魏小龍 劉尚昆 余遙 朱文敏

1 華中科技大學(xué)同濟(jì)醫(yī)學(xué)院附屬同濟(jì)醫(yī)院麻醉科，武漢，430030；2 武漢輕工大學(xué)，武漢，430030

利他行為是指?jìng)€(gè)體所作出的對(duì)自己并沒有明顯的利益但有利于他人的無私行為，又稱“親社會(huì)行為”或“助人行為”[1]，該行為在護(hù)理中是價(jià)值觀和目標(biāo)的最高追求。理性行為理論認(rèn)為行為意向受行為態(tài)度和主觀規(guī)范的影響。行為態(tài)度是指人們對(duì)行為的正面或負(fù)面的認(rèn)知及評(píng)價(jià)，主觀規(guī)范是指人們?cè)谶x擇從事行為活動(dòng)時(shí)對(duì)他人(尤其是重要他人)、組織的社會(huì)期望等因素在個(gè)體主觀上的感知及認(rèn)同水平[2]。隨著我國(guó)老齡化的加劇，截至2013年約有超過1億的患慢性傳染病的老年人和超過3700萬的失能老人需要照護(hù)[3]，護(hù)生是未來轉(zhuǎn)向護(hù)士，是老年患者的主要照護(hù)者，其對(duì)老年人的態(tài)度直接影響對(duì)老年護(hù)理的從業(yè)意愿[4]。本研究從理性行為的個(gè)體行為和主觀范疇的角度來探討本科護(hù)生利他行為與對(duì)老人態(tài)度的關(guān)系，為改善護(hù)生對(duì)老人的態(tài)度提供決策參考。

1 資料來源與方法

1.1 研究對(duì)象

采用整群抽樣的方法對(duì)武漢市兩所護(hù)理院校已完成臨床實(shí)習(xí)的本科護(hù)理學(xué)生進(jìn)行調(diào)查。納入全日制本科護(hù)理學(xué)生和同意并自愿參加該研究者；排除非全日制護(hù)理學(xué)生以及因特殊原因不能完成本研究者。按照樣本含量估算[5]，最終調(diào)查本科護(hù)理學(xué)生400名，共回收有效問卷371份。

1.2 研究方法

采用大學(xué)生利他行為問卷[6]，包括利他行為責(zé)任、尊重和關(guān)心他人、關(guān)心和關(guān)注自己、利他行為表現(xiàn)、利己性行為表現(xiàn)和觀念5個(gè)因子，共22個(gè)條目，從非常不符合到非常符合進(jìn)行Likert 7級(jí)正向評(píng)分，總得分越高，利他行為水平越高。問卷的Cronbach’s α為0.869，5個(gè)因子與總問卷的相關(guān)性在0.74以上，高于各因子相關(guān)，問卷信效度良好。

中文版護(hù)生對(duì)老年人態(tài)度量表(KAOP)[7]，包括欣賞因子正向態(tài)度(條目1-17)和偏向因子負(fù)向態(tài)度(條目18-34)，共34個(gè)條目，從非常反對(duì)到非常贊同采用Likert 6級(jí)評(píng)分，正向態(tài)度正向計(jì)分，負(fù)向則反之，總分在34-238，得分越高則表明對(duì)老年人態(tài)度越好。量表總的Cronbach’s α和各維度的Cronbach’s α均在0.83以上，總量表的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.74，偏向和欣賞兩個(gè)因子的相關(guān)系數(shù)均大于0.8，量表的信效度良好。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用SPSS23.0對(duì)問卷進(jìn)行雙核錄入、t檢驗(yàn)、方差分析、Pearson相關(guān)性分析和多元線性回歸分析。

2 結(jié)果

2.1 調(diào)查對(duì)象一般情況

371名調(diào)查對(duì)象均為女生，年齡為21-25歲(22.34±1.36)；生源地中城市93人(25.1%)，農(nóng)村278人(74.9%)；91人與老人同住，280人未與老人同??；219人(59.0%)參加過老年志愿活動(dòng)；279人小時(shí)候被外祖父(母)照顧過，92人小時(shí)候未被外祖父(母)照顧過；在校期間與家人及同學(xué)關(guān)系好的有151 人，一般160人，不好60人；97人(26.1%)實(shí)習(xí)期間有被患者家屬責(zé)怪經(jīng)歷，274人(73.9%)沒有；父母文化程度初中及以下106人(28.6%)，高中 168人(45.3%)，大學(xué)及以上97人(16.1%)；家庭經(jīng)濟(jì)月收入1000元以下93人(25.1%)，1000-2000元104人(28.0%)，2000-3000元94人(25.3%)，3000元及以上80人(21.6%)；對(duì)老年人的態(tài)度得分(3.01±0.87)分，與家里老人的關(guān)系得分(2.21±0.64)分。

2.2 利他行為得分情況

本科護(hù)生利他行為總得分為(102.40±10.37)分，利他行為責(zé)任因子得分最高，為(35.95±5.82)分，利己性行為表現(xiàn)和觀念因子得分最低(12.63±3.46)，見表1。

表1 利他行為各因子得分情況

2.3 利他行為得分的單因素分析

護(hù)生生源地、有無參加過老年志愿活動(dòng)、實(shí)習(xí)期間被患者/家屬責(zé)怪經(jīng)歷、父母文化程度、家庭經(jīng)濟(jì)月收入各組間利他行為總得分的差異均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)，見表2。

2.4 本科護(hù)生對(duì)老年人態(tài)度得分情況

護(hù)生對(duì)老年人態(tài)度總分為(136.13±14.71)分，偏向因子為(67.93±10.51)分，欣賞因子為(68.20±8.58)分。對(duì)老年人態(tài)度得分處于中上水平。

表2 利他行為影響因素的單因素分析(n=371)

2.5 本科護(hù)生利他行為與對(duì)老年人態(tài)度的相關(guān)性分析

護(hù)生利他行為總分與對(duì)老年人態(tài)度總分呈正相關(guān)，利他行為責(zé)任、尊重、關(guān)心他人、關(guān)心和關(guān)注自己、利他行為表現(xiàn)因子均與欣賞因子和老年人態(tài)度總分呈正相關(guān)(P<0.01)，利己性行為表現(xiàn)與觀念因子和欣賞因子、總分均呈負(fù)相關(guān)(P<0.01)，見表3。

2.6 本科護(hù)生對(duì)老年人態(tài)度影響因素的多元線性回歸分析

以本科護(hù)生對(duì)老年人態(tài)度總分為因變量，利他行為各因子和可能對(duì)老年人態(tài)度有影響的9個(gè)人口學(xué)特征變量為自變量，進(jìn)行逐步多元線性回歸分析，利他行為責(zé)任、利己性行為和觀念、家人對(duì)老人的態(tài)度和護(hù)生與家里老人的關(guān)系最終進(jìn)入回歸方程，見表4。

表4 本科護(hù)生對(duì)老年態(tài)度影響因素的多元線性回歸分析(n=371)

注：F=46.689，P=0.000，R2=40.89，調(diào)整R2=39.8。

3 討論

3.1 本科護(hù)生對(duì)老年人總體持欣賞態(tài)度

本研究顯示，護(hù)生對(duì)老年人態(tài)度得分為(136.13±14.71)分，總體持正向欣賞的態(tài)度，這可能與護(hù)生及其家人和老人相處狀態(tài)有關(guān)，從護(hù)生與老人相處狀況、參加老年志愿活動(dòng)的比例以及護(hù)生及其家人對(duì)老人的態(tài)度來看，護(hù)生與老人相處比較融洽。對(duì)老年人持偏向態(tài)度的得分為(67.93±10.51)分，可見也有部分原因影響護(hù)生對(duì)老年人的態(tài)度，原因可能在于老人軀體功能低下和心理狀態(tài)較差給護(hù)生帶來了不愉悅的心理體驗(yàn)，同時(shí)部分老年患者因自身文化和生活背景的不同對(duì)老年知識(shí)掌握不多、技術(shù)尚乏嫻熟的護(hù)生產(chǎn)生負(fù)面情緒，使護(hù)生對(duì)老年人產(chǎn)生反感心理。護(hù)生對(duì)老年人態(tài)度的改善要從活動(dòng)體驗(yàn)和知識(shí)觸發(fā)的角度去引導(dǎo)，研究發(fā)現(xiàn)，護(hù)生通過模擬體驗(yàn)骨骼運(yùn)動(dòng)系統(tǒng)和聽、視、觸覺正常的老年人和失能老人，能增長(zhǎng)老年人知識(shí)，增強(qiáng)對(duì)老人的同理心并改善對(duì)老年人的態(tài)度[8]。國(guó)外研究也指出環(huán)境的潛移默化和人文關(guān)懷素養(yǎng)的培養(yǎng)對(duì)改善護(hù)生對(duì)老年人的態(tài)度有一定作用[9]。護(hù)理管理者要注重營(yíng)造良好的老年護(hù)理環(huán)境，高校教育者也應(yīng)開展更多的實(shí)踐項(xiàng)目，增加護(hù)生與老人的情感交流，鼓勵(lì)其對(duì)老年活動(dòng)中的不佳體驗(yàn)進(jìn)行反思總結(jié)并給予適當(dāng)?shù)男睦硎鑼?dǎo)，進(jìn)而改善護(hù)生對(duì)老年人的偏向態(tài)度。

3.2 利他行為與對(duì)老年人態(tài)度呈正相關(guān)

利他行為有利于個(gè)人全面發(fā)展，促進(jìn)個(gè)體身心健康，是個(gè)體對(duì)社會(huì)規(guī)范進(jìn)行學(xué)習(xí)和自我內(nèi)化并被社會(huì)認(rèn)可的結(jié)果[10]。本研究中本科護(hù)生利他行為總分為(102.4±10.37)分，處于中等偏上水平，這與國(guó)內(nèi)已有研究結(jié)果相近，可能與本科護(hù)生在校期間接受崇尚奉獻(xiàn)的教育和臨床實(shí)踐中對(duì)護(hù)理職業(yè)產(chǎn)生的奉獻(xiàn)情懷促使其利他行為觀念的增強(qiáng)有關(guān)。利他行為責(zé)任、尊重和關(guān)心他人、利他行為表現(xiàn)與欣賞態(tài)度和態(tài)度總分呈正相關(guān)(P<0.01)，與偏向態(tài)度呈負(fù)相關(guān)(P<0.01)，可見，通過提升本科護(hù)生利他行為水平可以促進(jìn)其對(duì)老年人欣賞的態(tài)度，同時(shí)對(duì)老年人的態(tài)度也可作用于利他行為的發(fā)生。醫(yī)學(xué)生的利他行為是一種社會(huì)性的自我實(shí)現(xiàn)[11]，在護(hù)生臨床實(shí)踐學(xué)習(xí)中，帶教老師和管理者應(yīng)注重護(hù)生與老年人的良性互動(dòng)，引導(dǎo)其積極的道德情緒，使自我行為與內(nèi)在道德標(biāo)準(zhǔn)達(dá)到一致，產(chǎn)生利他行為的親社會(huì)化趨向，促進(jìn)護(hù)生形成對(duì)老年人欣賞的態(tài)度。

3.3 利他行為責(zé)任和利己性行為因子是影響護(hù)生對(duì)老年人態(tài)度的主要因素

本研究顯示，利他行為責(zé)任因子對(duì)護(hù)生對(duì)老年人態(tài)度有正向預(yù)測(cè)作用(P<0.01)，主要表現(xiàn)為真誠(chéng)對(duì)待他人，勇于承擔(dān)責(zé)任，在與他人相處和共事時(shí)尊重別人，以同理心去體諒和寬容他人，幫助和關(guān)心社會(huì)弱勢(shì)群體，形成良性的互助氛圍。利己性行為作為利他行為的對(duì)立面，注重自我感覺的滿足和自我價(jià)值的體現(xiàn)。有研究表明終極公正與溫和的態(tài)度相關(guān)，且終極公正與平等原則和需要原則相關(guān)[12]。老年人溫和的態(tài)度會(huì)使護(hù)生感到自我價(jià)值的實(shí)現(xiàn)和實(shí)習(xí)經(jīng)歷體驗(yàn)的平等和公正感，有助于改善其對(duì)老年人的態(tài)度。

3.4 家庭情感支持也是護(hù)生對(duì)老年人態(tài)度的影響因素

本研究表明，護(hù)生家人對(duì)老人的態(tài)度越好，護(hù)生與家里老人的關(guān)系越和諧，則其對(duì)老年人欣賞態(tài)度水平越高(P<0.05)。態(tài)度是受內(nèi)心情感和信念內(nèi)化后產(chǎn)生的一種外在行為表現(xiàn)，情感要素和態(tài)度行為要素之間具有明顯的關(guān)聯(lián)性[13]，家庭情感氛圍及感同身受的情感傳遞會(huì)影響家庭成員之間的情感和處理問題的態(tài)度，在傳統(tǒng)文化的影響下，長(zhǎng)輩對(duì)護(hù)生充滿愛的照顧情感體驗(yàn)有利于其對(duì)老年人正向態(tài)度的建立和偏向扭轉(zhuǎn)[14]。研究表明醫(yī)學(xué)相關(guān)專業(yè)學(xué)生對(duì)老年人的負(fù)向態(tài)度很大程度上是由社會(huì)造成的[15]，關(guān)注護(hù)生家庭內(nèi)部關(guān)系，化解護(hù)生及其家人與老人的僵化關(guān)系，創(chuàng)造愛與關(guān)懷，使其更能理解被關(guān)懷和家庭情感的本質(zhì)，從根本上改善護(hù)生對(duì)老年人的態(tài)度。