù)士進(jìn)行預(yù)調(diào)查，護(hù)士創(chuàng)新行為的標(biāo)準(zhǔn)差結(jié)果為4.1。 本研究采用橫斷面研究的樣本量計(jì)算公式n=（μα/2×σ/δ）2估算所需的樣本量[9]， σ 取值4.1，α 取值0.05，δ 取值0.5，預(yù)估本研究樣本量n≈258 例，考慮到20%的問卷不合格率，確定樣本量為309 例，本研究最終納入340 例受試對(duì)象。 本研究已通過武漢大學(xué)醫(yī)學(xué)部倫理委員會(huì)審核批準(zhǔn)（2020YF0049）。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表 由研究者根據(jù)研究目的結(jié)合文獻(xiàn)調(diào)研自行設(shè)計(jì)，包括性別、年齡、婚姻狀況、學(xué)歷、職稱、職務(wù)、工作年限、聘用方式、個(gè)人平均月收入共九項(xiàng)內(nèi)容。

1.2.2 主動(dòng)性人格量表 由Bateman 和Crant 等于1993 年編制，旨在評(píng)估個(gè)體在主動(dòng)性人格傾向上的差異[10]，商佳音等[11]于2009 年對(duì)該量表進(jìn)行漢化修訂，修訂后量表的Cronbach α 系數(shù)為0.895。 該量表為單維度，包含11 個(gè)條目，采用了Likert 7 級(jí)評(píng)分法，從非常不符合～非常符合分別賦值1～7 分。 總分11～77 分， 得分越高則說明受試者的主動(dòng)性人格傾向越明顯。 在本研究中，該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.938。

1.2.3 組織支持感量表 由陳志霞[12]于2006 年編制，后由左紅梅等[13]根據(jù)護(hù)理專業(yè)的特點(diǎn)、護(hù)士訪談及專家意見于2012 年對(duì)原量表進(jìn)行修訂，用來測(cè)量護(hù)士的組織支持感水平， 修訂后的量表Cronbach α系數(shù)為0.90。 此量表包括情感性支持（10 個(gè)條目）和工具性支持（3 個(gè)條目）2 個(gè)維度，共13 個(gè)條目，采用Likert 5 級(jí)評(píng)分法， 從非常不符合～非常符合分別賦值1～5 分。 總分13～65 分，得分越高表明護(hù)士組織支持感越強(qiáng)烈。 本研究中，該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.974。

1.2.4 簡(jiǎn)易應(yīng)對(duì)方式量表 由Folkman 等于1998年編制[14]，解亞寧[15]同年漢化修訂，用于評(píng)估城市人群，修訂后的量表Cronbach α 系數(shù)為0.90。 該量表包括積極應(yīng)對(duì)（12 個(gè)條目）和消極應(yīng)對(duì)（8 個(gè)條目）兩個(gè)維度，共計(jì)20 個(gè)條目，采用Likert 4 級(jí)評(píng)分法，按不采取～經(jīng)常采取分別賦值0～3 分。 積極應(yīng)對(duì)方式得分范圍為0～36 分， 消極應(yīng)對(duì)方式得分范圍為0～24 分。馮愛連等[16]在2022 年單獨(dú)采用了積極應(yīng)對(duì)方式分量表來評(píng)估三甲醫(yī)院護(hù)士的積極應(yīng)對(duì)方式水平，其Cronbach α 系數(shù)為0.862。本研究?jī)H采用積極應(yīng)對(duì)分量表，得分越高表明受試者使用積極應(yīng)對(duì)的頻率越高[17]。 本研究中，積極應(yīng)對(duì)分量表的Cronbach α系數(shù)為0.915。

1.2.5 護(hù)士創(chuàng)新行為量表 由包玲等[18]于2012 年研制， 用于衡量護(hù)士群體的創(chuàng)新行為水平， 量表的Cronbach α 系數(shù)為0.879。 該量表包括3 個(gè)維度，分別是產(chǎn)生想法（3 個(gè)條目）、取得支持（4 個(gè)條目）和實(shí)現(xiàn)想法（3 個(gè)條目），共計(jì)10 個(gè)條目，采用Likert 5 級(jí)評(píng)分法，按從不～很頻繁分別賦值1～5 分。 總分10～50分，得分越高表示護(hù)士的創(chuàng)新行為水平越高。在本研究中，該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.955。

1.3 調(diào)查方法 本研究采用問卷星編制電子問卷（https://www.wjx.cn/vm/Yj0bmAB.aspx）， 并通過統(tǒng)一培訓(xùn)的調(diào)查員將電子問卷二維碼發(fā)放給各醫(yī)院科室護(hù)士長(zhǎng)， 再由護(hù)士長(zhǎng)根據(jù)納入和排除標(biāo)準(zhǔn)將問卷下發(fā)給相關(guān)護(hù)士， 問卷采用統(tǒng)一指導(dǎo)語(yǔ)向調(diào)查對(duì)象說明調(diào)查的目的、意義、匿名原則和填寫方法，受試者在知情同意后使用微信掃描二維碼填寫問卷。 共回收了340 份問卷， 經(jīng)排除答案均為同一選項(xiàng)的問卷后得到311 份有效問卷，有效回收率為91.5%。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 22.0 分析數(shù)據(jù)。 計(jì)數(shù)資料采用頻數(shù)、構(gòu)成比描述，計(jì)量資料經(jīng)正態(tài)性檢驗(yàn)后呈近似正態(tài)分布，采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差表示；采用獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)和單因素方差分析比較不同特征護(hù)士的創(chuàng)新行為水平； 采用Pearson 相關(guān)性分析檢驗(yàn)護(hù)士主動(dòng)性人格、組織支持感、積極應(yīng)對(duì)方式和創(chuàng)新行為之間的相關(guān)性；采用Process 宏程序中的模型6 進(jìn)行鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)，設(shè)定P＜0.05 為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 311 名受試對(duì)象， 其中男34 名（10.9%），女277 名（89.1%）；年齡以25～35 歲居多，245 名（78.8%）；多為已婚，222 名（71.4%）；學(xué)歷以本科居多，282 名（90.7%）；職稱：護(hù)士36 名（11.6%），護(hù)師158 名（50.8%），主管護(hù)師102 名（32.8%），副主任護(hù)師及以上15 名（4.8%）；職務(wù)多為護(hù)士，290 名（93.2%）； 工作年限：1～5 年80 名（25.7%），6～10 年139 名（44.7%），10 年以上92 名（29.6%）；聘用方式多為合同制，230 名（74.0%）；個(gè)人平均月收入：＜5 000 元74 名 （23.8%），5 000～10 000 元143 名（46.0%），＞10 000 元94 名（30.2%）。

2.2 護(hù)士主動(dòng)性人格、組織支持感、積極應(yīng)對(duì)方式及創(chuàng)新行為的得分情況 見表1。

表1 護(hù)士主動(dòng)性人格、組織支持感、積極應(yīng)對(duì)方式及創(chuàng)新行為的得分情況（n=311，±S，分）

表1 護(hù)士主動(dòng)性人格、組織支持感、積極應(yīng)對(duì)方式及創(chuàng)新行為的得分情況（n=311，±S，分）

項(xiàng)目主動(dòng)性人格組織支持感情感性支持工具性支持積極應(yīng)對(duì)方式創(chuàng)新行為產(chǎn)生想法取得支持實(shí)現(xiàn)想法條目數(shù)11 13 10 3 12 10 343理論得分范圍11～77 13～65 10～50 3～15 0～36 10～50 3～15 4～20 3～15條目均分5.48±0.98 3.65±0.80 3.60±0.83 3.80±0.81 2.15±0.47 3.48±0.77 3.78±0.70 3.34±0.85 3.36±0.93總分60.29±10.76 47.41±10.43 36.00±8.25 11.40±2.43 25.77±5.64 34.79±7.68 11.34±2.11 13.37±3.40 10.08±2.79

2.3 不同特征護(hù)士創(chuàng)新行為總分的比較 將本組護(hù)士按性別、年齡、婚姻狀況、學(xué)歷、職稱、職務(wù)、工作年限、聘用方式、個(gè)人平均月收入分組，比較其創(chuàng)新行為總分。單因素分析結(jié)果顯示，不同性別、學(xué)歷、個(gè)人平均月收入的護(hù)士創(chuàng)新行為總分差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），見表2。

表2 不同特征護(hù)士創(chuàng)新行為總分比較（n=311，±S）

表2 不同特征護(hù)士創(chuàng)新行為總分比較（n=311，±S）

項(xiàng)目性別n 創(chuàng)新行為總分 統(tǒng)計(jì)量t=1.974 P 0.049男女34 277 37.24±6.36 34.49±7.79學(xué)歷大專及以下本科研究生及以上個(gè)人平均月收入（元）＜5 000 5 000～10 000＞10 000 F=5.023 0.007 15 282 14 34.53±4.42 34.49±7.73 41.07±7.11 F=3.862 0.022 74 143 94 32.88±7.40 34.88±7.66 36.16±7.71

2.4 護(hù)士主動(dòng)性人格、積極應(yīng)對(duì)方式與組織支持感及創(chuàng)新行為的相關(guān)性分析 Pearson 相關(guān)分析結(jié)果顯示，本組護(hù)士主動(dòng)性人格總分與組織支持感、積極應(yīng)對(duì)方式、創(chuàng)新行為總分均呈正相關(guān)（r=0.567～0.632，均P＜0.01），組織支持感總分與積極應(yīng)對(duì)方式、創(chuàng)新行為總分均呈正相關(guān)（r=0.555～0.562，均P＜0.01），積極應(yīng)對(duì)方式總分與創(chuàng)新行為總分呈正相關(guān)（r=0.603，P＜0.01）。 見表3。

表3 護(hù)士主動(dòng)性人格、應(yīng)對(duì)方式及創(chuàng)新行為的相關(guān)性分析（n=311，r）

2.5 組織支持感和積極應(yīng)對(duì)方式在護(hù)士主動(dòng)性人格與創(chuàng)新行為間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)

2.5.1 共同方法偏差分析 本研究使用Harman 單因素檢驗(yàn)法對(duì)所有涉及的題目進(jìn)行探索性因素分析。 分析結(jié)果顯示，共有7 個(gè)特征值大于1 的因子，未旋轉(zhuǎn)得到的第1 個(gè)因子對(duì)變異量的解釋率為39.91%，未超過40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)[19]，因此可以得出結(jié)論認(rèn)為本研究中不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.5.2 組織支持感和積極應(yīng)對(duì)方式在護(hù)士主動(dòng)性人格與創(chuàng)新行為間的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ偷亩嘣獙哟位貧w分析 本研究采用SPSS 宏程序PROCESS v3.5 進(jìn)行中介效應(yīng)分析，以主動(dòng)性人格作為自變量，護(hù)士創(chuàng)新行為作為因變量，組織支持感、積極應(yīng)對(duì)方式作為中介變量， 將單因素分析中對(duì)因變量有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的3個(gè)項(xiàng)目（性別、學(xué)歷、個(gè)人平均月收入）作為控制變量，采用Process 組件中的模型6 進(jìn)行多元層次回歸分析。

多元層次回歸分析結(jié)果顯示：（1） 主動(dòng)性人格對(duì)護(hù)士創(chuàng)新行為有著正向的預(yù)測(cè)作用 （β=0.582，P＜0.001）；（2）護(hù)士主動(dòng)性人格能正向預(yù)測(cè)組織支持感（β=0.545，P＜0.001）；（3）護(hù)士主動(dòng)性人格、組織支持感能正向預(yù)測(cè)積極應(yīng)對(duì)方式（β=0.362～0.370，P＜0.001）；（4）護(hù)士主動(dòng)性人格、組織支持感、積極應(yīng)對(duì)方式能正向預(yù)測(cè)創(chuàng)新行為（β=0.149～0.434，P＜0.001），見表4。

表4 組織支持感和積極應(yīng)對(duì)方式在護(hù)士主動(dòng)性人格與創(chuàng)新行為間的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ偷亩嘣獙哟位貧w分析結(jié)果（n=311）

本研究采用Bootstrap 抽樣檢驗(yàn)法重復(fù)抽取5 000次進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，共有3 條路徑構(gòu)成了總間接效應(yīng)，其中，組織支持感在主動(dòng)性人格與創(chuàng)新行為間起到中介效應(yīng)，中介效應(yīng)值為0.064，積極應(yīng)對(duì)方式在主動(dòng)性人格與創(chuàng)新行為間起到中介效應(yīng)，中介效應(yīng)值為0.126，組織支持感與積極應(yīng)對(duì)方式在主動(dòng)性人格與創(chuàng)新行為間起到鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)， 中介效應(yīng)值為0.067。 3 條路徑對(duì)應(yīng)的95%置信區(qū)間都不包含0，表明有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)成立。3 條路徑的效應(yīng)量分別占總效應(yīng)的14.00%、27.57%、14.66%，總間接效應(yīng)占總效應(yīng)的56.24%，具體數(shù)據(jù)見表5，中介效應(yīng)模型見圖1。

圖1 組織支持感與積極應(yīng)對(duì)方式在護(hù)士主動(dòng)性人格與創(chuàng)新行為間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型

表5 組織支持感和積極應(yīng)對(duì)方式在護(hù)士主動(dòng)性人格與創(chuàng)新行為間的中介效應(yīng)分析（n=311）

3 討論

3.1 本組護(hù)士創(chuàng)新行為處于中等水平，主動(dòng)性人格、組織支持感和積極應(yīng)對(duì)方式處于中等偏上水平

本組護(hù)士主動(dòng)性人格總分為（60.29±10.76）分，與總分中間值44.00 分相比，處于中等偏上水平，高于杜巧霞[20]、李璐瑩[21]的研究結(jié)果，可能是由于本研究所在醫(yī)院的授權(quán)管理、 護(hù)士隊(duì)伍的建設(shè)等對(duì)護(hù)士提出了更多的主動(dòng)性要求， 這就需要護(hù)理人員依靠自己的主動(dòng)性來識(shí)別問題、解決問題，因此本組護(hù)士主動(dòng)性人格水平較高。

本組護(hù)士組織支持感總分為（47.41±10.43）分，與總分中間值39.00 分相比，處于中等偏上水平，高于王偉[22]、景夢(mèng)雅[23]的報(bào)道。 本組護(hù)士中職稱為護(hù)師者占比50.8%，主管護(hù)師及以上者占比37.6%，而職稱越高，其工作穩(wěn)定性越好，從而能更好地適應(yīng)工作環(huán)境，感受到更多的組織支持[24]。 本組護(hù)士工具性支持得分高于情感性支持得分，與姚穎[25]、景夢(mèng)雅[23]的研究結(jié)果一致， 這表明醫(yī)院管理者更傾向于給予護(hù)士更多的工具性支持，如福利待遇、培訓(xùn)機(jī)會(huì)、工作環(huán)境等， 而忽視了人文關(guān)懷、 心理輔導(dǎo)等情感性支持。

本組護(hù)士積極應(yīng)對(duì)方式總分為（25.77±5.64）分，與總分中間值18.00 分相比，處于中等偏上水平，高于楊艷等[26]的研究結(jié)果。本組74.3%的護(hù)士工作年限超過5 年，95.2%的護(hù)士學(xué)歷為本科及以上， 有研究報(bào)道年資較高的護(hù)士工作經(jīng)驗(yàn)豐富， 能夠從容應(yīng)對(duì)各種問題和壓力， 而學(xué)歷較高的護(hù)士更容易采取積極的應(yīng)對(duì)方式， 這與其受教育程度較高以及在校期間開設(shè)人文課程有關(guān)[27]。

本研究結(jié)果顯示，護(hù)士創(chuàng)新行為總分為（34.79±7.68），與總分中間值30.00 分相比，處于中等水平，高于楊莉等[28]的研究報(bào)道。本研究中95.2%的護(hù)士擁有本科及以上學(xué)歷， 學(xué)歷較高的護(hù)士在工作中遇到問題時(shí)更具備批判性思維，容易產(chǎn)生新的想法，并且更愿意將這些想法應(yīng)用到臨床實(shí)踐中[29]，因而其創(chuàng)新行為水平相對(duì)較高。

3.2 本組護(hù)士的組織支持感和積極應(yīng)對(duì)方式在主動(dòng)性人格與創(chuàng)新行為間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/p>

3.2.1 組織支持感在護(hù)士主動(dòng)性人格和創(chuàng)新行為間的中介作用 本研究結(jié)果表明， 組織支持感在護(hù)士主動(dòng)性人格和創(chuàng)新行為之間起部分中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的14.00%，即護(hù)士主動(dòng)性人格對(duì)創(chuàng)新行為有直接影響， 同時(shí)也可以通過增強(qiáng)護(hù)士組織支持感來間接影響創(chuàng)新行為。 高主動(dòng)性人格的個(gè)體更善于掌控自身所處的環(huán)境[30]，在工作中能夠建立人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)來獲取信息和資源，從而感知到更強(qiáng)的組織支持[31]。 根據(jù)社會(huì)交換理論，人與組織間的行為是相互的， 當(dāng)個(gè)體在工作過程中真實(shí)地感受到組織所給予的關(guān)心和善待時(shí)，按照互惠原則， 他們會(huì)因?yàn)槭艿郊?lì)而做出更多的創(chuàng)新行為以回報(bào)組織[32]。

3.2.2 積極應(yīng)對(duì)方式在護(hù)士主動(dòng)性人格和創(chuàng)新行為間的中介作用 本研究結(jié)果表明，積極應(yīng)對(duì)方式在護(hù)士主動(dòng)性人格和創(chuàng)新行為之間起部分中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的27.57%，這意味著護(hù)士主動(dòng)性人格不僅可以直接預(yù)測(cè)其創(chuàng)新行為，還可以通過積極應(yīng)對(duì)方式對(duì)創(chuàng)新行為產(chǎn)生間接影響。創(chuàng)新行為包括產(chǎn)生想法、取得支持、實(shí)現(xiàn)想法等一系列復(fù)雜的過程，在這個(gè)過程中，創(chuàng)新個(gè)體需要付出巨大的努力，克服諸多困難，對(duì)于護(hù)士群體而言還需要面臨來自醫(yī)學(xué)倫理學(xué)的考量，因此創(chuàng)新行為不僅是一種個(gè)人積極性的體現(xiàn)，也是一種壓力來源。 高主動(dòng)性人格的個(gè)體不容易受到環(huán)境的限制，擅于主動(dòng)創(chuàng)造與把握機(jī)會(huì)，且能在工作中與領(lǐng)導(dǎo)及同事建立穩(wěn)定且信任的關(guān)系，在面對(duì)創(chuàng)新過程中的壓力和挫折時(shí)會(huì)采取更為積極的應(yīng)對(duì)辦法[33]，也就是以問題為導(dǎo)向的應(yīng)對(duì)策略，如尋求他人的意見、尋求上級(jí)支持等，打破所面臨的困境，促進(jìn)創(chuàng)新想法的轉(zhuǎn)化和實(shí)施。

3.2.3 組織支持感和積極應(yīng)對(duì)方式在護(hù)士主動(dòng)性人格與創(chuàng)新行為間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 組織支持感和積極應(yīng)對(duì)方式在護(hù)士主動(dòng)性人格與創(chuàng)新行為間起鏈?zhǔn)街薪樽饔茫?鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)占總中介效應(yīng)的14.66%。根據(jù)資源保存理論，個(gè)體會(huì)努力維持、保護(hù)和建立他們認(rèn)為寶貴的資源，并利用現(xiàn)有的資源來獲取更多資源[34]。積極的人格特質(zhì)被視為重要的資源之一， 具有強(qiáng)烈主動(dòng)性人格的個(gè)體會(huì)充分利用積極心理資源來提升自我發(fā)展[35]，發(fā)現(xiàn)和利用周圍的資源為自身服務(wù)， 從而更容易獲得組織的支持。 組織支持作為一種有價(jià)值的社會(huì)資源，又可以增加個(gè)體的自有資源[36]，提高個(gè)體的應(yīng)對(duì)能力和適應(yīng)能力[37]，從而緩解工作壓力，積極解決創(chuàng)新過程中面臨的問題， 避免創(chuàng)新行為的中斷。

4 本研究的局限性

本研究?jī)H選取了3 家醫(yī)院的臨床護(hù)士進(jìn)行橫斷面調(diào)查，樣本代表性不足，不能有效地揭示出四個(gè)變量之間的動(dòng)態(tài)變化； 同時(shí)護(hù)士主動(dòng)性人格對(duì)創(chuàng)新行為的影響機(jī)制中，除了組織支持感、積極應(yīng)對(duì)方式的中介作用外，可能還存在其他的影響因素，這需要未來的研究進(jìn)行補(bǔ)充。