本科护生职业认同感的心理社会因素分析

周静欣 ，师 亚，石江林，嫣 然

（1.扬州大学护理学院，江苏 扬州 225009；2.扬州大学广陵学院，江苏 扬州 225000）

近年来随着我国高等护理教育的迅速发展， 本科学历的护生将成为未来护理队伍的主力军［1］。 然而相关研究表明，在专科向本科的过渡阶段，护理本科生对护理工作的职业现状并不乐观，职业认同感较低，且新入职护士的离职率较高［2-3］，这无疑给护理人才的流失造成了极大隐患， 严重阻碍护理队伍的稳定发展。 目前，在护生职业认同相关研究中，我国学者较多关注性别、学历、自我效能等影响因素的研究［4-5］；部分学者还探讨了人文关怀、 职业成熟度及专业自我概念在护生职业认同感中的中介作用［6-8］。 但对护生的人格、心理、高考志愿及家庭态度对其职业认可研究鲜有报道。 有研究显示， 高考志愿和家庭态度在护生职业认同感中尤为重要， 护生所选专业若未能符合自身及父母的期望，其不仅面临自我矛盾，还要承受来自家庭的压力，使其易产生焦虑、抑郁甚至自杀等不良心理［9］。 另外，有研究显示主动性人格对个体职业决策方面有积极影响［10］，而人格特质中外倾性、神经性、稳定性、兴奋性、幻想性、紧张性与护理职业认同显著相关［11-12］。 宋凤宁等［13］研究表明五大人格中的外倾性、宜人性、责任感等积极人格特质部分与心理韧性呈正相关关系。同时，廖苑兰［14］和刘环宇等［15］研究进一步表明心理韧性与职业认同之间呈显著正相关。本研究旨在探讨主动性人格、心理韧性、高考志愿及家庭态度之间的关系，并分析其在本科护生职业认同感中作用， 以期从根本上提升护理本科生职业认同度，进而预防护理人才的流失。

1 对象与方法

1.1 对象采用整群分层抽样法， 于2019 年7—10 月选取南京医科大学、徐州医科大学、苏州大学、扬州大学全日制护理本科生641 名作为研究对象。纳入标准：①就读本科医学院校，且为全日制护理专业学生；②知情同意，自愿参与本研究。 排除标准：①大学任何阶段由非护理专业转入护理专业的本科生；②就读期间辍学的学生。研究对象男 62 名，女 579 名；年龄 17～24 岁，平均（19.10±1.19）岁；年级：大一 242 名，大二 193 名，大三100 名，大四106 名；高考志愿填报护理专业301名，其他专业调剂者340 名；家庭态度：支持422 名，无所谓 143 名，反对 76 名。

1.2 方法

1.2.1 调查工具

1.2.1.1 一般资料问卷由研究者根据相关文献自行设计而成，包括性别、年龄、年级、填报高考志愿所选专业、是否属于专业调剂生、家人对您就读护理专业的态度等。

1.2.1.2 主动性人格量表（Proactive Personality Scale,PPS）由 Bateman 等［16］于 1993 年编制，我国学者商佳音和甘怡群于 2009 年对其进行汉化［17］。 该量表共 11 个条目。 各条目采用Likert 5 级评分法，从“完全不赞同”至“完全赞同”，分别赋值1～5 分，分值越高表示组织行为中的主动性成分越高，即主动性人格水平越高。汉化后量表的 Cronbach’s α 系数为 0.860［17］。本研究中量表的 Cronbach’s α 系数为 0.951。

1.2.1.3 心理韧性量表 （Connor-Davidson Resilience Scale, CD-RISC）由 Connor 等［18］于 2003 年编制，我国学者肖楠和张建于2007 年对其进行汉化［19］。该量表共25 个条目。 各条目采用Likert 5 级评分法，从“很不符合”至“很符合”分别赋值1～5 分，分值越高表示心理韧性越强。 汉化后量表的 Cronbach’s α 系数为 0.910［19］。本研究中量表的 Cronbach’s α 系数为 0.962。

1.2.1.4 护生职业认同问卷 （Professional Identity Questionnaire for Nurse Student，PIQNS）由郝 玉芳［20］于 2008 年编制。 该问卷包含职业自我概念、留职获益与离职风险、社会比较与自我反思、职业自主选择性、社会说服共5 个维度，采用Likert 5 级评分法，从“很不符合”至“很符合”分别赋值1～5 分，分值越高表示职业认同水平越高。 原量表的 Cronbach’s α 系数为0.841［20］。 本研究中量表的 Cronbach’s α 系数为 0.946。

1.2.2 调查方法采用整群分层抽样法， 依据年级进行分层， 在每层中随机选取符合纳入排标准的研究对象发放问卷， 在问卷中写明调查的内容及引导语以获得学生的理解与配合， 并强调在填写问卷过程中可以随时退出调查，以保证每位调查者参与研究的自主权。调查结束后通过网络系统自主领取小礼品1 份。 问卷发放与回收均由统一接受培训的研究小组成员完成，共发放问卷 767 份， 收回问卷 708 份， 回收率为92.30%，剔除不合格问卷，最终得到有效问卷641 份，有效回收效率为90.53%。

1.2.3 统计学方法采用SPSS 22.0 软件对数据进行录入与分析，计量资料采用均数±标准差描述，两组间比较采用t 检验，多组间比较采用方差分析；计数资料以频数、构成比描述，组间比较采用χ2检验；指标变量相关性采用Spearman 秩相关分析；调节效应模型检验采用 SPSS 宏程序 Process V2.16 Model 1［21］；以 P＜0.05表示差异有统计学意义。

2 结果

2.1 指标变量的描述性分析本科护生的主动性人格平均得分为（48.61±9.83）分、心理韧性平均得分为（88.50±15.14）分、职业认同平均得分为（58.25±13.25） 分；且高考志愿、家庭态度与前三者均两两呈显著正相关，5 个指标变量相关分析，见表1。

表1 5 个指标变量相关分析表 （rs）

2.2 不同高考志愿、家庭态度的护生职业认同得分情况在高考志愿中， 专业调剂者的职业认同平均得分为（53.87±11.83）分，而高考志愿填报护理专业者的职业认同平均得分为（63.20±13.04）分，组间比较差异有统计学意义（P＜0.001）；家庭态度为反对的护生职业认同平均得分为（47.22±9.62）分，家庭态度为无所谓的护生职业认同平均得分为（50.51±9.63）分，家庭态度为支持的护生职业认同平均得分为（62.86±12.47）分，组间比较差异有统计学意义（P＜0.001）。

2.3 5 个指标变量调节模型建立分析5 个指标变量两两之间均存在显著相关关系， 符合进一步分析的要求［22］。 以高考志愿为自变量，分别建立以主动性人格、心理韧性为调节变量的模型1 和模型2； 以家庭态度为自变量，分别建立以主动性人格、心理韧性为调节变量的模型3 和模型4，调节效应模型图见图1。

2.4 模型变量关系回归分析在控制性别、 年龄、年级条件下，分析各关系内部的调节作用，经回归分析结果表明，4 个模型调节作用均成立。 模型1 结果表明，高考志愿对护生职业认同的直接作用显著（P＜0.001），主动性人格在高考志愿对护生职业认同的正向影响中起正向调节作用（P＜0.001）；模型 2 结果表明，高考志愿对护生职业认同的直接作用显著（P＜0.001），心理韧性在高考志愿对护生职业认同的正向影响中起正向调节作用（P＜0.001）；模型 3 结果表明，家庭态度（X1）对护生职业认同的直接作用显著 （P＜0.001）， 家庭态度（X2）对护生职业认同的直接作用显著（P＜0.001），主动性人格在家庭态度（X2）对护生职业认同的正向影响中起正向调节作用（P＜0.001）；模型 4 结果表明,家庭态度（X1）对护生职业认同的直接作用显著（P＜0.001），家庭态度 （X2） 对护生职业认同的直接作用亦显著 （P＜0.001），心理韧性在家庭态度（X2）对护生职业认同的正向影响中起正向调节作用（P＜0.001）。 模型变量关系回归分析，见表2。

图1 调节效应模型图

2.5 模型变量调节作用简单效应分析在正负一个标准差的主动性人格和心理韧性水平下， 模型变量调节作用简单效应分析详见表3-5。 其调节效应95%置信区间均未包含0，说明调节效应在高低水平均显著。表4、表5 结果显示，均仅在家庭态度（X2）情况下的调节效应95%置信区间均未包含0， 说明主动性人格和心理韧性的调节效应仅在家庭反对和家庭支持之间比较才具有统计学意义。

2.6 模型变量调节作用简单斜率分析以4 个模型自变量为横坐标， 制作以调节变量正负一个标准差所对应因变量的简单斜率图，见图2。 图2-1 和图2-3 显示高主动性人格下的斜率均明显大于低主动性人格下的斜率，图2-2 和图2-4 显示高心理韧性下的斜率亦均明显大于低心理韧性下的斜率， 说明高主动性人格和高心理韧性的调节作用均显著大于低主动性人格和低心理韧性。

3 讨论

3.1 主动性人格、心理韧性、高考志愿、家庭态度及护生职业认同的相关性分析本研究结果表明， 主动性人格、心理韧性、高考志愿、家庭态度与护生职业认同之间均两两呈正相关关系。其中，主动性人格与心理韧性呈极强相关（rs＞0.8）。 此外，高考志愿与家庭态度呈中度相关（rs=0.4～0.6），说明高考志愿填报护理专业的护生，其家庭支持者占多数；同时，高考志愿与护生职业认同呈轻度正相关（rs=0.3～0.4），且专业调剂的护生职业认同得分显著低于主动填报者（P＜0.001）；另外，家庭态度与护生职业认同呈中度正相关（rs=0.4～0.6），且家庭反对态度的护生职业认同水平亦显著低于家庭无所谓态度和家庭支持态度的护生（P＜0.001）。 从心理学角度分析，此研究结果与实际情况是极为相符的，即主动填报护理专业的护生和家庭支持填报护理专业的护生其职业认同水平较高， 前者通过有效激发护生的内在专业动机来提高职业认同水平， 后者则通过获得较强的社会心理支持来提高专业认同［15］。然而，对于专业调剂的护生，本研究认为高考志愿填报失利后，学生能否从内心认同护理职业是由自主性动机主导的，而家庭对护理专业的态度会影响护生的控制性动机。 高洁等［23］研究证实主动性人格与自主性动机呈正相关，而与控制性动机呈负相关。Kumpfer［24］心理韧性理论指出，当个体面临逆境和挫折时，环境中的危险因子和保护因子以及个体内部的韧性因子均会影响到个体的适应过程。 同时，Mancini 等［25］研究认为韧性强弱程度与个体人格之间存在一定的关系， 即不同个体间的人格差异会对其应对失败的方式产生直接或间接的影响。另外， 有研究者进一步证实具有积极人格特征的个体在遇到困难时会表现出较高的韧性品质［26］。

3.2 主动性人格的调节作用本研究发现，主动性人格与高考志愿、家庭态度、护生职业认同两两间均呈显著正相关， 同时研究结果证实主动性人格在高考志愿对护生职业认同影响中起正向调节作用， 在家庭态度对护生职业认同影响中起正向调节作用。 由图2-1 可知，在高考志愿对职业认同的影响中，高主动性人格的调节斜率更大， 说明高主动性人格的调节作用强于低主动性人格。 同理，图2-3 表明，在家庭态度对职业认同的影响中， 高主动性人格的调节作用强于低主动性人格。由此可知，主动性人格对护生职业认同具有积极作用， 这一结论论证了人格因素对职业认同存在内在作用［12,27］。主动性人格的内在调节机制与自我决定理论核心观点相契合， 在专业调剂和家庭反对等不利环境下， 护生的职业认同取决于其自主性动机和控制性动机， 主动性人格高的护生其自主性动机高而控制性动机低，其更勇于摆脱环境的束缚，更能充分认识到专业优势及发展前景，从而创造有利的条件来发展自我，进而提升职业认同感。但对于主动性人格低的护生，其自主性动机低而控制性动机高， 说明其更易受外界不利环境的影响，促使其采取消极的应对方式，进而影响职业认同水平。

表2 模型变量关系回归分析 (n=641)

表3 模型变量调节作用简单效应分析

表4 模型变量调节作用简单效应分析

表5 模型变量调节作用简单效应分析

图2 调节作用简单斜率图

3.3 心理韧性的调节作用心理韧性对职业认同的调节机制符合心理韧性理论的核心观点， 专业调剂和家庭反对态度均是护生所遇到的现实困境， 但高心理韧性者能充分调动环境中的保护因子而避开危险因子，以抵抗学习过程中所产生的恐惧、挫折与压力，从而更好地适应护理专业。本研究结果表明，心理韧性与高考志愿、家庭态度、护生职业认同之间均呈显著正相关关系，这与以往的研究［14-15］相似。 本研究结果证实心理韧性在高考志愿对护生职业认同影响中有正向调节作用， 在家庭态度对护生职业认同影响中有正向调节作用。 图2-2 结果显示，在高考志愿对护生职业认同的影响中，高心理韧性的调节斜率大于低心理韧性，说明高心理韧性对护生职业认同的调节作用更显著。同理，图2-4 结果表明在家庭态度对护生职业认同的影响中，高心理韧性的调节斜率大于低心理韧性。 这与张伟［28］研究高心理韧性的学生面对外界挫折与压力时更倾向于采用积极的应对方式结果相一致。Klimstra 等［29］研究也证实低情绪性、高外向性、宜人性、谨慎性和开放性者能更好的处理环境中的挫折与压力， 同时心理韧性水平也较高。由此可知，主动性人格较高的护生其优势在于心理韧性水平也较高， 且善于运用积极的态度看待护理职业，从而正向调节并影响职业认同水平。

4 小结

高考志愿与家庭态度作为影响护生职业认同的关键因素， 因其不可逆性和难于改变性被护理教育者忽视， 而深入探讨二者如何影响护生职业认同的作用机制将有助于开启护理教育者的全新视觉。 本研究证实了主动性人格和心理韧性在护生职业认同中起正向调节作用， 为护理教育者提升本科护生职业认同指明了新方向。 本研究局限性为，研究地域较单一，样本量仅来自4 个学校的护生， 其研究结果的代表性有待进一步佐证。