沈易靜，劉永兵，謝文欣，王湘宇

（揚州大學(xué)護(hù)理學(xué)院，江蘇 揚州 225009）

1 前言

近年來，高校紛紛響應(yīng)國家號召，大力開展創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育，其中判斷學(xué)生個體創(chuàng)新性的創(chuàng)新行為是國內(nèi)外研究的熱點。創(chuàng)新行為是指員工在工作中產(chǎn)生并實施新想法的能力[1]。研究發(fā)現(xiàn)，工作自主性、工作環(huán)境、組織文化、領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格等因素對員工創(chuàng)新行為有不同影響[2-8]。護(hù)理領(lǐng)域的研究表明，80%的醫(yī)療創(chuàng)新來源于護(hù)士[9]，護(hù)理創(chuàng)新有助于提高護(hù)理質(zhì)量和工作績效，促進(jìn)護(hù)士的職業(yè)成功[10-12]。

目前，創(chuàng)新行為相關(guān)理論已經(jīng)從經(jīng)濟管理領(lǐng)域滲透到教育領(lǐng)域。學(xué)者通過研究大學(xué)生創(chuàng)新氛圍、創(chuàng)新自我效能與創(chuàng)新行為之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新氛圍、創(chuàng)新自我效能對大學(xué)生創(chuàng)新行為有正向影響，并且創(chuàng)新自我效能在其中起中介作用[13-15]。在這些對大學(xué)生創(chuàng)新行為的研究中，針對護(hù)理專業(yè)的研究相對較少且不夠深入。因此，有必要了解護(hù)理本科生創(chuàng)新行為現(xiàn)狀，探究影響其創(chuàng)新行為的相關(guān)因素，尤其是創(chuàng)新氛圍和創(chuàng)新自我效能對創(chuàng)新行為的影響。

綜上，本研究提出護(hù)生創(chuàng)新氛圍對創(chuàng)新行為有正向影響，創(chuàng)新自我效能在其中起中介作用的假設(shè)，并以護(hù)生創(chuàng)新氛圍為自變量，創(chuàng)新行為為因變量，創(chuàng)新自我效能為中介變量，建立研究模型（見圖1）。

2 資料與方法

2.1 資料收集

采用整群抽樣法，選擇江蘇省某綜合大學(xué)護(hù)理本科生為研究對象，對其進(jìn)行橫斷面調(diào)查。研究者取得所有調(diào)查對象的知情同意，于2019年8月前發(fā)放問卷149份。問卷采用無記名方式填寫，現(xiàn)場發(fā)放，現(xiàn)場收回。其中有3名護(hù)生因個人原因無法填寫問卷，其余問卷無信息缺失，最終收回有效問卷146份，回收率為98.0%。由于大四學(xué)生已畢業(yè)離校、大三學(xué)生在外地實習(xí)等原因，本研究樣本均為該學(xué)院大一、大二學(xué)生，平均年齡（19.53±0.98）歲，女生占85.6%，男生占14.4%。

2.2 研究工具

2.2.1 一般資料 采用研究者自行編制的人口學(xué)信息問卷，共14項內(nèi)容，包括性別、年齡、年級、政治面貌、成長背景、家庭收入、父母親文化程度和職業(yè)、是否參加過創(chuàng)新相關(guān)課程及競賽、是否有兼職或創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷、是否想轉(zhuǎn)專業(yè)等問題。

2.2.2 大學(xué)生創(chuàng)新氛圍量表 采用辛甜恬[13]在Amabile等的[16]量表創(chuàng)新鼓勵因素的基礎(chǔ)上編制的大學(xué)生創(chuàng)新氛圍量表，包括學(xué)生支持、主管支持、組織支持3個維度13個條目，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.953。

2.2.3 大學(xué)生創(chuàng)新自我效能量表 采用辛甜恬[13]在Carmeli和Schaubroeck[17]的個人創(chuàng)新效能感問卷基礎(chǔ)上編制的大學(xué)生創(chuàng)新自我效能量表，包括對自己有創(chuàng)意地完成任務(wù)、達(dá)到目標(biāo)、克服困難和挑戰(zhàn)等的信心的評價，共7個條目，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.931。

2.2.4 大學(xué)生創(chuàng)新行為量表 采用辛甜恬[13]在Scott和Bruce[1]的創(chuàng)新行為量表基礎(chǔ)上編制的大學(xué)生創(chuàng)新行為量表，共5個條目，包括創(chuàng)意產(chǎn)生、尋求支持和創(chuàng)意實現(xiàn)等，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.912。

2.3 統(tǒng)計學(xué)方法

問卷資料經(jīng)過雙人核對后，用SPSS 22.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入、統(tǒng)計和分析。本研究所涉及的量表均采用Likert 5級評分法，對收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析，用Pearson相關(guān)分析法分析各變量與創(chuàng)新行為的相關(guān)性，采用分層回歸分析法分析護(hù)理本科生創(chuàng)新氛圍和創(chuàng)新自我效能對其創(chuàng)新行為的影響。P＜0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

3 結(jié)果

3.1 護(hù)生一般資料（見表1）

表1 護(hù)生一般資料（n=146）

3.2 護(hù)生大學(xué)生創(chuàng)新氛圍、創(chuàng)新自我效能和創(chuàng)新行為量表得分

護(hù)生大學(xué)生創(chuàng)新氛圍、創(chuàng)新自我效能和創(chuàng)新行為量表得分的標(biāo)準(zhǔn)差在0.65～0.77，方差在0.43～0.59，總體分布比較均勻。其中大學(xué)生創(chuàng)新氛圍和創(chuàng)新行為量表得分都處于中等偏下水平，創(chuàng)新自我效能量表得分處于中等水平（見表2）。

表2 護(hù)生大學(xué)生創(chuàng)新氛圍、創(chuàng)新自我效能和創(chuàng)新行為量表得分情況（n=146）

3.3 護(hù)生創(chuàng)新行為與創(chuàng)新氛圍及創(chuàng)新自我效能的相關(guān)性分析

表3顯示，護(hù)生創(chuàng)新氛圍及3個維度、創(chuàng)新自我效能和創(chuàng)新行為兩兩之間均存在顯著正相關(guān)關(guān)系（P＜0.05），相關(guān)分析結(jié)果符合預(yù)期，為研究假設(shè)提供了初步支持。此外，護(hù)生創(chuàng)新氛圍、創(chuàng)新自我效能及創(chuàng)新行為兩兩之間的相關(guān)系數(shù)均在0.8以下，創(chuàng)新氛圍的各維度與創(chuàng)新自我效能、創(chuàng)新行為之間的相關(guān)系數(shù)也小于0.8，說明變量間幾乎不存在多重共線性問題。

表3 護(hù)生創(chuàng)新行為與創(chuàng)新氛圍及創(chuàng)新自我效能的相關(guān)性分析（n=146）

3.4 分層回歸分析結(jié)果

將性別、年級等一般資料放入模型后，差異無統(tǒng)計學(xué)意義，故在分層回歸分析中，不引入這些控制變量。本研究構(gòu)建4個回歸模型，通過分層回歸分析對研究假設(shè)進(jìn)行驗證。具體回歸分析結(jié)果見表4。

表4 護(hù)生創(chuàng)新行為回歸分析結(jié)果（n=146）

模型1顯示護(hù)生創(chuàng)新氛圍和創(chuàng)新自我效能存在顯著相關(guān)關(guān)系（b=0.321，P＜0.001）；模型2顯示護(hù)生創(chuàng)新自我效能對其創(chuàng)新行為具有顯著正向影響（b=0.546，P＜0.05）；模型3驗證了該模型的主要效果，即護(hù)生創(chuàng)新氛圍與其創(chuàng)新行為存在顯著正相關(guān)關(guān)系（b=0.228，P＜0.001）。由模型 3、模型 4 可知，護(hù)生創(chuàng)新氛圍對其創(chuàng)新行為具有顯著正效應(yīng)，但回歸系數(shù)從0.228下降到了0.081（P＜0.01），加上護(hù)生創(chuàng)新自我效能的回歸系數(shù)為0.457（P＜0.001），說明護(hù)生創(chuàng)新自我效能對創(chuàng)新氛圍和創(chuàng)新行為有部分中介作用。

3.5 間接效應(yīng)分析

使用傳統(tǒng)分層回歸檢查中介效果存在一定的局限性[18-19]，為進(jìn)一步檢驗護(hù)生創(chuàng)新自我效能的中介作用，本研究通過SPSS Process計算工具，對模型的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)進(jìn)行計算。研究通過Bootstrapping方法得到間接效應(yīng)的置信區(qū)間，如果95%置信區(qū)間（包括下限和上限）不包含零，說明間接影響顯著[20]。具體結(jié)果見表5。

表5 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果（n=146）

表5顯示，根據(jù)間接效應(yīng)的檢驗，Sobel Z值為6.058（P＜0.001），再次驗證了創(chuàng)新自我效能的中介作用。樣本的95%置信區(qū)間不包含零（0.098～0.209），說明其間接效應(yīng)顯著。此外，表5還顯示護(hù)生創(chuàng)新氛圍對創(chuàng)新行為的直接影響顯著（t=2.747，P＜0.01），再次說明護(hù)生創(chuàng)新自我效能在創(chuàng)新氛圍和創(chuàng)新行為之間起到部分中介作用。

4 討論

4.1 護(hù)生大學(xué)生創(chuàng)新氛圍、創(chuàng)新自我效能、創(chuàng)新行為量表得分處于中等偏下水平

本研究結(jié)果顯示，護(hù)生大學(xué)生創(chuàng)新氛圍、創(chuàng)新自我效能、創(chuàng)新行為量表得分均略高于辛甜恬的研究結(jié)果[13]，但仍處于中等偏下水平，有較大的提升空間。

在大學(xué)生創(chuàng)新氛圍量表中，主管支持和組織支持維度得分較高，說明該校創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育相比傳統(tǒng)教育有了很大進(jìn)步，學(xué)院教師的鼓勵和支持也在護(hù)生創(chuàng)新氛圍營造方面起到了一定的積極作用。相比之下，學(xué)生支持維度得分較低，說明該校護(hù)生的團(tuán)隊合作能力有待提升，學(xué)校尤其要注意提供團(tuán)隊合作的機會，培養(yǎng)護(hù)生的團(tuán)隊精神，使其具備更強的創(chuàng)新自信，表現(xiàn)出更好的創(chuàng)新行為。

護(hù)生大學(xué)生創(chuàng)新自我效能和創(chuàng)新行為量表得分高于之前的研究結(jié)果，可能是因為該校經(jīng)常鼓勵護(hù)生參加“互聯(lián)網(wǎng)+”“大學(xué)生科創(chuàng)”“創(chuàng)青春”“挑戰(zhàn)杯”等創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動及競賽。研究發(fā)現(xiàn)，該護(hù)理學(xué)院大一、大二兩個年級有超過54%的護(hù)生參加過創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)相關(guān)活動及競賽，在參與比賽的過程中鍛煉了創(chuàng)新思維與創(chuàng)新能力，從而對自身能夠有創(chuàng)意地完成任務(wù)或解決問題有更強的信心，更有可能從事創(chuàng)新活動。

4.2 創(chuàng)新氛圍及創(chuàng)新自我效能對創(chuàng)新行為的影響

以往的研究將性別、年齡、受教育程度、工作經(jīng)歷等作為研究的控制變量[3-4，19，21]，但本研究將這些變量放入回歸模型后，差異無統(tǒng)計學(xué)意義。這可能是由于研究對象為同一護(hù)理學(xué)院的大一、大二學(xué)生，年齡、學(xué)歷相似，沒有經(jīng)歷過真正的創(chuàng)業(yè)體驗和職場工作，男女生都接受相同的教育，完成同一水平的學(xué)業(yè)任務(wù)，因此這些變量對護(hù)生創(chuàng)新行為的影響不顯著。

本研究結(jié)果表明，護(hù)生創(chuàng)新氛圍對其創(chuàng)新行為有顯著正向作用，創(chuàng)新氛圍也可通過創(chuàng)新自我效能間接影響創(chuàng)新行為，與大多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)果一致[12，22-23]。在較好的創(chuàng)新氛圍和較高的創(chuàng)新自我效能的作用下，護(hù)生往往表現(xiàn)出較好的創(chuàng)新行為。護(hù)理院校應(yīng)通過增加護(hù)生團(tuán)隊合作機會、加強教師對護(hù)生創(chuàng)新想法和行為的支持、舉辦創(chuàng)新相關(guān)活動并鼓勵護(hù)生積極參與等方式，營造濃郁的創(chuàng)新氛圍，從而提高其創(chuàng)新自我效能，激發(fā)創(chuàng)新行為。

此外，本研究結(jié)果也可為臨床護(hù)理管理提供一定的指導(dǎo)。研究發(fā)現(xiàn)，護(hù)士的創(chuàng)新行為對其職業(yè)成功有積極影響[24-25]。護(hù)理理者可通過營造創(chuàng)新性工作環(huán)境激發(fā)護(hù)士的創(chuàng)新行為，提高解決臨床問題能力，增強自信心，提升工作滿意度。

5 結(jié)語

護(hù)生是未來的護(hù)理工作者，提高護(hù)生的創(chuàng)新能力對未來護(hù)理事業(yè)的發(fā)展具有重要推動作用。本研究通過對江蘇省某高校護(hù)理本科生創(chuàng)新行為的調(diào)查，了解其創(chuàng)新行為現(xiàn)狀，探討創(chuàng)新氛圍、創(chuàng)新自我效能對護(hù)生創(chuàng)新行為的影響，為護(hù)理教育者營造創(chuàng)新氛圍、培養(yǎng)護(hù)生創(chuàng)新能力提供了理論支持和實踐指導(dǎo)，同時也為護(hù)理管理者激發(fā)護(hù)士創(chuàng)新提供了一定參考。