基于三甲醫(yī)院平臺(tái)對(duì)規(guī)范化培訓(xùn)護(hù)士職業(yè)認(rèn)同評(píng)價(jià)指標(biāo)的研究

侯華芳，王先艷，謝雪虹，楊蕾弘，羅文玉，曹 靜，羅春梅，彭 楊

（川北醫(yī)學(xué)院附屬醫(yī)院，四川 南充 637000）

職業(yè)認(rèn)同感[1]是日常工作重要的心理基礎(chǔ), 是個(gè)人發(fā)展的內(nèi)在激勵(lì)因素，了解護(hù)士職業(yè)認(rèn)同感的現(xiàn)狀和影響因素有利于從根本上提出問(wèn)題并解決問(wèn)題，進(jìn)而培養(yǎng)臨床護(hù)士形成積極、穩(wěn)定的職業(yè)認(rèn)同感。本文依托日本的護(hù)士職業(yè)認(rèn)同量表并結(jié)合國(guó)內(nèi)三甲醫(yī)院規(guī)培護(hù)士職業(yè)特點(diǎn)等實(shí)際情況，運(yùn)用因子分析的方法對(duì)規(guī)培護(hù)士職業(yè)認(rèn)同指標(biāo)進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

選取2016年7月至2018年7月在川北醫(yī)學(xué)院附屬醫(yī)院進(jìn)行規(guī)范化培訓(xùn)的護(hù)士，從中抽取符合調(diào)查標(biāo)準(zhǔn)的對(duì)象。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）取得護(hù)士執(zhí)業(yè)證書或通過(guò)全國(guó)護(hù)士執(zhí)業(yè)資格考試；（2）愿意參加本研究，并簽署知情同意書。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）未通過(guò)全國(guó)護(hù)士執(zhí)業(yè)資格考試；（2）調(diào)查期間未在臨床工作的護(hù)士，包括外出進(jìn)修、學(xué)習(xí)、病事假或已離職的護(hù)士。

1.2 調(diào)查方法

采取問(wèn)卷調(diào)查法，由研究者本人在護(hù)理部人員幫助下，按照自愿的原則,對(duì)被調(diào)查人員解釋研究目的和填寫要求后，現(xiàn)場(chǎng)發(fā)放與收回問(wèn)卷。采用匿名方式答卷，測(cè)試時(shí)間為15 min。共發(fā)放問(wèn)卷210份, 剔除無(wú)效問(wèn)卷后，有效問(wèn)卷197份，有效率回收率為93.8%。

1.3 研究工具

基于國(guó)內(nèi)外研究機(jī)構(gòu)大量的文獻(xiàn)報(bào)道，本研究密切結(jié)合我國(guó)川東北地區(qū)規(guī)培護(hù)士培訓(xùn)現(xiàn)狀并依據(jù)社會(huì)學(xué)和心理學(xué)相關(guān)理論知識(shí)，綜合評(píng)估后依托日本東京大學(xué)研制的“護(hù)士職業(yè)認(rèn)同量表”為基礎(chǔ)進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查，問(wèn)卷內(nèi)容主要分為：一般情況調(diào)查、規(guī)培護(hù)士職業(yè)認(rèn)同調(diào)查。每個(gè)指標(biāo)采用Likert7級(jí)計(jì)分法賦值分?jǐn)?shù)，1分表示非常不能；2分表示不能；3分表示比較不能；4分表示一般，5分表示比較能，6分表示能，7分表示非常能。

1.4 統(tǒng)計(jì)方法

對(duì)回收的問(wèn)卷進(jìn)行統(tǒng)一編碼，運(yùn)用Epidata3.1軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入，運(yùn)用SPSS22.0軟件進(jìn)行因子分析。因子分析[2]是一種從分析多個(gè)原始指標(biāo)的相關(guān)關(guān)系入手，找到支配與這些相關(guān)關(guān)系指標(biāo)的有限個(gè)不可觀察到的潛在的變量，并解釋這些原始指標(biāo)之間的相關(guān)性或方差關(guān)系的多元統(tǒng)計(jì)分析方法。因子分析根據(jù)相關(guān)性的大小把指標(biāo)進(jìn)行分組，使組內(nèi)的指標(biāo)共性較高，組間的指標(biāo)共性較低，從而尋找出影響規(guī)培護(hù)士職業(yè)認(rèn)同差異的潛在因素，以便更好的洞察變化的原因。

2 結(jié) 果

2.1 基本情況

本研究最終納入有效規(guī)培護(hù)士197名，其中男生66人，女生131人；中專學(xué)歷26人，大專學(xué)歷128人，本科學(xué)歷43人；規(guī)培1年108人，規(guī)培2年89人。

2.2 適應(yīng)性檢驗(yàn)

在因子分析中，KMO的值越接近于1，說(shuō)明變量間的相關(guān)性越強(qiáng)，分析效果就越好。本研究中KMO值為0.942，Bartlett球形度檢驗(yàn)結(jié)果P=0.000＜0.05，差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，適宜進(jìn)行因子分析。

2.3 公因子提取

采用主成分分析法提取公因子，可以看出前4個(gè)公因子的特征值接近于1或大于1，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為66.4%，因此本研究提取前4個(gè)公因子（F1：自我把握感和患者影響感因子、F2：組織影響感因子、F3：有意義感因子、F4：自我效能感因子）。公因子中F1的方差貢獻(xiàn)率最高，可以認(rèn)為F1是影響規(guī)培護(hù)士職業(yè)認(rèn)同指標(biāo)最重要的因素。

2.4 因子載荷矩陣

依據(jù)因子載荷矩陣的系數(shù)得到因子模型，但其中仍有典型變量在在未經(jīng)旋轉(zhuǎn)前的各因子中差異并不明顯，不能很好的反映差異性。如變量e2在公因子F3中的載荷為0.403，在F3中的載荷為0.420，差異不明顯。因此，為突出因子與其載荷較大的變量的聯(lián)系，并減少和每個(gè)變量關(guān)聯(lián)的因子數(shù)，簡(jiǎn)化對(duì)原變量的解釋，因而應(yīng)用方差最大值法進(jìn)行旋轉(zhuǎn)[3]。

可以看出：變量e8、e9、e10、e11、e13、e 14、e15、e18、e19、e21在F1中具有較大的載荷，主要表現(xiàn)為自我把握感和患者影響感，因此命名為自我把握感和患者影響感因子；變量e4、e7、e12、e16、e17在F2中具有較大的載荷，主要表現(xiàn)為組織影響感，因此命名為組織影響感因子；變量e2、e5、e6、e20在F3中具有較大的載荷，主要表現(xiàn)為有意義感，因此命名為有意義感因子；變量e1、e3在F4中具有較大的載荷，主要表現(xiàn)為自我效能感，因此命名為自我效能感因子。

3 討 論

大量證據(jù)表明，護(hù)士的職業(yè)認(rèn)同與個(gè)人因素、職業(yè)特性、他人影響、社會(huì)環(huán)境影響、社會(huì)文化影響等因素密切相關(guān)，規(guī)培護(hù)士作為一個(gè)新興群體，是護(hù)理隊(duì)伍中的新生力量，他們直接影響護(hù)理隊(duì)伍的整體素質(zhì)和護(hù)理專業(yè)發(fā)展?jié)摿Γ瑥母旧嫌绊懼鴮?duì)患者優(yōu)質(zhì)、安全的護(hù)理服務(wù)，因而對(duì)其職業(yè)認(rèn)同感的評(píng)價(jià)研究具有舉足輕重的意義。本文依托三甲教學(xué)醫(yī)院平臺(tái)對(duì)規(guī)培護(hù)士的職業(yè)認(rèn)同評(píng)價(jià)進(jìn)行了相關(guān)描述，共利用了21個(gè)指標(biāo)進(jìn)行評(píng)價(jià)，盡管不能夠描述出規(guī)培護(hù)士職業(yè)認(rèn)同的全貌，但在一定程度上依舊能夠出體現(xiàn)規(guī)培護(hù)士職業(yè)認(rèn)同影響因素的特點(diǎn)。

通過(guò)分析得出：自我把握感和患者影響感是影響規(guī)培護(hù)士職業(yè)認(rèn)同評(píng)價(jià)指標(biāo)的首要因素、組織影響感是影響規(guī)培護(hù)士職業(yè)認(rèn)同評(píng)價(jià)指標(biāo)的重要方面、有意義感是影響規(guī)培護(hù)士職業(yè)認(rèn)同評(píng)價(jià)指標(biāo)不可或缺的一部分、自我效能感是影響規(guī)培護(hù)士職業(yè)認(rèn)同評(píng)價(jià)指標(biāo)必須考慮的一方面。