婁媚綾，楊立斌

(哈爾濱醫(yī)科大學(xué)，黑龍江 哈爾濱 150081)

國(guó)際護(hù)士會(huì)(ICN)對(duì)護(hù)士核心能力的定義是指完成基本護(hù)理教育課程，取得護(hù)理工作資格，能自主地在各級(jí)各類健康服務(wù)機(jī)構(gòu)中提供三級(jí)保健服務(wù)的能力[1]。護(hù)理教育、臨床實(shí)習(xí)、繼續(xù)教育是護(hù)士核心能力培養(yǎng)的三種途徑，而護(hù)生最初的護(hù)理教育對(duì)核心能力的培養(yǎng)有著重要影響[2]。本研究旨在了解當(dāng)前高職護(hù)生核心能力現(xiàn)狀，探討影響因素，為高職護(hù)生培養(yǎng)提供改進(jìn)策略。

一、對(duì)象與方法

(一)調(diào)查對(duì)象。

已完成在校文化學(xué)習(xí)及臨床護(hù)理實(shí)習(xí)課程，即將畢業(yè)的2018屆高職護(hù)生320名。

(二)方法。

采用整群抽樣法進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。此次問(wèn)卷共發(fā)放320份,回收有效問(wèn)卷294份,有效問(wèn)卷回收率為91.88%。

調(diào)查問(wèn)卷包括一般資料和注冊(cè)護(hù)士核心能力量表，選擇劉明編制的“注冊(cè)護(hù)士核心能力量表”，該量表的總體信度Cronbach’s α系數(shù)為0.89，7個(gè)維度的Cronbach’s α系數(shù)為0.79-0.86[3]。

采用Epidata 3.0進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入，SPSS 24.0進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析、方差分析以及多元線性回歸分析高職護(hù)生核心能力的影響因素。

二、結(jié) 果

(一)基本情況。

受訪護(hù)生的平均年齡為(22.08±1.44)歲,其中男生57人(19.4%),女生237人(80.6%)； 234人(79.6%)來(lái)自城鎮(zhèn),60人(20.4%)來(lái)自農(nóng)村；174人(59.2%)為獨(dú)生子女,120人(40.8%)為非獨(dú)生子女；138人(46.9%)曾擔(dān)任班級(jí)或?qū)W生會(huì)干部,156人(53.1%)未曾擔(dān)任學(xué)生干部；263人(89.5%)第一志愿為護(hù)理專業(yè),31人(10.5%)的首選專業(yè)不是護(hù)理專業(yè)；254人(86.4%)喜歡護(hù)理專業(yè),40人(13.6%)不喜歡護(hù)理專業(yè)；115人(39.1%)在校成績(jī)較好,173人(58.8%)在校成績(jī)一般,6人(2.0%)在校成績(jī)較差；151人(51.4%)在校積極參加各種活動(dòng), 143人(48.6%)在校未積極參加活動(dòng)；260人(88.4%)畢業(yè)后仍然愿意從事護(hù)理工作,34人(11.6%)畢業(yè)后不愿意從事護(hù)理工作。

(二)高職護(hù)生核心能力現(xiàn)狀。

高職護(hù)生核心能力均分為(3.00±0.60)，各維度由高到低為：法律倫理實(shí)踐(3.20±0.64)、專業(yè)發(fā)展(3.10±0.65)、人際關(guān)系(3.05±0.63)、領(lǐng)導(dǎo)能力(3.01±0.65)、教育咨詢(2.96±0.72)、臨床護(hù)理(2.93±0.67)、批判性思維與科研(2.84±0.68)。

(三)高職護(hù)生核心能力水平影響因素。

將特征變量作為自變量，高職護(hù)生核心能力均分作為因變量，在α=0.05的水平上進(jìn)行多元線性回歸分析。結(jié)果如下(見(jiàn)附表)。

附表 各種特征對(duì)高職護(hù)生核心能力影響的多元線性回歸分析(n=294)

注：R2=0.181，調(diào)整后的R2=0.153

三、討 論

(一)高職護(hù)生核心能力的現(xiàn)狀分析。

高職護(hù)生的核心能力均分為(3.00±0.60)，高于任美健等[4]對(duì)護(hù)生核心能力的調(diào)查，低于吳菲等[5]測(cè)量的在職護(hù)士核心能力得分。高職護(hù)生已經(jīng)具備了一定的核心能力，但臨床實(shí)習(xí)時(shí)間有限，其核心能力水平較在職護(hù)士仍有提升的空間。法律及倫理實(shí)踐得分最高，與國(guó)內(nèi)的同類研究結(jié)果[6]一致。高職護(hù)生在校學(xué)習(xí)期間接受了相關(guān)課程的學(xué)習(xí)，注重自我保護(hù)和保護(hù)患者的隱私因此得分最高。批判性思維與科研得分最低，這同樣與國(guó)內(nèi)的其他研究者[3，6]結(jié)果相吻合，高職護(hù)生受教育層次偏低、科研氛圍缺乏、長(zhǎng)期處于“填鴨式”的被動(dòng)學(xué)習(xí)、科研意識(shí)淡薄等內(nèi)外因素影響導(dǎo)致評(píng)判性思維與科研能力在本次調(diào)查中的得分較低。

(二)高職護(hù)士核心能力的影響因素分析。

1.生源地。回歸模型中生源地因素的P值<0.001，來(lái)自城鎮(zhèn)的高職護(hù)生核心能力均分(3.10±0.59)，顯著高于來(lái)自農(nóng)村的高職護(hù)生(2.63±0.47)。來(lái)自城鎮(zhèn)的高職護(hù)生較來(lái)?yè)碛懈嗟纳鐣?huì)資本，更容易獲取護(hù)理知識(shí)，得到護(hù)理實(shí)習(xí)機(jī)會(huì)，并在這一過(guò)程中迅速成長(zhǎng)，這一對(duì)比結(jié)果最終在護(hù)生核心能力的測(cè)量中得到體現(xiàn)。

2.喜愛(ài)護(hù)理專業(yè)與否?；貧w模型中喜愛(ài)護(hù)理與否這一因素的P值為0.033，喜愛(ài)護(hù)理的護(hù)生核心能力均分為(3.05±0.59)，不喜愛(ài)護(hù)理的護(hù)生核心能力均分為(2.68±0.57)，這與金麗萍[7]等的研究結(jié)果相一致。對(duì)護(hù)理專業(yè)持喜愛(ài)態(tài)度的護(hù)生能夠做到主動(dòng)學(xué)習(xí)，實(shí)習(xí)時(shí)情緒也較為高漲，積極主動(dòng)向帶教老師請(qǐng)教，與患者進(jìn)行良好溝通，從而全面提升自己的核心能力。

3.在校成績(jī)。回歸模型中在校成績(jī)這一因素的P值為0.003，小于0.05，在校成績(jī)?yōu)檩^好、一般、較差的護(hù)生核心能力均分依次為(3.16±0.52)(2.91±0.63)(2.71±0.51)，這與段少華[8]的研究結(jié)果相吻合。良好的在校成績(jī)?yōu)楦呗氉o(hù)生爭(zhēng)取到了更多地學(xué)習(xí)鍛煉機(jī)會(huì)。

四、建 議

(一)對(duì)重點(diǎn)學(xué)生加強(qiáng)人文關(guān)懷，建設(shè)校園文化。

在高職護(hù)理教學(xué)中，不應(yīng)只用一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)來(lái)對(duì)待所有學(xué)生，對(duì)來(lái)自農(nóng)村的學(xué)生應(yīng)重點(diǎn)予以照顧。優(yōu)秀的校園文化是高職護(hù)理競(jìng)爭(zhēng)力的基礎(chǔ)，也是校園活力的保障。將校園文化與醫(yī)院文化進(jìn)行有機(jī)地結(jié)合，有利于引導(dǎo)高職護(hù)生對(duì)護(hù)理專業(yè)的熱愛(ài)。

(二)以核心能力為培養(yǎng)目標(biāo)，改善高職護(hù)理課程體系。

改變傳統(tǒng)的“填鴨式”教學(xué)模式，積極探索運(yùn)用PBL、翻轉(zhuǎn)課堂、案例教學(xué)法等多種教學(xué)方法，培養(yǎng)高職護(hù)生的團(tuán)隊(duì)能力、溝通能力，特別是提高高職護(hù)生的評(píng)判性思維與科研能力；改進(jìn)課程體系，重新設(shè)計(jì)教學(xué)內(nèi)容，明確培養(yǎng)目標(biāo)，為醫(yī)療機(jī)構(gòu)提供優(yōu)秀的護(hù)理人才。

(三)以核心能力評(píng)價(jià)為指導(dǎo)，建立科學(xué)的人才質(zhì)量評(píng)價(jià)系統(tǒng)。

高職護(hù)生核心能力的培養(yǎng)除了進(jìn)行傳統(tǒng)的文化成績(jī)和操作技能考核外，還可引入多主體評(píng)價(jià)模式，例如表現(xiàn)性評(píng)價(jià)、學(xué)生相互評(píng)價(jià)、模擬患者評(píng)價(jià)等。對(duì)高職護(hù)生的學(xué)習(xí)全過(guò)程進(jìn)行系統(tǒng)的監(jiān)控與評(píng)價(jià)，及時(shí)對(duì)學(xué)習(xí)中的不良因素進(jìn)行糾正，保障高職護(hù)生的人才培養(yǎng)質(zhì)量。