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文檔簡(jiǎn)介
1、目的:
了解臨床護(hù)理管理中負(fù)性領(lǐng)導(dǎo)行為現(xiàn)狀;分析臨床護(hù)士的社會(huì)人口學(xué)資料、組織氣氛感知、員工犬儒主義、護(hù)士關(guān)懷能力與負(fù)性領(lǐng)導(dǎo)行為的相關(guān)性;探討臨床負(fù)性領(lǐng)導(dǎo)行為的影響,為護(hù)理管理者預(yù)防減少負(fù)性領(lǐng)導(dǎo)行為,提高護(hù)士關(guān)懷能力提供一定的理論依據(jù)。
方法:
本研究屬于橫斷面研究,采用方便抽樣,于2015年12月1日~12月24日,使用一般資料調(diào)查問卷、破壞性領(lǐng)導(dǎo)量表、護(hù)士組織氣氛感知量表、員工犬儒主義量表、護(hù)士關(guān)懷能力
2、量表對(duì)濟(jì)南市6所三級(jí)甲等醫(yī)院的390名臨床護(hù)士進(jìn)行問卷調(diào)查。使用SPSS19.0進(jìn)行數(shù)據(jù)的處理與分析,統(tǒng)計(jì)學(xué)分析方法主要包括描述性分析、t檢驗(yàn)、單因素方差分析、相關(guān)分析、多元逐步回歸分析以及中介效應(yīng)分析。
結(jié)果:
(1)本研究共回收問卷471份,有效問卷390份,有效回收率82.8%;
(2)臨床護(hù)士破壞性領(lǐng)導(dǎo)量表均分為1.91±0.43,各維度均分:專制自私型1.59±0.57、支持不忠型1.59±0.6
3、0、建設(shè)型2.55±0.67,25.4%被調(diào)查者報(bào)告遭遇過專制自私型領(lǐng)導(dǎo);30.2%被調(diào)查者報(bào)告遭遇過支持不忠型領(lǐng)導(dǎo);
(3)護(hù)士感知到的組織氣氛均分為2.76±0.63,65.9%被調(diào)查者感知的組織氣氛較低;護(hù)士犬儒主義均分為37.18±10.54;34.1%的被調(diào)查者有明顯的員工犬儒主義態(tài)度;護(hù)士關(guān)懷能力均分為185.38±20.21,低于國際常模,78.7%被調(diào)查者關(guān)懷能力處于低水平;
(4)不同性別、職務(wù)、收
4、入護(hù)士在破壞性領(lǐng)導(dǎo)及部分維度的得分差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.01);
(5)護(hù)士感知組織氣氛、員工犬儒主義、關(guān)懷能力與專制自私型領(lǐng)導(dǎo)的相關(guān)系數(shù)分別為-0.500、0.525、-0.393(P<0.01);
(6)以臨床護(hù)士人口統(tǒng)計(jì)學(xué)資料性別、年齡、婚姻、職務(wù)、教育程度、工作年限、聘用方式、月收入為控制變量,破壞性領(lǐng)導(dǎo)量表3個(gè)分維度得分為自變量,分別以員工犬儒主義得分、護(hù)士組織氣氛感知得分、關(guān)懷能力得分為因變量進(jìn)行多元
5、回歸分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn):專制自私型、建設(shè)型2個(gè)變量進(jìn)入回歸方程,聯(lián)合解釋員工犬儒主義總變異的24.3%;專制自私型、建設(shè)型2個(gè)變量進(jìn)入回歸方程,聯(lián)合解釋員工犬儒主義總變異的37.5%;專制自私型、支持不忠型、建設(shè)型3個(gè)變量進(jìn)入回歸方程,聯(lián)合解釋護(hù)士關(guān)懷能力總變異的18.3%;
(7)中介效應(yīng)分析顯示,組織氣氛在破壞性領(lǐng)導(dǎo)與護(hù)士關(guān)懷能力的關(guān)系中起中介作用,中介效應(yīng)是22.75%;員工犬儒主義在破壞性領(lǐng)導(dǎo)與護(hù)士關(guān)懷能力的關(guān)系中起中介作
6、用,中介效應(yīng)是15.92%。
結(jié)論:
(1)護(hù)理管理中存在一定程度的負(fù)性領(lǐng)導(dǎo)行為,應(yīng)采取相應(yīng)的措施干預(yù);
(2)不同性別、職務(wù)、收入的臨床護(hù)士感知的負(fù)性領(lǐng)導(dǎo)行為存在差異;
(3)臨床護(hù)士組織氣氛感知較低,護(hù)士存在一定程度員工犬儒主義,護(hù)士關(guān)懷能力較低,有較大的改善空間;
(4)負(fù)性領(lǐng)導(dǎo)行為與護(hù)士組織氣氛感知、關(guān)懷能力呈負(fù)相關(guān),與員工犬儒主義呈正相關(guān);負(fù)性領(lǐng)導(dǎo)行為能負(fù)性預(yù)測(cè)護(hù)士組織氣氛感知
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