心理彈性在實(shí)習(xí)護(hù)生專業(yè)承諾與實(shí)習(xí)適應(yīng)不良間的中介效應(yīng)

管清燕，邵 涵，付 瑩，楊 曉*

（1.濰坊醫(yī)學(xué)院護(hù)理學(xué)院，山東 濰坊 261053；2.濰坊益都中心醫(yī)院，山東 濰坊 262500）

臨床實(shí)習(xí)是護(hù)生從學(xué)校步入社會(huì)的適應(yīng)階段，是理論知識(shí)應(yīng)用于臨床實(shí)踐的重要階段，在該階段，護(hù)生面臨從學(xué)生角色向職業(yè)角色轉(zhuǎn)換的適應(yīng)性問題[1]。實(shí)習(xí)適應(yīng)不良不僅直接影響護(hù)生的學(xué)習(xí)效率，而且可能誘發(fā)護(hù)生的心理疾病，甚至?xí)绊懽o(hù)生的專業(yè)承諾和護(hù)理隊(duì)伍的穩(wěn)定發(fā)展[2]。因此，如何提升護(hù)生的適應(yīng)能力及改善護(hù)生實(shí)習(xí)適應(yīng)不良狀況，是護(hù)理教育工作者急需解決的問題。目前，關(guān)于護(hù)生實(shí)習(xí)適應(yīng)不良的研究主要為對(duì)護(hù)生實(shí)習(xí)適應(yīng)不良的描述性研究及雙變量的線性相關(guān)性研究，以護(hù)生實(shí)習(xí)適應(yīng)不良為因變量探討其影響因素的研究尚不多見。本文以實(shí)習(xí)護(hù)生為研究對(duì)象，以心理彈性為中介，探討專業(yè)承諾、心理彈性和實(shí)習(xí)適應(yīng)不良間的關(guān)系，為改善護(hù)生實(shí)習(xí)適應(yīng)不良、提高護(hù)生職業(yè)認(rèn)同感、穩(wěn)定護(hù)理隊(duì)伍提供參考依據(jù)。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象

按照知情同意、自愿參加的原則，于2020年6月至2021年6月抽取濰坊市某三甲醫(yī)院379名臨床實(shí)習(xí)護(hù)生作為調(diào)查對(duì)象。年齡18～26歲，平均年齡為（21.37±1.11）歲，身體健康，無(wú)任何精神疾病。樣本含量的估計(jì)參照公式n=[Max（條目）×（5～10）]×[1+（10%～30%）]，經(jīng)計(jì)算，本研究 nmin=34×5×1.1=187。

1.2 方法

1.2.1 調(diào)查工具（1）一般資料調(diào)查表，包括性別、學(xué)歷、是否為獨(dú)生子女、戶口所在地、錄取方式、直系親屬是否從事醫(yī)療護(hù)理相關(guān)職業(yè)。

（2）心理彈性量表中文版，該量表由美國(guó)心理學(xué)家Connor等編制，中文版量表由于肖楠等翻譯并修訂。包括堅(jiān)韌（13個(gè)條目）、力量（8個(gè)條目）和樂觀（4個(gè)條目）3個(gè)維度，共25個(gè)條目。采用Likert 5級(jí)評(píng)分法，量表得分越高表示研究對(duì)象的心理彈性越好。量表的Cronbach's α系數(shù)為0.88，重測(cè)信度為0.959[3]。

（3）護(hù)理專業(yè)承諾量表，該量表由呂桂云等修訂，用以測(cè)量護(hù)理專業(yè)承諾水平[4]。包括專業(yè)努力意愿（16個(gè)條目）、專業(yè)生涯涉入（9個(gè)條目）、專業(yè)正向評(píng)價(jià)（5個(gè)條目）、專業(yè)價(jià)值認(rèn)同（4個(gè)條目）4個(gè)維度，共34個(gè)條目。采用Likert 4級(jí)評(píng)分法，將非常不確定到非常確定依次賦值1～4分，量表最高得分136分，最低得分34分。量表的Cronbach's α系數(shù)為0.93，有較好的信效度。

（4）護(hù)理學(xué)生臨床實(shí)習(xí)適應(yīng)不良量表，該量表用于反映護(hù)生的臨床實(shí)習(xí)適應(yīng)程度。由雷潔編制[5]，包含人際關(guān)系與社交（9個(gè)條目）、行為（9個(gè)條目）、認(rèn)知（5個(gè)條目）、情緒（5個(gè)條目）4個(gè)維度，共28個(gè)條目。采用Likert 5級(jí)評(píng)分法，將完全符合、比較符合、—般、比較不符合、完全不符合依次賦值1～5分。量表最高得分140分，最低得分28分，得分越高表示臨床適應(yīng)程度越好。其中量表總分≥95分時(shí)，表示適應(yīng)良好；量表總分為78～94分時(shí)，表示輕度適應(yīng)不良；③量表總分≤77分時(shí)，表示中重度適應(yīng)不良。量表的Cronbach's α系數(shù)為0.953，折半信度為0.892。

1.2.2 調(diào)查方法 2020年6月至2021年6月對(duì)護(hù)生進(jìn)行問卷調(diào)查，調(diào)查員由研究者統(tǒng)一培訓(xùn)，調(diào)查前由調(diào)查員向?qū)嵙?xí)護(hù)生講解本次研究的目的、意義及注意事項(xiàng)，護(hù)生知情同意后發(fā)放問卷。共發(fā)放問卷400份，回收有效問卷379份，有效回收率為94.8%。

1.2.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用Excel軟件錄入數(shù)據(jù)，SPSS 26.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析；計(jì)數(shù)資料采用頻率和構(gòu)成比表示，計(jì)量資料采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差（±s）表示；采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)、單因素方差分析比較研究變量的組間差異；相關(guān)性研究采用Pearson相關(guān)分析法；運(yùn)用SPSS宏程序Process插件、Bootstrap法對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證；檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 護(hù)生護(hù)理學(xué)生臨床實(shí)習(xí)適應(yīng)不良量表得分情況

護(hù)生護(hù)理學(xué)生臨床實(shí)習(xí)適應(yīng)不良量表總分為（92.52±21.44）分，見表1。

表1 護(hù)生護(hù)理學(xué)生臨床實(shí)習(xí)適應(yīng)不良量表得分情況（±s，分）

表1 護(hù)生護(hù)理學(xué)生臨床實(shí)習(xí)適應(yīng)不良量表得分情況（±s，分）

維度 條目數(shù)人際關(guān)系與社交行為認(rèn)知情緒總分9 9 5 5 2 8得分28.87±7.22 30.84±7.29 16.18±4.53 16.63±4.38 92.52±21.44條目均分3.21±0.8 3.43±0.81 3.24±0.91 3.33±0.88 3.30±0.77

2.2 不同特征的護(hù)生適應(yīng)不良情況比較

研究結(jié)果顯示，不同錄取方式的護(hù)生護(hù)理學(xué)生臨床實(shí)習(xí)適應(yīng)不良量表總分比較差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05，見表2）。

表2 不同特征的護(hù)生護(hù)理學(xué)生臨床實(shí)習(xí)適應(yīng)不良量表總分比較（n=379）

2.3 心理彈性、專業(yè)承諾及實(shí)習(xí)適應(yīng)狀況的相關(guān)性分析

Pearson雙變量相關(guān)分析顯示，專業(yè)承諾與實(shí)習(xí)適應(yīng)狀況（r=0.496）、心理彈性（r=0.542）呈正相關(guān)關(guān)系，心理彈性與實(shí)習(xí)適應(yīng)狀況呈正相關(guān)關(guān)系（r=0.459）。由此可見，心理彈性、專業(yè)承諾、實(shí)習(xí)適應(yīng)狀況相互間存在顯著相關(guān)性（見表3）。

表3 護(hù)生心理彈性、專業(yè)承諾及實(shí)習(xí)適應(yīng)狀況的相關(guān)性分析（n=379）

2.4 心理彈性、專業(yè)承諾、實(shí)習(xí)適應(yīng)不良的中介作用分析

通過Bootstrap法檢驗(yàn)中介作用，（1）檢驗(yàn)自變量（專業(yè)承諾）對(duì)中介變量（心理彈性）的效應(yīng)，計(jì)算a；（2）檢驗(yàn)中介變量、自變量對(duì)因變量（實(shí)習(xí)適應(yīng)不良）的效應(yīng)，分別計(jì)算b和c，若中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間不包括0，則中介效應(yīng)存在，且效應(yīng)間滿足如下關(guān)系c=c'+ab，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為ab/c。分析結(jié)果顯示，從心理彈性到實(shí)習(xí)適應(yīng)不良的中介效應(yīng)95%置信區(qū)間為0.08～0.24，未包含0，表明中介效應(yīng)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。4個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)均達(dá)到顯著性水平（P＜0.001），且c'=0.39，因此心理彈性在專業(yè)承諾與實(shí)習(xí)適應(yīng)不良間的部分中介效應(yīng)顯著。中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為0.41×0.39/0.55≈0.29，直接效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為1-0.29=0.71，即專業(yè)承諾對(duì)實(shí)習(xí)適應(yīng)不良的效應(yīng)中，71%是直接效應(yīng)，29%是通過中介變量心理彈性的間接效應(yīng)（部分中介效應(yīng)）起作用的（見表4、圖1）。

表4 心理彈性中介作用模型的回歸分析（標(biāo)準(zhǔn)化）

3 討論

3.1 護(hù)生存在輕度實(shí)習(xí)適應(yīng)不良

結(jié)果顯示，護(hù)理學(xué)生臨床實(shí)習(xí)適應(yīng)不良量表總分為（92.52±21.44）分，處于中等水平，說(shuō)明護(hù)生存在輕度實(shí)習(xí)適應(yīng)不良，這與以往的研究結(jié)果相似[2]。這可能與近年來(lái)對(duì)護(hù)生的職業(yè)指導(dǎo)教育不斷加強(qiáng)有關(guān)。護(hù)生進(jìn)入臨床實(shí)習(xí)后，必然要經(jīng)歷適應(yīng)新環(huán)境的過程，未能有效將理論與實(shí)踐相結(jié)合，是影響其充分適應(yīng)新環(huán)境和新工作的原因，所以護(hù)生要提高自身的實(shí)習(xí)適應(yīng)能力[6]。

人際關(guān)系與社交是護(hù)生適應(yīng)能力的綜合反映。以往研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村護(hù)生由于不善于溝通，相較于城鎮(zhèn)護(hù)生更易發(fā)生實(shí)習(xí)適應(yīng)不良的狀況[7]；中專護(hù)生人際關(guān)系問題的檢出率為51.9%，說(shuō)明中專護(hù)生人際關(guān)系問題嚴(yán)重[8]；劉民輝等[9]發(fā)現(xiàn)獨(dú)生子女異性交往維度得分明顯低于非獨(dú)生子女。本研究中，農(nóng)村實(shí)習(xí)護(hù)生占74.7%、專科學(xué)歷及以下占12.9%、非獨(dú)生子女占73.4%，可能會(huì)影響護(hù)生的人際關(guān)系與社交能力，進(jìn)而導(dǎo)致護(hù)生產(chǎn)生輕度實(shí)習(xí)適應(yīng)不良。且在人際關(guān)系與社交和實(shí)習(xí)適應(yīng)不良的相關(guān)性分析中，R值高達(dá)0.91，應(yīng)予以重視。

3.2 不同錄取方式的護(hù)生實(shí)習(xí)適應(yīng)狀況存在顯著差異

研究結(jié)果表明，正常錄取的實(shí)習(xí)護(hù)生實(shí)習(xí)適應(yīng)情況優(yōu)于調(diào)劑的護(hù)生。原因可能為，正常錄取的護(hù)生在填寫志愿時(shí)對(duì)護(hù)理專業(yè)就有一定了解，認(rèn)為護(hù)理專業(yè)適合自己，愿意從事護(hù)理工作[4，10]。調(diào)劑的護(hù)生易受傳統(tǒng)重醫(yī)療、輕護(hù)理觀念影響，對(duì)護(hù)理專業(yè)內(nèi)涵不了解，甚至對(duì)護(hù)理專業(yè)產(chǎn)生厭煩，使其專業(yè)認(rèn)同度不高，進(jìn)而導(dǎo)致其實(shí)習(xí)適應(yīng)不良[11]。這提示護(hù)理教育者要對(duì)調(diào)劑的護(hù)生進(jìn)行專業(yè)認(rèn)同教育，讓其感受到護(hù)理專業(yè)的魅力，進(jìn)而改善護(hù)生實(shí)習(xí)適應(yīng)狀況。另外，應(yīng)在護(hù)生實(shí)習(xí)期間采取相應(yīng)的干預(yù)措施提高護(hù)生的職業(yè)認(rèn)同感，引導(dǎo)護(hù)生逐步轉(zhuǎn)變角色，更好地適應(yīng)環(huán)境變化，從而改善護(hù)生實(shí)習(xí)適應(yīng)不良狀況[12]。

3.3 專業(yè)承諾與心理彈性能正向預(yù)測(cè)護(hù)生的實(shí)習(xí)適應(yīng)狀況

研究結(jié)果顯示，實(shí)習(xí)適應(yīng)不良、心理彈性、專業(yè)承諾相互間存在顯著相關(guān)性，符合中介效應(yīng)的基本條件。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，專業(yè)承諾對(duì)實(shí)習(xí)適應(yīng)不良的效應(yīng)中，有兩條路徑顯著影響護(hù)生的實(shí)習(xí)適應(yīng)狀況。一條是直接效應(yīng)，即專業(yè)承諾直接影響實(shí)習(xí)適應(yīng)；另一條是中介效應(yīng)，即專業(yè)承諾直接影響心理彈性，再通過心理彈性間接影響實(shí)習(xí)適應(yīng)，且中介效應(yīng)占總效應(yīng)的29%。

專業(yè)承諾與實(shí)習(xí)適應(yīng)狀況呈正相關(guān)關(guān)系（r=0.496，P＜0.001），即護(hù)生專業(yè)承諾越高，其臨床適應(yīng)程度越好。護(hù)理專業(yè)承諾指護(hù)理人員愿意從事護(hù)理專業(yè)，為促進(jìn)護(hù)理事業(yè)發(fā)展、增進(jìn)人類健康而努力的行為與意愿，是對(duì)護(hù)理專業(yè)的正向評(píng)價(jià)[13]。臨床實(shí)習(xí)是護(hù)生由學(xué)生角色轉(zhuǎn)向護(hù)士角色的過渡階段，對(duì)提高護(hù)生的專業(yè)技能及職業(yè)認(rèn)同度具有重要意義，但由于護(hù)生受就業(yè)壓力、社會(huì)觀念等的影響，使其專業(yè)承諾水平較低[14]。若護(hù)生不能很好地應(yīng)對(duì)環(huán)境的重大變化、繁重的臨床工作及復(fù)雜的人際關(guān)系等，其專業(yè)自信度就會(huì)降低，進(jìn)而影響實(shí)習(xí)質(zhì)量，導(dǎo)致護(hù)理專業(yè)承諾水平降低。因此為保障護(hù)理院校教育質(zhì)量，護(hù)理院校、醫(yī)院和護(hù)生需要共同努力，以改善護(hù)生實(shí)習(xí)適應(yīng)不良狀況。

專業(yè)承諾與心理彈性呈正相關(guān)關(guān)系（r=0.542，P＜0.001），即實(shí)習(xí)護(hù)生的心理彈性對(duì)專業(yè)承諾具有保護(hù)作用，這與孔令華等[15]的研究結(jié)果一致。心理彈性水平高的護(hù)生更加渴望成功，其愿意從事護(hù)理專業(yè)、促進(jìn)護(hù)理事業(yè)發(fā)展，能確定專業(yè)目標(biāo)并付諸努力，從而實(shí)現(xiàn)自我價(jià)值。

心理彈性與實(shí)習(xí)適應(yīng)狀況呈正相關(guān)關(guān)系（r=0.459，P＜0.001），即心理彈性水平高的實(shí)習(xí)護(hù)生，其臨床適應(yīng)程度越好，這可能是因?yàn)樾睦韽椥运礁叩膶?shí)習(xí)護(hù)生，在面對(duì)各種不利環(huán)境及應(yīng)激事件時(shí)總能保持良好心態(tài)，能以樂觀的態(tài)度面對(duì)困難。

總之，護(hù)生進(jìn)入臨床實(shí)習(xí)后，學(xué)習(xí)環(huán)境發(fā)生了重大變化，工作壓力與工作強(qiáng)度增加，這就需要護(hù)生提高自身適應(yīng)能力以應(yīng)對(duì)這些變化。專業(yè)承諾高的護(hù)生能通過提高心理彈性，及時(shí)調(diào)整自身狀態(tài)，并能以樂觀、積極的態(tài)度努力適應(yīng)環(huán)境，從而減少心理困擾與改善實(shí)習(xí)適應(yīng)不良狀況。本研究為改善實(shí)習(xí)護(hù)生實(shí)習(xí)適應(yīng)不良狀況、提高實(shí)習(xí)護(hù)生心理彈性、加強(qiáng)實(shí)習(xí)護(hù)生專業(yè)承諾提供了理論依據(jù)，但實(shí)習(xí)護(hù)生心理彈性在專業(yè)承諾與實(shí)習(xí)適應(yīng)狀況間起著部分中介作用，說(shuō)明還有其他因素有待進(jìn)一步研究。今后的研究需在理論建構(gòu)的基礎(chǔ)上檢驗(yàn)更多變量，從而更全面地把握專業(yè)承諾與實(shí)習(xí)適應(yīng)狀況間的關(guān)系。另外，本研究只采用橫斷面問卷調(diào)查，未縱向追蹤研究，無(wú)法做出因果推斷，且研究對(duì)象的抽樣范圍及地域有限，可能會(huì)對(duì)研究結(jié)果造成一定影響。在后續(xù)研究中，需要在不同級(jí)別的醫(yī)院進(jìn)行多中心、大樣本調(diào)查，并采用縱向追蹤研究設(shè)計(jì)，以驗(yàn)證結(jié)論的有效性和科學(xué)性。