臨床護(hù)士自我效能感、社會(huì)支持和信息素養(yǎng)的關(guān)系模型研究*

——吾 超 杜艷玲 賀世喆 蔣 瑋 魚麗榮 陳鴻芳 郎紅娟* 鄒艷粉*

1 空軍軍醫(yī)大學(xué)護(hù)理系 陜西 西安 710032 2 空軍軍醫(yī)大學(xué)唐都醫(yī)院 陜西 西安 710038 3 咸陽市中心醫(yī)院 陜西 咸陽 712000 4 陜西省中醫(yī)醫(yī)院 陜西 西安 710003

隨著信息技術(shù)的飛速發(fā)展，醫(yī)療護(hù)理事業(yè)進(jìn)入了大數(shù)據(jù)時(shí)代[1-2]，這對(duì)醫(yī)護(hù)人員高效、準(zhǔn)確分析和處理數(shù)據(jù)的能力提出了更高要求[3]。信息素養(yǎng)是指?jìng)€(gè)體具備準(zhǔn)確判斷信息獲取時(shí)間、信息獲取方法及評(píng)價(jià)和有效利用所需信息的能力[4]。護(hù)理人員作為臨床一線重要骨干力量，其信息素養(yǎng)水平關(guān)系到臨床護(hù)理工作效率、護(hù)理工作質(zhì)量[5]。目前，國(guó)內(nèi)臨床護(hù)士信息素養(yǎng)水平的研究尚處于探索階段[6-8]。國(guó)外研究顯示，個(gè)體信息素養(yǎng)水平與自我效能感呈正相關(guān)[9]，與外界社會(huì)支持具有相關(guān)性[10]。但是，國(guó)內(nèi)尚未有研究報(bào)道自我效能感、社會(huì)支持和護(hù)士信息素養(yǎng)水平之間的相關(guān)性，本研究采用多中心橫斷面調(diào)查，構(gòu)建臨床護(hù)士自我效能感、社會(huì)支持和信息素養(yǎng)關(guān)系的結(jié)構(gòu)方程模型，以期為提升臨床護(hù)士信息素養(yǎng)水平，提升護(hù)理質(zhì)量提供依據(jù)。

1 研究對(duì)象與方法

1.1 調(diào)查對(duì)象

采用多中心方便抽樣法，于2020年3月-7月，選取陜西省5所三級(jí)醫(yī)院、7所二級(jí)醫(yī)院、18所一級(jí)醫(yī)院共計(jì)30所醫(yī)院的3 480名臨床護(hù)理人員作為調(diào)查對(duì)象。納入標(biāo)準(zhǔn)為：(1)取得中華人民共和國(guó)護(hù)士執(zhí)業(yè)資格證書；(2)從事臨床護(hù)理工作；(3)知情同意，自愿參與。排除標(biāo)準(zhǔn)：(1)不愿意參與調(diào)查；(2)調(diào)查期間休假或不在崗者。

1.2 研究方法

1.2.1 調(diào)查工具 (1)一般資料調(diào)查表。由研究者自行設(shè)計(jì)，包括年齡、工作年限、學(xué)歷、職務(wù)、職稱和醫(yī)院級(jí)別等6個(gè)條目。(2)一般自我效能感量表。該量表最初由德國(guó)心理學(xué)家編制，經(jīng)過翻譯與漢化后在我國(guó)廣泛使用[11]，共10個(gè)條目。采用Likert 4級(jí)計(jì)分法，研究對(duì)象根據(jù)自身實(shí)際情況選擇“完全不正確”“有點(diǎn)正確”“多數(shù)正確”“完全正確”，分別賦值1分～4分。本研究中，量表Cronbach's α系數(shù)為0.951，KMO適度檢驗(yàn)值為0.944，Bartlett球形檢驗(yàn)卡方值為28 603.116(P<0.001)；經(jīng)探索性因子分析顯示，各條目因子載荷均≥0.5，且1個(gè)公因子解釋變量總方差的69.855%，表明量表具有良好的信效度。(3)社會(huì)支持量表。該量表由肖水源編制[12]，共有客觀支持、主觀支持和對(duì)支持的利用度3個(gè)維度10個(gè)條目。量表第1～4個(gè)條目，8～10個(gè)條目采用Likert 4級(jí)計(jì)分法；第6和第7個(gè)條目依據(jù)來源數(shù)量計(jì)分，“無任何來源”為0分；第5條由A、B、C、D4項(xiàng)(每項(xiàng)從“無”到“全力支持”分別賦值1分～4分)構(gòu)成并計(jì)總分。本研究中，量表Cronbach's α系數(shù)為0.821，各分量表Cronbach's α系數(shù)在0.740～0.818之間，KMO適度檢驗(yàn)值為0.805，Bartlett球形檢驗(yàn)卡方值為33 754.640(P<0.001)；經(jīng)探索性因子分析顯示，各條目因子載荷均≥0.5，且4個(gè)公因子解釋變量總方差的64.824%，表明量表具有良好的信效度。(4)信息素養(yǎng)問卷。在文獻(xiàn)回顧[13-14]和專家咨詢基礎(chǔ)上自行設(shè)計(jì)“臨床護(hù)士信息素養(yǎng)問卷”，包含信息意識(shí)維度(8個(gè)條目)、信息知識(shí)維度(6個(gè)條目)、信息能力維度(4個(gè)條目)、信息倫理維度(6個(gè)條目)和信息支持維度(6個(gè)條目)等5個(gè)維度，共30個(gè)條目。問卷采用Likert 5級(jí)計(jì)分法，從“完全不符合”到“完全符合”分別計(jì)1分～5分。 本研究中，量表Cronbach's α系數(shù)為0.957，各分量表Cronbach's α系數(shù)在0.872～0.939之間，KMO適度檢驗(yàn)值為0.959，Bartlett球形檢驗(yàn)卡方值為81 853.311(P<0.001)，經(jīng)探索性因子分析顯示，各條目因子載荷均≥0.5，且4個(gè)公因子共解釋變量總方差的72.087%，問卷內(nèi)容效度為0.915。

1.2.2 調(diào)查方法 采用電子問卷以無記名方式進(jìn)行調(diào)查。正式調(diào)查前，研究小組與各醫(yī)院護(hù)理部進(jìn)行協(xié)調(diào)，取得同意后發(fā)放問卷。電子問卷采用統(tǒng)一指導(dǎo)語，承諾對(duì)研究資料保密。 回收問卷后通過后臺(tái)對(duì)問卷進(jìn)行篩選。無效問卷剔除標(biāo)準(zhǔn)：(1)填寫不完整；(2)作答問卷有明顯規(guī)律性或所有條目答案相同；(3)填寫時(shí)間短于10 min。本次調(diào)查共發(fā)放3 480份問卷，回收有效問卷3 011份，有效回收率為86.52%。

1.2.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析 采用Epidata 3.0軟件雙人錄入數(shù)據(jù)，SPSS 23.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析。計(jì)量資料采用均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差描述，計(jì)數(shù)資料采用例數(shù)和構(gòu)成比描述，相關(guān)性分析采用Pearson分析。模型擬合、修正及路徑分析采用Amos 23.0軟件，采用最大似然法對(duì)初始模型進(jìn)行擬合，擬合度采用卡方自由度之比(χ2/df)、近似誤差均方根(RMSEA)、擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)、規(guī)范擬合指數(shù)(NFI)、比較擬合指數(shù)(CFI)和標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方和平方根(SRMR)表示。

2 結(jié)果

2.1 調(diào)查對(duì)象一般資料

3 011名臨床護(hù)士的平均年齡為(30.8±5.8)歲，平均工作年限為(8.53±6.30) a，學(xué)歷分布為：專科1 278例、本科1 720例、碩士及以上 13例，職稱分布為：護(hù)士1 004例、護(hù)師1 431例、主管護(hù)師526例、副主任護(hù)師或主任護(hù)師50例，職務(wù)分布為：護(hù)士長(zhǎng)237例、護(hù)士2 774例，醫(yī)院級(jí)別分布為：三級(jí)1 280例、二級(jí)1 485例、一級(jí)246例。

2.2 臨床護(hù)士自我效能感、社會(huì)支持和信息素養(yǎng)得分

臨床護(hù)士自我效能感總分為(25.42±6.93)分，社會(huì)支持總分為(43.63±8.57)分，信息素養(yǎng)總分為(114.18±18.62)分，各維度得分和條目均分見表1。

表1 臨床護(hù)士自我效能感、社會(huì)支持和信息素養(yǎng)得分(分，

2.3 臨床護(hù)士自我效能感、社會(huì)支持和信息素養(yǎng)相關(guān)性分析

Pearson相關(guān)分析顯示，信息素養(yǎng)總分及其5個(gè)維度與自我效能感、社會(huì)支持以及社會(huì)支持的3個(gè)維度呈顯著正相關(guān)(P<0.01)，見表2。

表2 臨床護(hù)士自我效能感、社會(huì)支持和信息素養(yǎng)各維度相關(guān)性分析

2.4 臨床護(hù)士自我效能、社會(huì)支持和信息素養(yǎng)結(jié)構(gòu)方程模型

以自我效能感為自變量，社會(huì)支持為中介變量，信息素養(yǎng)為應(yīng)變量，建立假設(shè)結(jié)構(gòu)方程模型。在運(yùn)算過程中，對(duì)模型進(jìn)行修正，用最大似然法對(duì)模型的路徑系數(shù)進(jìn)行擬合。擬合數(shù)據(jù)顯示，χ2/df=2.090(適配標(biāo)準(zhǔn)為χ2/df<3.00)，RMSEA=0.019(適配標(biāo)準(zhǔn)為RMSEA<0.05)，GFI=0.098(適配標(biāo)準(zhǔn)為GFI>0.90)，NFI=0.999(適配標(biāo)準(zhǔn)為NFI>0.90)，CFI=0.999(適配標(biāo)準(zhǔn)為CFI>0.90)，SRMR=0.006(適配標(biāo)準(zhǔn)為SRMR<0.08)，模型的擬合度較好，說明修正后假設(shè)模型成立。擬合模型中各路徑顯著性檢驗(yàn)及各變量間的效應(yīng)結(jié)果見表3，結(jié)構(gòu)方程模型見圖1。

表3 臨床護(hù)士社會(huì)支持的中介效應(yīng)分析

圖1 護(hù)士自我效能感、社會(huì)支持和信息素養(yǎng)結(jié)構(gòu)方程模型

3 討論

3.1 臨床護(hù)士信息素養(yǎng)水平有待提高，自我效能感和社會(huì)支持欠缺

本研究顯示，臨床護(hù)士信息素養(yǎng)得分為(114.18±18.62)分，其中信息意識(shí)條目均分最高，為(4.35±0.66)分，信息知識(shí)條目均分最低，為(3.26±0.88)分。表明臨床護(hù)士信息素養(yǎng)水平有待提高，護(hù)士具有較強(qiáng)的信息意識(shí)，但是信息知識(shí)缺乏。分析原因可能為缺少系統(tǒng)化信息知識(shí)的學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)。對(duì)此，建議醫(yī)院管理者組織信息知識(shí)授課，設(shè)立文化長(zhǎng)廊，合理排班、彈性排班，為臨床護(hù)士提供學(xué)習(xí)平臺(tái)與時(shí)間[15-16]。

本研究顯示，臨床護(hù)士社會(huì)支持得分為(43.63±8.57)分，低于全國(guó)常模(44.38±8.38)分(t=-4.825，P<0.001)[17]。其中，主觀支持維度得分最高，為(6.11±1.27)分；對(duì)支持的利用維度得分最低，為(2.82±0.65)分；客觀支持維度得分介于二者之間，為(3.59±1.23)分。這表明臨床護(hù)士獲得的客觀支持與對(duì)支持的利用度較低。醫(yī)療發(fā)展水平及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)滯后使得護(hù)士獲得的客觀物質(zhì)支持水平較低，對(duì)支持利用與轉(zhuǎn)化的意識(shí)不強(qiáng)，同時(shí)缺少相應(yīng)引導(dǎo)[18]。對(duì)此，護(hù)理管理者要加大對(duì)護(hù)理人員客觀物質(zhì)的支持和保障力度，有效利用獲得的社會(huì)支持進(jìn)行引導(dǎo)與教育，提高臨床護(hù)士對(duì)社會(huì)支持的轉(zhuǎn)化能力。

本研究顯示，臨床護(hù)士自我效能感得分為(25.42±6.93)分，低于全國(guó)常模28.60分(t=-25.176，P<0.001)[19]。這可能與護(hù)士特殊的職業(yè)性質(zhì)、繁重的工作壓力和緊張的醫(yī)療環(huán)境有關(guān)[20]。高強(qiáng)度的工作量以及較低的社會(huì)地位，使臨床護(hù)士職業(yè)認(rèn)同感較低，導(dǎo)致自我效能感水平較低[21]。有研究發(fā)現(xiàn)，良好的自我管理能力有利于提升護(hù)士自我效能感[22-23]。因此，護(hù)士應(yīng)注重在工作中提升自信心和加強(qiáng)職業(yè)認(rèn)同感，提高自我管理能力，合理安排工作與統(tǒng)籌時(shí)間分配，提高工作效率；護(hù)理管理者應(yīng)注重臨床護(hù)士自我效能感短板，在工作中加強(qiáng)對(duì)護(hù)理人員的鼓勵(lì)，同時(shí)圍繞自我效能感、自我管理等主題組織開展學(xué)習(xí)活動(dòng)，幫助臨床護(hù)士提升自信心[23]。

3.2 臨床護(hù)士自我效能感、社會(huì)支持與信息素養(yǎng)各維度呈正相關(guān)

Pearson相關(guān)分析結(jié)果顯示，臨床護(hù)士信息素養(yǎng)與自我效能感和社會(huì)支持呈顯著正相關(guān)。這表明，護(hù)士自我效能感水平越高，社會(huì)支持越多，其信息素養(yǎng)水平越高。這與既往研究結(jié)果相符[24-25]。自我效能感水平高的個(gè)體在信息查詢、獲取及分析處理的過程中更為高效，因信息素養(yǎng)水平較高。良好的外界支持(如提供信息技術(shù)支持、信息培訓(xùn)等)能夠?yàn)樽o(hù)士提供學(xué)習(xí)平臺(tái)，有助于提升其信息素養(yǎng)水平[26]。

3.3 臨床護(hù)士自我效能感、社會(huì)支持對(duì)信息素養(yǎng)的路徑分析

結(jié)構(gòu)方程模型顯示，自我效能感對(duì)臨床護(hù)士的信息素養(yǎng)水平有直接預(yù)測(cè)作用(β=0.11，P<0.01)，直接效應(yīng)占總效應(yīng)的66.67%。高贊美等[27]研究發(fā)現(xiàn)，護(hù)士的自我效能感與工作投入呈顯著正相關(guān)。高水平自我效能感的護(hù)士會(huì)投入更多的時(shí)間與精力學(xué)習(xí)信息知識(shí)與技術(shù)。此外，自我效能水平高的個(gè)體，在信息知識(shí)、技術(shù)的學(xué)習(xí)、應(yīng)對(duì)與處理方面會(huì)更加自信[28]。本研究中，自我效能感對(duì)社會(huì)支持也具有直接作用(β=0.23，P<0.01)。這與劉曉蓉等[29]研究結(jié)果一致。具備良好自我效能感的護(hù)士能夠積極地尋求外界幫助，并且對(duì)于支持的轉(zhuǎn)化與利用度較高[30]。

同時(shí)，自我效能感通過社會(huì)支持的中介作用間接影響信息素養(yǎng)水平，其間接效應(yīng)為0.055，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的33.33%。擁有良好自我效能感的護(hù)士通過積極尋求社會(huì)支持與幫助獲得信息知識(shí)與技能的學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)，在信息收集、分析與處理過程中遇到相關(guān)問題時(shí)能夠更好地獲取外界幫助，進(jìn)而提升信息素養(yǎng)水平。當(dāng)前，我國(guó)臨床護(hù)士信息素養(yǎng)水平不高，尤其是在信息搜索和檢索技能方面，這與席榮古麗·哈力力等[31]研究結(jié)果一致。臨床護(hù)士應(yīng)注重自我效能感在信息素養(yǎng)提升中的主觀促進(jìn)作用，同時(shí)護(hù)理管理者應(yīng)加大對(duì)臨床護(hù)士的社會(huì)支持力度，充分發(fā)揮社會(huì)支持對(duì)信息素養(yǎng)的提升作用。同時(shí)，本研究結(jié)果顯示，信息意識(shí)與信息知識(shí)、信息能力，信息能力與信息倫理維度之間也具有相互作用，要注重發(fā)揮高分維度的優(yōu)勢(shì)，積極對(duì)短板維度進(jìn)行提升，提高信息素養(yǎng)整體水平。當(dāng)前，在大數(shù)據(jù)醫(yī)療背景下，醫(yī)院護(hù)理管理者和衛(wèi)生健康行政部門要加快對(duì)護(hù)士信息素養(yǎng)的培訓(xùn)，關(guān)注自我效能感與社會(huì)支持在信息素養(yǎng)水平提升過程中的直接作用與間接作用，著力提升護(hù)士信息素養(yǎng)水平，使護(hù)士能夠及時(shí)有效地獲取信息資源，加快推進(jìn)大數(shù)據(jù)醫(yī)療建設(shè)，提升醫(yī)療水平[32]。

3.4 本研究不足

本研究未對(duì)臨床護(hù)理人員的醫(yī)院級(jí)別、工作年限、職稱等一般資料對(duì)信息素養(yǎng)水平的影響進(jìn)行分析，會(huì)使最終結(jié)果產(chǎn)生一定偏倚，且本次研究對(duì)象局限于陜西省范圍內(nèi)。下一步研究將納入一般資料等更多變量，全面探討臨床護(hù)士信息素養(yǎng)影響機(jī)制與關(guān)系模型，并將研究區(qū)域擴(kuò)展至我國(guó)西北地區(qū)其他省份，為進(jìn)一步提升西北地區(qū)護(hù)士信息素養(yǎng)水平提供借鑒。