余夢婷,孫麗#,馬良坤
(1.杭州醫(yī)學(xué)院,杭州 310053;2.中國醫(yī)學(xué)科學(xué)院 北京協(xié)和醫(yī)學(xué)院 北京協(xié)和醫(yī)院產(chǎn)科中心,國家婦產(chǎn)疾病臨床醫(yī)學(xué)研究中心,北京 100730)
世界衛(wèi)生組織(WHO)與聯(lián)合國兒童基金會(UNICEF)均推薦6月齡內(nèi)嬰兒純母乳喂養(yǎng)[1]。我國純母乳喂養(yǎng)率為29.2%[2],尚未達到“50%以上”的發(fā)展目標(biāo)[3]。純母乳喂養(yǎng)與產(chǎn)后初期的護理與哺乳經(jīng)歷密切相關(guān)[4-6],而助產(chǎn)士作為圍產(chǎn)期護理的主要人員,對母乳喂養(yǎng)具有重要的促進作用[7]。愛嬰醫(yī)院“促進母乳喂養(yǎng)成功10項措施”中,分娩后即刻肌膚接觸、盡早開始哺乳、母嬰同室、回應(yīng)喂食征象等措施均需助產(chǎn)士參與實施[8]。但助產(chǎn)士對母乳喂養(yǎng)及母乳喂養(yǎng)促進的態(tài)度有待改善[9-10]。青少年時期會受家庭、社會環(huán)境影響而形成穩(wěn)定的嬰兒喂養(yǎng)觀念[11],高校學(xué)習(xí)階段可成為助產(chǎn)士母乳喂養(yǎng)態(tài)度干預(yù)的關(guān)鍵時期。但助產(chǎn)專業(yè)學(xué)生的母乳喂養(yǎng)態(tài)度與母乳喂養(yǎng)教育的相關(guān)研究甚少。國外調(diào)查顯示,助產(chǎn)專業(yè)實習(xí)生的母乳喂養(yǎng)知識水平高于哺乳女性,但母乳喂養(yǎng)態(tài)度無顯著性差異[9],而學(xué)生對支持母乳喂養(yǎng)的自我效能感普遍較低[12-13];但國內(nèi)未見相關(guān)報道。另外,有助產(chǎn)專業(yè)學(xué)生參與的高校母乳喂養(yǎng)課程,其效果報道不一[14-16]。因此本研究對助產(chǎn)專業(yè)學(xué)生進行調(diào)查,了解其對母乳喂養(yǎng)的態(tài)度現(xiàn)狀及影響因素,希望能為高等醫(yī)學(xué)教育改善助產(chǎn)專業(yè)學(xué)生母乳喂養(yǎng)態(tài)度提出可行建議,提高院校教育對母乳喂養(yǎng)的促進力量。
本研究采用便利抽樣法,以2020年4月在杭州醫(yī)學(xué)院就讀的助產(chǎn)專業(yè)學(xué)生為研究對象。納入標(biāo)準(zhǔn):助產(chǎn)專業(yè)學(xué)生;自愿參與調(diào)查并簽署知情同意書。排除標(biāo)準(zhǔn):(1)問卷填寫時間短于100 s;(2)Iowa嬰兒喂養(yǎng)態(tài)度量表(The Iowa Infant Feeding Attitude Scale,IIFAS)第2條目“奶粉喂養(yǎng)比母乳喂養(yǎng)更方便”與第15條目“母乳喂養(yǎng)比奶粉喂養(yǎng)更方便”回答矛盾。
按變量數(shù)的5~10倍計算最小樣本量為60~120例[17],本研究樣本量定為120例。實際招募125名助產(chǎn)專業(yè)學(xué)生參與問卷調(diào)查。剔除不合格問卷3份,最終122名學(xué)生的有效問卷納入分析。
本研究為橫斷面調(diào)查性研究。
1.基本信息問卷:由研究組人員基于對母乳喂養(yǎng)態(tài)度影響因素的文獻研究設(shè)計而成,并經(jīng)助產(chǎn)教育、母乳喂養(yǎng)指導(dǎo)專家修訂完善。自制基本信息調(diào)查問卷,收集基本人口學(xué)特征(年齡、性別、家庭月收入、有無親弟妹)、學(xué)習(xí)相關(guān)信息(年級、助產(chǎn)專業(yè)熱愛程度、產(chǎn)科見習(xí)/實習(xí)時間)及母乳喂養(yǎng)相關(guān)經(jīng)歷(母乳喂養(yǎng)學(xué)習(xí)、教師提倡母乳喂養(yǎng)、目睹女性哺乳、自身被母乳喂養(yǎng)、親弟妹被母乳喂養(yǎng))。
2.IIFAS:IIFAS由Mora等[18]研發(fā)用于產(chǎn)婦母乳喂養(yǎng)態(tài)度的評價,Cronbach’s α系數(shù)為0.86。量表共17條目,采用Likert 5級評分法,總分為17~85分,分?jǐn)?shù)越高表明對母乳喂養(yǎng)的態(tài)度越積極。漢化版IIFAS[19]Cronbach’s α系數(shù)為0.635。多項研究使用IIFAS測量大學(xué)生的母乳喂養(yǎng)態(tài)度[20-22]。本研究中量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.589。
3.問卷調(diào)查:資料收集通過電子問卷在“問卷星”平臺進行。研究人員聯(lián)絡(luò)各年級助產(chǎn)班級學(xué)生,進行資料收集方法的培訓(xùn),后由學(xué)生在班級中介紹研究情況,并在線發(fā)放知情同意書與電子問卷,收集本班學(xué)生數(shù)據(jù)。因在線調(diào)查的應(yīng)答率、有效率不確定,研究人員在資料收集過程中按照剔除標(biāo)準(zhǔn)同步進行樣本的篩選,直到滿足樣本量需求后停止收集。
4.數(shù)據(jù)處理與分析:由具備統(tǒng)計學(xué)習(xí)與實踐經(jīng)驗的研究成員完成,并由另一成員進行檢查核對。統(tǒng)計方法意見分歧處由研究組咨詢統(tǒng)計學(xué)專家,共同討論決定。
125名助產(chǎn)專業(yè)學(xué)生參與調(diào)查。1名填寫時間短于100 s,2名IIFAS第2、15條目回答矛盾,予以剔除。最終共納入122名學(xué)生,問卷回收有效率為97.6%。
學(xué)生平均年齡為(20.59±1.40)歲,大三居多,絕大部分為女性;IIFAS得分平均為(59.75±6.27)分,最低分43分,最高分75分;其他一般資料及母乳喂養(yǎng)態(tài)度影響因素詳見表1。
1.母乳喂養(yǎng)態(tài)度單因素分析:學(xué)生年齡與IIFAS得分顯著正相關(guān)(r=0.352,P<0.001)。單因素分析顯示,不同年級、家庭月收入、助產(chǎn)專業(yè)熱愛程度、產(chǎn)科見/實習(xí)時間,IIFAS得分差異存在統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05);有無學(xué)習(xí)母乳喂養(yǎng)知識、目睹女性哺乳、教師提倡母乳喂養(yǎng)的經(jīng)歷,IIFAS得分差異有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05)(表1)。
表1 助產(chǎn)專業(yè)學(xué)生喂養(yǎng)態(tài)度單因素分析結(jié)果[(-±s),M(P25,P75),n(%)]
續(xù)表
2.母乳喂養(yǎng)態(tài)度多因素分析:將IIFAS得分作為因變量,將上述具有統(tǒng)計學(xué)差異的變量作為自變量,采用逐步法,納入多重線性回歸模型。
數(shù)據(jù)符合多重線性回歸分析要求:Durbin-Watson檢驗值為1.862,說明觀測值具有相互獨立性;未標(biāo)化預(yù)測值和學(xué)生化殘差散點圖呈水平帶狀且各點均勻分布,說明因變量與所有自變量存在線性關(guān)系且殘差方差齊;回歸容忍度最小值為0.642(>0.1),提示數(shù)據(jù)不存在多重共線性;且無顯著異常值,殘差分布近似正態(tài)。
模型最終納入4個變量,分別為母乳喂養(yǎng)知識學(xué)習(xí)經(jīng)歷(賦值:1=無;2=有)、家庭月收入(賦值:1為<0.5萬元;2為≥0.5~<1.0萬元;3為≥1.0~<1.5萬元;4為≥1.5~<2.0萬元;5為≥2.0萬元)、助產(chǎn)專業(yè)熱愛程度(賦值:1=不熱愛;2=一般熱愛;3=比較熱愛;4=非常熱愛)、教師提倡母乳喂養(yǎng)經(jīng)歷(賦值:1=無;2=有),模型整體具有統(tǒng)計學(xué)意義(F=13.494,P<0.001,調(diào)整R2=0.292)(表2)。
表2 助產(chǎn)專業(yè)學(xué)生喂養(yǎng)態(tài)度多重線性回歸分析結(jié)果
本研究中助產(chǎn)專業(yè)學(xué)生IIFAS得分為(59.75±6.27)分,對母乳喂養(yǎng)的態(tài)度處于中等水平[23],與護理等專業(yè)學(xué)生相似[22],比其他專業(yè)本科生更為積極[24]。值得注意的是,助產(chǎn)專業(yè)學(xué)生對母乳喂養(yǎng)的態(tài)度與國內(nèi)孕產(chǎn)婦相似[25-26],該點與國外對助產(chǎn)、護理專業(yè)學(xué)生的研究結(jié)果相符[9,27],若不加以干預(yù),可能會影響實習(xí)及工作后對孕產(chǎn)婦母乳喂養(yǎng)的積極引導(dǎo)。
系統(tǒng)評價表明,衛(wèi)生專業(yè)學(xué)生的母乳喂養(yǎng)知識和態(tài)度會受母嬰保健課程內(nèi)容和時間、性別所影響[28]。性別差異在本研究中未體現(xiàn)(僅納入3名男生,缺乏代表性),而知識學(xué)習(xí)對母乳喂養(yǎng)態(tài)度的影響得到證實,這與冉秦琴等[22]的研究結(jié)果一致。本研究還發(fā)現(xiàn)學(xué)生越熱愛助產(chǎn)專業(yè),母乳喂養(yǎng)態(tài)度越積極,這可能與更高的學(xué)習(xí)積極性有關(guān),因為助產(chǎn)專業(yè)課程涉及母乳喂養(yǎng)知識技能;同時也反映出專業(yè)認(rèn)同感的影響,母乳喂養(yǎng)指導(dǎo)是助產(chǎn)士的核心勝任力之一[29-30],對支持角色的感知可促進知識的學(xué)習(xí)從而端正態(tài)度[31]。研究結(jié)果中家庭月收入與母乳喂養(yǎng)態(tài)度負(fù)相關(guān),與Chang等[32]對大學(xué)女生的研究結(jié)果相似,這可能和高收入家庭具有更高的奶粉購買能力、更多的奶粉喂養(yǎng)情境暴露有關(guān);但也有研究得出相反的結(jié)論[26],有待更深入研究。而教師提倡母乳喂養(yǎng)對學(xué)生態(tài)度的積極影響符合“計劃行為理論”[33],教師對學(xué)生具有重要影響力,可通過“規(guī)范信念”影響學(xué)生對母乳喂養(yǎng)的態(tài)度。另有研究發(fā)現(xiàn),認(rèn)為醫(yī)護人員支持母乳喂養(yǎng)的護理專業(yè)學(xué)生母乳喂養(yǎng)態(tài)度更為積極[22],也體現(xiàn)了關(guān)鍵人物的影響力。另外,有研究表明,哺乳情境暴露(自身或家人被母乳喂養(yǎng)、目睹女性哺乳)對大學(xué)生的喂養(yǎng)態(tài)度具有積極影響[34-35],但在本研究的多因素分析中未見顯著性,這可能說明知識學(xué)習(xí)、規(guī)范信念、角色感知等對助產(chǎn)專業(yè)學(xué)生的喂養(yǎng)態(tài)度更具影響。
助產(chǎn)專業(yè)課程應(yīng)注重母乳喂養(yǎng)知識技能的教授,但學(xué)生反映所接受的教育不足[36],可進一步開設(shè)母乳喂養(yǎng)課程,通過集中化的知識學(xué)習(xí)促進態(tài)度的改善和能力的提升[14-15]。而教學(xué)內(nèi)容可參考學(xué)生的需求制定,以提高學(xué)習(xí)興趣。喂養(yǎng)態(tài)度還受家庭、社會環(huán)境、文化等多重因素影響[28],教學(xué)可通過情境反思、小組討論等形式進行態(tài)度的糾正和培養(yǎng),以達到更好的干預(yù)效果[37]。態(tài)度干預(yù)的重點對象是家庭收入高、專業(yè)熱愛程度低的學(xué)生,但需更多的研究進一步了解其態(tài)度消極的原因。與此同時,各學(xué)科教師均應(yīng)認(rèn)識到自身的重要影響力,可在教學(xué)中的恰當(dāng)時機進行母乳喂養(yǎng)的正面倡導(dǎo)。母乳喂養(yǎng)利國利民[3],這也充分符合高等學(xué)校課程思政建設(shè)的目標(biāo)和要求[38]。另外,關(guān)于護理專業(yè)學(xué)生的母乳喂養(yǎng)態(tài)度研究居多,而助產(chǎn)專業(yè)學(xué)生的相關(guān)研究匱乏,作為產(chǎn)后早期哺乳指導(dǎo)的一線人員,應(yīng)獲得更多的研究關(guān)注。
本研究存在一定的局限性。雖然杭州醫(yī)學(xué)院助產(chǎn)專業(yè)招生占杭州市50%左右,樣本具有一定的代表性,但仍需多中心大樣本進一步調(diào)查助產(chǎn)專業(yè)學(xué)生的母乳喂養(yǎng)態(tài)度和影響因素。另外,基于學(xué)生母乳喂養(yǎng)態(tài)度的影響因素而對母乳喂教學(xué)進行相應(yīng)的調(diào)整改善,可能有利于教學(xué)效果的進一步提升,但需要后續(xù)研究加以實證。
綜上,助產(chǎn)士在母乳喂養(yǎng)促進中扮演重要角色,而助產(chǎn)專業(yè)學(xué)生的母乳喂養(yǎng)態(tài)度有待改善。母乳喂養(yǎng)教育通過知識的教授和認(rèn)知的干預(yù),能對學(xué)生的母乳喂養(yǎng)態(tài)度帶來積極影響,進而促進更廣泛的母乳喂養(yǎng),醫(yī)學(xué)院校需注重該方面的教學(xué)建設(shè),積極促進祖國下一代生命質(zhì)量的提升。