嚴 杰*,劉婧俍,蒙鴻萍,王卓凡
(1.江蘇大學京江學院護理系,江蘇 鎮江 212000;2.江蘇大學醫學院護理系,江蘇 鎮江 212000)
自我領導力是一種自我評估、自我影響的能力, 是個體通過自我導向、自我激勵提升總體表現水平的積極行為過程[1],它不僅是領導者需要具備的核心能力,也是高校大學生成長與發展、專業技能提升及政治行為規范需要具備的關鍵能力。護理本科生作為護理專業領域的儲備人才,是未來醫療衛生事業發展的中堅力量,重視護生自我領導力的培養,對其當前學習及未來職業生涯規劃均有重要意義[2]。因此,本研究旨在了解護理本科生自我領導力的現狀并探討其相關影響因素,以期為護生自我領導力的培養及提升提供參考依據。
采用便利抽樣法,于2019年6月~2019年12月選取江蘇省4所高校的護理本科生作為調查對象。納入標準:①入學時間超過3個月;②有完全的認知和行為能力;③知情同意并自愿參加本研究。排除標準:轉專業或退學的學生。
1.2.1 調查工具
(1)一般資料調查表:包括護理本科生的性別、政治面貌、年齡、專業意愿、年級、是否擔任班干部、是否擔任學生會或社團干部、學習成績。
(2)自我領導力發展問卷:由王雯[3]編制,包含自我分析、制定計劃、實施計劃和自我評價4個維度,共15個條目。各條目采用Likert5級計分法,從“完全不同意”至“完全同意”分別計為1~5分,得分越高則表示自我領導力水平越高。
(3)學習投入量表:由國內學者方來壇翻譯,是目前應用最廣泛的學習投入測量工具,包含活力、奉獻和專注3個維度,共17個條目。各條目采用0~6級計分法,“從來沒有”計為0分,“總是/每天”計為6分,得分越高則表示學習投入狀況越好。
(4)職業價值觀量表:由龔艷艷[4]翻譯并修訂而成,包含制定計劃職業特性、信任和行動主義4個維度,共26個條目。各條目采用Likert5級計分法,得分越高則表示護理職業價值觀的認同度越高。
1.2.2 資料收集方法
由經過培訓的調查員發放與回收問卷,采用統一指導語。調查前向學生解釋此次調查的目的及意義,獲取知情同意后以匿名方式填寫,填寫完畢后由調查員仔細檢查并當場收回。本次共發放問卷500份,回收476份有效問卷,有效回收率為95.2%。
1.2.3 統計學方法
采用SPSS 22.0軟件進行數據分析,計數資料以頻數、構成比表示,計量資料以(均數±標準差)描述。影響護理本科生自我領導力的單因素分析采用t檢驗、方差分析、秩和檢驗及Pearson相關分析,多因素分析則采用多元逐步回歸,以P<0.05為差異有統計學意義。
476名護理本科生的自我領導力總分為(52.28±9.60)分,各維度條目均分從高到低依次為自我評估、自我分析、實施計劃和制定計劃。見表1。
表1 護理本科生自我領導力現狀(n=476,±s)

表1 護理本科生自我領導力現狀(n=476,±s)
維度 條目數 總分 條目均分自我分析 3 10.77±2.25 3.59±0.97制定計劃 3 9.72±2.50 3.24±1.01實施計劃 6 20.51±4.13 3.42±1.05自我評估 3 11.29±2.39 3.76±0.88自我領導力總分 15 52.28±9.60 3.49±1.01
一般資料方面,年級、是否擔任班干部、是否擔任學生會或社團干部及學習成績對護理本科生自我領導力的影響差異具有統計學意義(P<0.05),而性別、年齡、政治面貌及專業意愿對自我領導力的影響未顯示統計學差異(P>0.05)。Pearson相關分析結果顯示,護理本科生的自我領導力總分與學習投入總分、職業價值觀總分均呈正相關(P<0.01,r=0.687、0.566)。
以自我領導力總分為因變量,將單因素分析時有統計學意義的6個變量納入多元逐步回歸分析。結果顯示,年級、是否擔任班干部、學習投入總分及職業價值觀總分4個變量進入回歸模型,各變量容忍度均大于0.1,提示該回歸模型不存在多重共線性。調整R2顯示變量共同解釋了自我領導力總變異的56.8%,所在年級越高、擔任班干部、學習投入總分越高、職業價值觀總分越高,則自我領導力總分越高。
本研究結果顯示,本科護生的自我領導力發展情況較好,但仍有提升空間。護理教育者應加強對護生職業價值觀的培養,積極引導其根據自身特點制定合理的短期計劃和長期的職業規劃。同時,鼓勵護生積極參與班干部競選,大力支持學生社團活動并提供多元化的社會實踐機會。在課程設置上,可在護生大二期間增設自我領導力相關課程;在課堂教學中,采取多樣化的教學形式如案例匯報、翻轉課堂、基于“互聯網+”的BOPPPS模式教學[5]等,將探究性學習模式貫穿于課程的全過程,充分開發和提升護生的自我領導力。
綜上所述,護理教育者應結合護生實際情況,采取有效措施充分開發和培養其自我領導力,從而進一步提高護理服務質量,推動護理隊伍的建設與發展。