摘要
本研究旨在调查临床护士在“工作重构”（job crafting）方面的现状，分析其影响因素，探讨“工作重构”与“赋能型领导力”（empowering leadership）之间的相关性，并为制定有效的干预措施提供依据。2025年3月至4月期间，采用便利抽样方法从中国内蒙古的一家三级医院选取了临床护士作为研究对象。研究使用了人口统计特征问卷、“工作重构”量表和“赋能型领导力”量表进行评估。通过描述性统计分析、独立样本t检验、单因素方差分析（ONE-WAY ANOVA）和多元线性回归分析（MULTIPLE LINEAR REGRESSION）来探讨影响临床护士“工作重构”的因素，并通过皮尔逊相关系数（Pearson correlation）来确定变量间的相关性。共有327名临床护士参与了研究，他们在“工作重构”量表上的平均得分约为（47.49 ± 8.68）。多元线性回归分析结果显示，对护理工作的热情程度、年龄和每周工作小时数是影响临床护士“工作重构”的关键因素（P < 0.05）。相关性分析表明，“工作重构”与“赋能型领导力”呈正相关（R = 0.473，P < 0.01）。临床护士的“工作重构”水平处于中等程度。护理管理者需要关注影响护士“工作重构”的因素，以及“赋能型领导力”对其积极促进作用。建议护理管理者通过合理授权来提升这种水平，从而推动护理事业的高质量发展。
**简单语言总结：**
本研究考察了临床护士进行“工作重构”的频率和效果，分析影响其的因素，以及其与“赋能型领导力”的关系。2025年3月至4月期间，对中国内蒙古一家三级医院的327名护士进行了调查，包括填写人口统计问卷、“工作重构”量表和“赋能型领导力”量表。结果显示，护士的“工作重构”水平处于中等，平均得分为47.49 ± 8.68。多元线性回归分析表明，对护理工作的热情、年龄和每周工作小时数对“工作重构”有显著影响（P < 0.05）。此外，“工作重构”与“赋能型领导力”呈正相关（R = 0.473，P < 0.01）。研究建议护理管理者通过合理授权来提升“赋能型领导力”，以促进护士的积极工作行为，进而提升护理质量。
**常见问题解答（FAQ）：**
1. **引言**：《2025年世界护理报告》强调，护士在实现卫生相关可持续发展目标方面发挥着不可或缺的作用[1]。然而，受工作压力、职业环境、工作量和工作时长等因素影响，护士普遍存在较高的职业倦怠感和离职意愿[2]，这不仅限制了医疗服务质量的提升，还对患者安全构成潜在威胁[3,4]。因此，探索激发护士内在工作动机、提高工作满意度和降低离职率的策略成为护理管理研究的重要课题。
2. **“工作重构”概念**：Wrzesniewski和Dutton于2001年首次提出“工作重构”概念[5]，指员工根据工作任务或人际关系要求重新定义和调整自己的行为与认知视角。研究表明，“工作重构”能增强护士的工作投入[6,7]、提高工作满意度[8]并提升护理服务质量[9]。高质量的“工作重构”有助于缓解护士的职业倦怠[10]，减少离职意愿[11]，同时满足患者护理需求，降低护理缺陷发生率[12]，促进护士专业发展和团队进步[12]。在当前医疗环境变革背景下，“工作重构”可能是护士应对职业挑战的关键。
3. **领导风格与“工作重构”的关系**：根据领导-成员交换（Leader-Member Exchange, LMX）理论，领导者的领导风格会影响员工的工作行为[13]。“赋能型领导力”是一种积极的管理方式，领导者赋予下属更多参与权和自主权，鼓励其自我管理[14]。研究表明，主任护士给予护士一定程度的自主权可激励他们改进不良工作行为[15]。虽初步研究显示领导因素与“工作重构”有关[16,17]，但这些研究大多局限于特定西方文化和管理背景。在中国内蒙古的医疗管理实践中，关于“赋能型领导力”与“工作重构”关系的系统研究仍相对不足。
4. **理论基础**：“资源保护”（Conservation of Resources, COR）理论指出，为适应外部环境变化，个体会主动获取、保护和维护重要资源[18]，这为探讨中国护士“工作重构”的影响因素提供了理论视角。该理论有助于分析影响护士“工作重构”的关键因素，并深入理解“赋能型领导力”的作用机制。不同人口统计特征的护士在资源获取和维护方面可能存在差异，进而影响“工作重构”水平。此外，“赋能型领导力”提供的决策权和资源支持为护士开展“工作重构”提供了必要条件。
**假设：**
- 护士的人口统计特征对其“工作重构”有显著影响；
- “工作重构”与“赋能型领导力”呈正相关。
**现状与挑战：**
目前中国关于护士“工作重构”的研究仍处于早期阶段，相关影响因素探索不足。现有研究多侧重于多维度因素（如社会人口特征和组织环境），缺乏深入分析。建议进一步研究可能影响护士“工作重构”的因素，结合中国医疗环境特点进行具体分析，以制定有效干预策略。
**结论：**
基于“资源保护”理论，本研究关注中国内蒙古的临床护士，旨在调查其“工作重构”现状、影响因素及与“赋能型领导力”的关联。研究结果可为护理管理者提供依据，帮助他们制定针对性的干预措施，提升护士的工作表现，保持团队稳定性，优化医疗服务质量。独立样本t检验和单因素方差分析（ANOVA）表明，在以下人口统计特征中，临床护士的工作组织能力（job crafting）得分具有统计学显著性：年龄、教育水平、工作经验年限、职称、每周工作时长、夜班频率、月收入、自我感知的健康状况、对护理工作的热情程度以及年度外部学习次数（P<.05）。这些发现初步支持了研究的假设。详细内容请参见表1。
表1 - 人口统计特征和工作组织能力的分布（N=327）
| 变量 | 分类 | 频率（%） | 得分（M±SD） | t/F | P值 | 后续比较 |
|------------------|----------|---------|---------|---------|------------|
| 性别 | 男 | 33 | 48.00±6.63 | 0.354 | .724 | – |
| 女 | 294 | 47.44±8.89 | – | – | – |
| 年龄 | <26 | 47 | 52.49±10.02 | 13.007 | <.001 | ①>②>③>④ |
| 26–35 | 164 | 48.12±7.83 | – | – | – |
| 36–46 | 86 | 45.71±8.37 | – | – | – |
| >46 | 30 | 41.33±6.85 | – | – | – |
| 种族群体 | 汉 | 279 | 47.23±8.63 | 1.101 | .334 | – |
| 蒙古 | 40 | 49.40±8.90 | – | – | – |
| 其他 | 8 | 47.13±9.40 | – | – | – |
| 教育水平 | 初中及以下 | 19 | 42.21±7.87 | 14.348 | <.001 | ③>②>① |
| 本科 | 284 | 47.19±8.30 | – | – | – |
| 研究生及以上 | 24 | 55.25±9.30 | – | – | – |
| 婚姻状况 | 单身 | 100 | 49.24±9.24 | 2.977 | .052 | – |
| 已婚 | 221 | 46.70±8.30 | – | – | – |
| 离婚或丧偶 | 6 | 47.50±10.48 | – | – | – |
| 孩子数量 | 0 | 131 | 48.53±8.75 | 2.699 | .069 | – |
| 1 | 123 | 47.50±8.68 | – | – | – |
| ≥2 | 73 | 45.60±8.37 | – | – | – |
| 工作经验年限 | ≤5 | 67 | 51.82±8.42 | 8.005 | <.001 | ①>②>①>③>④ |
| 6–10 | 120 | 47.10±8.46 | – | – | – |
| 11–15 | 97 | 45.62±7.07 | – | – | – |
| ≥16 | 43 | 46.07±10.79 | – | – | – |
| 职称 | 护士 | 54 | 52.43±8.72 | 9.600 | <.001 | ①>②>③>①>④ |
| 高级护士 | 88 | 48.19±8.25 | – | – | – |
| 主管护士 | 170 | 45.91±8.14 | – | – | – |
| 共同主管及以上 | 15 | 43.60±10.07 | – | – | – |
| 每周工作时长 | ≤40 | 67 | 50.61±9.29 | 10.408 | <.001 | ①>②>③>④ |
| 41–45 | 157 | 48.13±7.75 | – | – | – |
| 46–50 | 87 | 45.45±7.64 | – | – | – |
| ≥51 | 16 | 39.25±12.44 | – | – | – |
| 夜班频率 | 0 | 52 | 47.42±9.08 | 3.514 | .016 | ②>③>④>①>④ |
| 1–5 | 190 | 48.38±8.68 | – | – | – |
| 6–10 | 80 | 46.01±8.17 | – | – | – |
| ≥11 | 5 | 38.00±4.42 | – | – | – |
| 月收入 | <4000 | 12 | 44.92±10.09 | 4.751 | .003 | ②>④>③>④ |
| 4000–5999 | 90 | 49.47±9.71 | – | – | – |
| 6000–8000 | 117 | 48.29±8.11 | – | – | – |
| >8000 | 108 | 45.27±7.74 | – | – | – |
| 参与类型 | 非正式员工 | 253 | 46.94±8.21 | -1.937 | .055 | – |
| 正式员工 | 74 | 49.39±9.96 | – | – | – |
| 科门 | 内科 | 145 | 47.12±8.90 | 1.713 | .131 | – |
| 外科 | 115 | 48.37±8.61 | – | – | – |
| 产科与妇科 | 20 | 49.05±8.57 | – | – | – |
| 儿科 | 5 | 44.00±2.45 | – | – | – |
| ICU与急诊 | 25 | 43.72±8.13 | – | – | – |
| 其他部门 | 17 | 49.47±8.19 | – | – | – |
| 自我感知的健康状况 | 非常差 | 24 | 46.92±8.87 | 12.469 | <.001 | ④>③>②>④>①>④ |
| 较差 | 113 | 44.76±7.73 | – | – | – |
| 一般 | 119 | 47.77±8.33 | – | – | – |
| 良好 | 53 | 54.02±7.79 | – | – | – |
| 健康 | 18 | 44.33±9.23 | – | – | – |
| 对护理工作的热情程度 | 不热爱 | 153 | 43.20±7.43 | 49.091 | <.001 | ③>②>① |
| 热爱 | 140 | 50.49±7.60 | – | – | – |
| 深度投入 | 34 | 54.44±8.60 | – | – | – |
| 年度外部学习次数 | 0 | 190 | 46.67±8.53 | 4.422 | .013 | ③>②>③>① |
| 1 | 92 | 47.51±7.55 | – | – | – |
| >1 | 45 | 50.91±10.66 | – | – | – |
M=平均值，SD=标准差。
3.2. 临床护士的工作组织能力得分
327名临床护士的工作组织能力总得分为（47.49±8.68）。各项目的平均得分为（3.17±0.58），与理论平均值（3.00）相比处于中等水平。三个维度的平均得分从高到低依次为：任务组织维度、认知组织维度和关系组织维度。各维度的得分详见表2。
表2 - 临床护士工作组织能力量表总分及各维度得分（N=327）
| 变量 | 项目 | 得分（M±SD） | 项目平均得分（M±SD） |
|------------------|---------|---------|--------------|
| 工作组织能力量表 | 15 | 47.49±8.68 | 3.17±0.58 |
| 任务组织 | 5 | 16.21±3.40 | 3.24±0.68 |
| 认知组织 | 5 | 15.71±3.53 | 3.14±0.71 |
| 关系组织 | 5 | 15.58±3.77 | 3.12±0.75 |
3.3. 多元线性回归分析
为了进一步验证“护士的人口统计特征对工作组织能力有显著影响”的假设，并确定影响工作组织能力的因素，本研究采用了多元线性回归分析。以临床护士的工作组织能力得分为因变量，将单变量分析中具有统计学显著性的十个变量作为自变量纳入多元线性回归分析。这些自变量的具体分配详见表3。结果显示，对护理工作的热情程度、年龄和每周工作时长是影响临床护士工作组织能力的显著因素（P<.05），它们解释了总方差的26.8%。在这些变量中，对护理工作的热情程度的标准化回归系数（Beta=0.387）最高，表明其预测效果最强，对临床护士的工作组织能力有积极影响。相比之下，年龄（Beta=-0.187）和每周工作时长（Beta=-0.104）对工作组织能力有负面影响。这些发现支持了研究假设，即人口统计特征会影响临床护士的工作组织能力。本研究使用了方差膨胀因子和容忍度来诊断多重共线性。共线性分析表明，所有容忍度值均<1，所有方差膨胀因子值均低于10，说明变量之间不存在多重共线性，模型的稳定性良好。详细内容请参见表4。
表3 - 自变量分配
| 自变量 | 分配 |
|----------------------------|-------------|
| 年龄 | <26=1, 26–35=2, 36–46=3, >46=4 |
| 教育水平 | 初中及以下=1, 本科=2, 研究生及以上=3 |
| 工作经验年限 | ≤5=1, 6–10=2, 11–15=3, ≥16=4 |
| 职称 | 护士=1, 高级护士=2, 主管护士=3, 共同主管及以上=4 |
| 每周工作时长 | ≤40=1, 41–45=2, 46–50=3, ≥51=4 |
| 夜班频率 | 0=1, 1–5=2, 6–10=3, ≥11=4 |
| 月收入 | <4000=1, 4000–5999=2, 6000–8000=3, >8000=4 |
| 自我感知的健康状况 | 非常差=1, 较差=2, 一般=3, 良好=4, 健康=5 |
| 对护理工作的热情程度 | 不热爱=1, 热爱=2, 深度投入=3 |
| 年度外部学习次数 | 0=1, 1=2, >1=3 |
表4 - 临床护士工作组织能力的多元线性回归分析
| B | SE | Beta | t | P | 95% CI | 共线性统计 | Tolerance | VIF |
|-------------|-----------|------------|---------|------------|--------------|-------------|
| 对护理工作的热情程度 | 5.063 | 0.674 | 0.387 | 7.513 | <.001 | (3.737–6.389) | 0.846 |
| 年龄 | -1.968 | 0.528 | -0.187 | -3.726 | <.001 | (-3.007 to -0.929) | 0.888 |
| 每周工作时长 | -1.129 | 0.556 | -0.104 | -2.030 | .043 | (-2.224 to -0.035) | 0.851 |
| R2 | 0.274 | 调整后R2 | 0.268 | F | 40.707 | <.001 |
| Beta | | 标准化系数 | SE | 方差膨胀因子 |
3.4. 临床护士工作组织能力与赋能领导力之间的相关性分析
为了进一步验证“工作组织能力与赋能领导力之间存在正相关关系”的假设，本研究对临床护士的赋能领导力总分及其三个维度与工作组织能力总分进行了皮尔逊相关性分析。结果显示，临床护士的工作组织能力及其三个维度与赋能领导力得分呈正相关（R=0.473, P<.001）。这一结果支持了研究假设。详细内容详见表5。
表5 - 临床护士工作组织能力与赋能领导力之间的相关性分析
| 变量 | 工作组织能力 | 任务组织 | 认知组织 | 关系组织 | 赋能领导力 |
|----------------------------|------------|-----------|------------|--------------|
| | 0.473** | 0.315** | 0.439** | 0.344** |
| | **P<.001** | | |
4. 讨论
4.1. 临床护士的工作组织能力处于中等水平
研究结果表明，327名临床护士的工作组织能力得分处于中等水平。这一发现与Li等人的研究结果一致[12]，但显著低于Xu等人的调查数据[17]，表明工作组织能力仍有提升空间。结果差异可能归因此外，COR理论进一步指出，当个体感知到资源流失的威胁时，他们会激活资源保护机制以减少不必要的资源投入[18]。在工作重构过程中，作为一种需要额外资源投入的主动行为，在这种情况下往往会受到抑制。过长的每周工作时间可能会增加护士的工作负担[34]，导致她们没有足够的精力去反思和调整工作内容、方法及流程。同时，护士也缺乏时间去学习新的护理技术和前沿知识。这些因素都对她们的工作重构能力产生了负面影响。因此，建议医院管理者设计更加合理的排班表，确保充足的员工配置[35]，合理分配护理工作量，并有效管理护士的工作时间，以防止临床护士长期过度工作。
4.3. 临床护士的工作重构与赋权领导力之间的相关性
皮尔逊相关分析显示，护士的工作重构与赋权领导力之间存在显著的正相关关系（R = 0.473，P < 0.001），表明赋权领导力对临床护士的工作重构具有积极的预测作用。具体而言，护士感知到的赋权领导力水平越高，她们的工作重构能力也就越强。这一发现与Xu等人的研究结果一致[17]。根据COR理论[18]，赋权领导力通过赋予决策权、提高工作自主性以及表达信任和支持为护士提供了宝贵的资源。这些资源使护士能够更有效地调整工作方法并改变认知模式。当护士获得这些关键资源后，为了保护和提升现有资源的价值并进一步获取新资源，她们的工作自主性得以增强[36]，从而促进其在工作重构行为中的积极参与。这表明护士管理者应认识到赋权领导力对护士工作重构的积极作用。建立系统的组织支持体系，并将赋权原则融入管理实践和护理教育中是至关重要的。在医院管理层面上，卫生政策制定者应明确机构保障措施，界定主任护士可以委托的决策权限范围和界限。同时，可以将赋权领导力纳入护理管理培训体系中。通过研讨会[37]、基于案例的教学等方式，主任护士可以掌握有效的委托策略，从而扩大护士的决策参与度和权限范围[15]。在护理教育领域，可以利用“互联网+”平台来扩展继续教育和在职培训[38]。通过在线平台持续分享各部门的赋权理念和实践经验，并定期组织部门赋权经验交流会，可以形成长期的学习和实践组织环境。这将促进赋权管理融入医院管理者的日常工作实践中，并进一步将其转化为推动团队工作重构的动力[39]，从而激活护理团队的活力。
4.4. 研究的局限性
我们承认本研究存在一些局限性。首先，本研究采用了横断面设计，虽然能够揭示变量之间的关联，但无法推断其因果关系。其次，对护士工作重构水平的评估主要依赖于主观问卷，这可能存在一定的偏差。此外，本研究采用方便抽样方法，可能导致抽样偏差。而且，研究对象仅限于内蒙古某一家三级医院的临床护士，从而限制了样本的代表性和普遍性。未来的研究应在全国范围内开展大规模、多中心的研究，以提高样本的代表性和研究结果的可信度。
5. 结论
基于COR理论，本研究系统探讨了中国临床护士工作重构的现状及其影响因素，以及其与赋权领导力的相关性。研究结果表明，护士的工作重构水平处于中等水平，表明有必要进行改进。影响工作重构的因素包括对护理工作的热情程度、年龄和每周工作时间。赋权领导力与工作重构呈正相关。此外，本研究还将COR理论的应用范围从传统上解释压力应对的方式扩展到了赋权和主动行为的领域。因此，它为中国医疗保健领域提供了新的视角和实证支持，从而支持并扩展了该理论在护理领域的应用。护士管理者应兼顾主任护士和临床护士的视角，鼓励主任护士在其部门内创新管理方式，积极采用赋权领导风格，并适当下放职责。同时，应为临床护士建立学习和发展平台，提高她们对工作重构的认识，创造支持性的实践环境，提供多样化的发展支持，并制定有效的策略来提升工作重构能力。这不仅有助于护士自身的专业发展以及护理profession的高质量发展，还对确保患者安全和提高医疗质量起着关键作用。通过提升临床护士的工作重构水平，可以鼓励她们主动调整工作方法和护患关系，积极回应患者需求，从而改善患者的医疗体验并提升医疗服务质量。此外，这还可以减少护理错误和不良事件的发生率，提高护士的工作满意度，显著降低人员流动率，稳定护理团队，最终实现组织效率的持续提升。未来的研究可以进行纵向研究或干预性研究，进一步探究变量之间的因果关系。此外，还可以结合定性研究来深入探讨护士工作重构过程中的主观体验和障碍。
致谢
研究人员衷心感谢所有参与者在整个研究过程中的积极参与与合作。
作者贡献
概念构思：郭飞、赵伟、郝文娜
数据整理：郭飞、赵伟、郝文娜
正式分析：郭飞、赵伟、郝文娜
调查：郭飞、赵伟、郝文娜
方法论：郭飞、赵伟、郝文娜
项目管理：郝文娜
资源筹备：郭飞、赵伟、郝文娜
软件使用：郭飞、赵伟、郝文娜
验证：郭飞、郝文娜
初稿撰写：郭飞
审稿与编辑：郭飞、赵伟、郝文娜
