心理彈性在中醫(yī)院校護(hù)生自我效能感、心理一致感間的中介效應(yīng)

阮小麗，葉增杰，程夢慧，盧詠梅，田想，魏燕紅

(1.廣東省食品藥品職業(yè)技術(shù)學(xué)校 醫(yī)護(hù)系，廣東 廣州 510663;2.廣州中醫(yī)藥大學(xué) 護(hù)理學(xué)院，廣東 廣州 510006；3.廣州中醫(yī)藥大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 )

心理彈性，是能夠幫助個體緩沖或抵御壓力事件或挫折帶來的消極影響，使個體面對壓力、危機(jī)等仍能積極適應(yīng)和茁壯成長的積極心理品質(zhì)[1]。有研究[2]表明，護(hù)理專業(yè)?？萍氨究粕男睦斫】邓降陀诔扇顺Ｄ?，特別是強(qiáng)迫、抑郁、焦慮、偏執(zhí)與人際關(guān)系等方面表現(xiàn)。中醫(yī)院校護(hù)生是推動中醫(yī)護(hù)理發(fā)展的生力軍，培養(yǎng)心理素質(zhì)與專業(yè)能力并重的護(hù)生，從而為醫(yī)療機(jī)構(gòu)尤其是各地中醫(yī)院輸送優(yōu)秀的護(hù)理人才，已成為護(hù)理教育者亟需解決的問題。因此，關(guān)注中醫(yī)院校護(hù)生的心理彈性水平至關(guān)重要。本研究旨在了解中醫(yī)院校護(hù)生的心理彈性水平，并分析其在中醫(yī)院校護(hù)生自我效能感、心理一致感間的中介效應(yīng)，以期為今后提升護(hù)生的心理素質(zhì)提供理論依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 研究對象 采用便利抽樣法選擇廣州、南昌、成都市3所中醫(yī)院校的454名護(hù)生為研究對象，平均年齡為(21.21±1.79)歲。納入標(biāo)準(zhǔn)：在讀護(hù)理專業(yè)學(xué)生；自愿參加本研究；同意如實(shí)填寫問卷。排除標(biāo)準(zhǔn)：調(diào)查期間因請假、休學(xué)等原因無法完成問卷的護(hù)生。

1.2 方法

1.2.1 研究工具

1.2.1.1 一般資料調(diào)查表 由研究者自行設(shè)計，內(nèi)容包括年齡、性別、年級、學(xué)歷、是否獨(dú)生子女等。

1.2.1.2 心理彈性量表(Connor-Davidson resilience scale，CD-RISC) 原5維度量表由美國心理學(xué)家Connor和Davidson共同編制，Campbell-Sills等[3]發(fā)現(xiàn)5維度量表具有不穩(wěn)定性，故在此基礎(chǔ)上提取了CD-RISC-10，該量表為單因子量表。征得原作者授權(quán)后，本研究對CD-RISC-10進(jìn)行了翻譯及信效度檢驗，結(jié)果顯示，量表10個條目的內(nèi)容效度為0.830～1.000，重測信度為0.817，分半信度為0.811，表明中文版CD-RISC-10具有良好的信效度，適合作為護(hù)生心理彈性的檢測工具[4]。

1.2.1.3 一般自我效能感量表(general self-efficacy scale，GSES) 由Schwarzer等[5]編制完成，中文版GSES最早由Zhang等[6]在香港一年級大學(xué)生中使用。量表采用4級評分法，“完全不正確”、“有點(diǎn)正確”、“多數(shù)正確”、“完全正確”分別賦值1～4分，得分越高表明自我效能感越高，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.851。

1.2.1.4 心理一致感量表(sense of coherence-13，SOC-13) 采用Antonovsky[7]的人生取向問卷測量心理一致感，后由香港中文大學(xué)Shiu[8]翻譯成中文，經(jīng)過包蕾萍等[9]修訂，顯示該量表適用于中國文化背景。量表包括可理解感、可控制感、意義感3個維度，共13個條目，采用7 級評分法，得分越高表明心理一致感水平越高，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.737。

1.2.2 調(diào)查方法 問卷采用統(tǒng)一指導(dǎo)語并說明調(diào)查目的及填寫方式，征得調(diào)查對象同意后派發(fā)問卷，問卷填寫完畢當(dāng)場收回。本次調(diào)查共發(fā)放問卷560份，收回486份，剔除無效問卷32份，共得到有效問卷454份，有效回收率為81.1%。

1.3 統(tǒng)計學(xué)處理 采用SPSS 19.0統(tǒng)計軟件，計量資料采用獨(dú)立樣本t檢驗或ANOVA檢驗進(jìn)行分析；心理彈性、自我效能感、心理一致感間關(guān)系用Pearson相關(guān)分析和中介效應(yīng)分析，根據(jù)溫忠麟等[10]提出的中介效應(yīng)檢驗程序，采用層級回歸方法進(jìn)行檢驗，以P<0.05或P<0.01表示差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 護(hù)生一般資料及CD-RISC-10、GSES、SOC-13的得分情況 結(jié)果顯示，是否為獨(dú)生子女、學(xué)生干部、經(jīng)常參加學(xué)?；顒蛹安煌彝ソ?jīng)濟(jì)狀況、年級等護(hù)生的CD-RISC-10得分差異均有統(tǒng)計學(xué)意義(均P<0.05)；是否為獨(dú)生子女或?qū)W生干部、經(jīng)常參加學(xué)校活動及不同年級等護(hù)生的GSES得分差異均有統(tǒng)計學(xué)意義(均P<0.05) ；是否為學(xué)生干部、經(jīng)常參加學(xué)?；顒拥茸o(hù)生的SOC-13得分差異均有統(tǒng)計學(xué)意義(均P<0.05)，具體情況見表 1。

表1 護(hù)生的一般資料及CD-RISC-10、GSES、SOC-13的得分情況分)

續(xù)表1

項 目n(%)CD-RISC-10GSESSOC-13戶籍 農(nóng)村285(62.8)25.54±5.2025.55±4.6453.46±8.48 城鎮(zhèn)169(37.2)25.82±4.9526.28±5.0153.30±7.57 t-0.557-1.5670.195 P 0.578 0.1180.846獨(dú)生子女 是140 (30.8)26.52±5.2526.64±5.2253.51±7.81 否314(69.2)25.25±5.0025.46±4.5553.35±8.31 t2.4612.3080.189 P<0.05<0.050.850學(xué)生干部 是232(51.1)26.20±5.0526.46±4.6954.33±8.36 否222(48.9)25.06±5.1125.15±4.8152.43±7.82 t2.3992.9342.498 P<0.05<0.01<0.05經(jīng)常參加學(xué)?；顒?是269(59.3)26.43±5.0326.28±4.5654.52±8.12 否185(40.7)24.50±5.0125.15±5.0451.77±7.94 t4.0122.4873.571 P<0.01<0.05<0.01經(jīng)濟(jì)狀況 差33(7.3)26.73±5.1926.97±5.5152.88±8.74 較差65(14.3)25.08±5.2524.94±4.3151.83±6.57 一般326(71.8)25.57±5.0525.74±4.7753.66±8.47 較好26(5.7)27.42±4.84b27.46±4.6355.23±6.68 好4(0.9)20.50±5.07acd26.75±6.7050.25±6.70 F2.4251.8651.197 P<0.050.1160.311年級 一年級64(14.1)24.73±5.0125.03±4.1753.47±7.74 二年級73(16.0)25.51±4.4924.85±4.8052.89±7.88 三年級186(41.0)25.17±5.4025.85±4.7053.71±8.05 四年級54(11.9)28.46±3.74abc27.26±5.73b52.09±8.68 五年級77(17.0)25.70±5.27d26.31±4.5653.99±8.64 F5.2342.6470.585 P<0.01<0.050.674

a:P<0.05,與第1層比較；b:P<0.05,與第2層比較；c:P<0.05,與第3層比較；d:P<0.05,與第4層比較

2.2 中醫(yī)院校護(hù)生心理彈性影響因素的多重線性回歸分析 將心理彈性作為因變量，一般社會資料中二元以上分類變量經(jīng)過亞變量處理后進(jìn)入方程，將社會人口學(xué)資料、自我效能感和心理一致感為自變量，做多重線性回歸分析，變量入選模型采用逐步法，結(jié)果見表2。

表2 中醫(yī)院校護(hù)生心理彈性影響因素的多重線性回歸分析(N=454)

注：家庭經(jīng)濟(jì)狀況和年級type1、type2、type3、type4(五分類變量，4組亞變量)都為亞變量組，進(jìn)入方程時選擇強(qiáng)行進(jìn)入回歸，同進(jìn)同出，完整的回歸方程為y=3.616+0.458X1+0.181X2+0.790 X3-4.683 X4+2.832X5，所有因子共解釋42.2%的變異。

2.3 中醫(yī)院校護(hù)生心理彈性與自我效能感、心理一致感的相關(guān)性 相關(guān)性分析發(fā)現(xiàn)，心理彈性得分與自我效能感、心理一致感總分以及可理解感、可控制感、意義感3個維度均呈高度正相關(guān)(均P<0.01)，具體情況見表3。

表3 中醫(yī)院校護(hù)生心理彈性與自我效能感、心理一致感的相關(guān)性(N=454,r)

a:P<0.01

2.4 心理彈性在自我效能感與心理一致感之間的中介效應(yīng)檢驗 以自我效能感為自變量(X) ，心理彈性為中介變量(M) ，心理一致感為因變量(Y) ，進(jìn)行分層回歸分析，分析心理彈性在自我效能感與心理一致感間的中介效應(yīng)。第1步檢驗自我效能感對心理一致感的回歸方程，系數(shù)c有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.01)；第2步檢驗自我效能感對心理彈性的影響，系數(shù)a同樣有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.01)；最后檢驗自我效能感、心理彈性對心理一致感的影響，系數(shù)c’、b均有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.01)。心理彈性在自我效能感與心理一致感間存在部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為0.59，表明自我效能對心理一致感的效應(yīng)中，59%是通過中介變量心理彈性的間接效應(yīng)(中介效應(yīng))起作用的。具體情況見表4。

表4 心理彈性在自我效能感與心理一致感間的中介效應(yīng)分析

3 討論

3.1 中醫(yī)院校護(hù)生的心理彈性狀況分析 心理彈性是個體在面臨壓力危機(jī)時能否成功復(fù)原的決定性因素[11]，具備良好心理彈性的個體能夠合理控制情緒，積極樂觀地看待并應(yīng)對壓力事件。有研究[12]表明，心理彈性不良的個體在護(hù)理工作中更容易遭受應(yīng)激以及發(fā)生職業(yè)倦怠，也更加有可能離開護(hù)理行業(yè)。由此可見，心理彈性水平是影響中醫(yī)院校護(hù)生今后能否勝任臨床護(hù)理工作的重要因素。本次研究結(jié)果顯示，中醫(yī)院校護(hù)生心理彈性平均得分為(25.64±5.11)分，有較大提升空間，也反映出中醫(yī)院校護(hù)生并未表現(xiàn)出較強(qiáng)的心理彈性這一特點(diǎn)。分析原因可能是：其一，調(diào)查對象主要為本科生，學(xué)歷層次較高，對自身職業(yè)期望較高，而社會部分人群對護(hù)理的偏見、非自愿選擇本專業(yè)等不利因素可能影響護(hù)生對本專業(yè)的認(rèn)可程度；其二，有研究[13]表明，處于傳統(tǒng)文化背景下的中醫(yī)院校學(xué)生有著漫長的學(xué)習(xí)生涯期和社會接納期，所受的身心壓力更大。中醫(yī)院校護(hù)理專業(yè)的課程設(shè)置、教學(xué)內(nèi)容等與西醫(yī)院校存在差異，中醫(yī)院校護(hù)生除了掌握常規(guī)護(hù)理知識技能外，還要學(xué)習(xí)中醫(yī)護(hù)理知識技能，其學(xué)業(yè)較西醫(yī)院校護(hù)生更為繁重；其三，護(hù)生在實(shí)習(xí)階段要從學(xué)生轉(zhuǎn)變?yōu)閷?shí)習(xí)護(hù)士，將面臨角色轉(zhuǎn)變、適應(yīng)臨床工作、學(xué)習(xí)環(huán)境轉(zhuǎn)變、就業(yè)壓力等，以上因素都會在一定程度上影響護(hù)生心理彈性。這提示今后應(yīng)將心理彈性教育融入護(hù)理教育中，并需慎重考慮中醫(yī)文化背景，設(shè)計更適合中醫(yī)院校護(hù)生的心理彈性培訓(xùn)方案。本研究結(jié)果顯示，本科生與?？粕男睦韽椥运降牟町悷o統(tǒng)計學(xué)意義(P>0.05)。這與曾素蘭等[14]的研究結(jié)果不一致，這可能與本次調(diào)查中的本科與?？谱o(hù)生人數(shù)差距較大有關(guān)，建議今后的研究可擴(kuò)大調(diào)查群體范圍或建立中醫(yī)院校護(hù)生群體心理彈性的常模。具備學(xué)生干部經(jīng)歷的護(hù)生心理彈性較從沒任職干部的護(hù)生高，經(jīng)常參加學(xué)校活動的護(hù)生心理彈性水平高于較少或從不參加學(xué)?；顒拥淖o(hù)生，差異均有統(tǒng)計學(xué)意義(均P<0.05)。這提示護(hù)生的心理彈性水平可通過后天的努力或社會實(shí)踐得到提升，護(hù)理教育者應(yīng)充分利用學(xué)?；蛏鐣Y源創(chuàng)造更多的實(shí)踐機(jī)會，對低年級護(hù)生就開始進(jìn)行心理彈性的培養(yǎng)，從而有利于全面提升其心理彈性水平。擔(dān)任學(xué)生干部或經(jīng)常參與學(xué)?；顒拥淖o(hù)生實(shí)踐經(jīng)歷較豐富，能夠在實(shí)踐中吸收經(jīng)驗，面對壓力事件時，能合理地控制情緒，尋找積極有效的應(yīng)對方式解決問題。此外，是否獨(dú)生子女、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、年級也是影響心理彈性的因素。中醫(yī)院校護(hù)生心理彈性影響因素回歸分析結(jié)果顯示，自我效能感、心理一致感、參加學(xué)?；顒?、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、年級進(jìn)入了心理彈性回歸方程，共能夠預(yù)測心理彈性總變異的42.2%，表明心理彈性與自我效能感、心理一致感可能存在一定關(guān)聯(lián)，故應(yīng)進(jìn)一步對三者進(jìn)行相關(guān)性分析并探討其是否存在中介效應(yīng)。

3.2 心理彈性在自我效能感及心理一致感之間的中介效應(yīng) 本次研究結(jié)果顯示，心理彈性與自我效能感、心理一致感存在正相關(guān)(P<0.01)，且心理彈性在自我效能感與心理一致感間的中介效應(yīng)顯著(t=7.155，P<0.01) 。有研究[15]顯示，自我效能感能夠影響實(shí)習(xí)護(hù)生學(xué)習(xí)技能的思維過程以及情感體驗，提高自我效能可強(qiáng)化護(hù)生操作技能。自我效能感越高，克服困難挫折的自信心越強(qiáng)，積極性以及堅持能力也越高，會采取積極應(yīng)對方式來處理壓力事件。心理一致感，是有益健康模型的核心概念，它強(qiáng)調(diào)個體擁有的壓力抗拒資源對心理健康的保護(hù)及促進(jìn)作用，從而使心理健康的保護(hù)變得具有操作性[16]。研究[17]表明，心理一致感高的個體體驗到較低的職業(yè)倦怠，擅于應(yīng)對工作壓力，且在某些心理障礙方面還具有顯著作用[18]。本次研究結(jié)果顯示，心理彈性在自我效能與心理一致感之間的中介效應(yīng)顯著，且中介效應(yīng)占總效應(yīng)的59%,說明心理彈性作為中間變量，可以增強(qiáng)自我效能對心理一致感的影響，提示了良好的心理彈性有助于護(hù)生積極運(yùn)用心理資源，有效應(yīng)對壓力帶來的心理沖擊，增強(qiáng)應(yīng)對挫折的能力。這對以后護(hù)理教育者提升護(hù)生心理素質(zhì)水平有所啟示。臨床護(hù)理工作壓力較大，護(hù)患關(guān)系復(fù)雜，工作任務(wù)較重，缺乏良好的心理彈性的實(shí)習(xí)護(hù)士難以靈活應(yīng)對工作中各種壓力。培養(yǎng)并提升護(hù)生心理彈性，有助于其盡快適應(yīng)角色轉(zhuǎn)變，適應(yīng)臨床護(hù)理工作。國外學(xué)者[19]提出，學(xué)?？梢詾樽o(hù)生提供設(shè)施和機(jī)會學(xué)習(xí)壓力管理，例如在4年教育計劃增加彈性能力培養(yǎng)。

4 小結(jié)

中醫(yī)院校護(hù)生心理彈性水平有待進(jìn)一步提高，心理彈性在自我效能及心理一致感中起部分中介作用。建議護(hù)理教育者應(yīng)關(guān)注護(hù)生的心理彈性培養(yǎng)，提高其應(yīng)對壓力的能力，為臨床護(hù)理事業(yè)輸送專業(yè)技能與心理素質(zhì)并重的高素質(zhì)護(hù)理人才。

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