126名護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞現(xiàn)狀及影響因素分析

安曉，薛雅婷，夏雨，王紅

[1.山東第一醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院（山東省千佛山醫(yī)院）護(hù)理學(xué)，山東 濟(jì)南 250014；2.山東中醫(yī)藥大學(xué) 護(hù)理學(xué)院，山東 濟(jì)南 250300]

決策疲勞（decision fatigue）是指由于反復(fù)的決策行為而導(dǎo)致的決策和控制行為的能力受損[1]。經(jīng)歷決策疲勞的個(gè)體表現(xiàn)為權(quán)衡利弊的能力受損，更容易做出沖動(dòng)或回避等不合理的選擇，使決策質(zhì)量下降[1，2]。護(hù)士長(zhǎng)作為護(hù)理隊(duì)伍中的管理者，在決策過(guò)程中常需對(duì)科室發(fā)展、人員管理、資源調(diào)配、護(hù)患關(guān)系、部門(mén)協(xié)作等方面進(jìn)行多角度的考慮，在進(jìn)行大量決策后易出現(xiàn)決策疲勞，從而采用不合理的決策行為[3]，直接或間接影響護(hù)理工作質(zhì)量、患者結(jié)局等[4]。另外，由于未能評(píng)估所有的選擇而執(zhí)行次優(yōu)決策可能會(huì)加劇決策后悔，若未及時(shí)采取認(rèn)知調(diào)整的應(yīng)對(duì)措施，決策疲勞應(yīng)對(duì)無(wú)效可影響護(hù)士長(zhǎng)心理健康，甚至出現(xiàn)記憶障礙[5]。根據(jù)自然決策理論框架可知，決策過(guò)程中受工作環(huán)境、工作經(jīng)驗(yàn)的影響[6]，同時(shí)Pignatiello等[7]驗(yàn)證了工作環(huán)境、創(chuàng)傷性應(yīng)激、睡眠等是決策疲勞的影響因素，不良的工作環(huán)境會(huì)使決策者容易受到額外的壓力，從而削弱其決策能力，導(dǎo)致決策疲勞。目前國(guó)內(nèi)研究集中在患者家屬的決策疲勞，尚未見(jiàn)護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞的相關(guān)研究。本研究旨在調(diào)查護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞現(xiàn)狀并分析其影響因素，以期為制定有效可行的應(yīng)對(duì)策略，緩解護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞提供一定的參考和依據(jù)。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 采取便利抽樣法，2021年12月—2022年1月選取山東省某三級(jí)甲等醫(yī)院的護(hù)士長(zhǎng)為研究對(duì)象。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）片區(qū)總護(hù)士長(zhǎng)、病區(qū)護(hù)士長(zhǎng)；（2）任職護(hù)士長(zhǎng)時(shí)間≥6個(gè)月；（3）自愿參加本研究者。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）門(mén)、急診及其他輔助類(lèi)科室護(hù)士長(zhǎng)；（2）進(jìn)修護(hù)士長(zhǎng)、調(diào)查期間外出培訓(xùn)的護(hù)士長(zhǎng)。根據(jù)總體均值估計(jì)樣本量[8]，采用公式，設(shè)定α=0.05，則 μα/2=1.96。2021年11月抽取山東省某三級(jí)甲等醫(yī)院30名護(hù)士長(zhǎng)，使用決策疲勞量表以及護(hù)士長(zhǎng)工作環(huán)境量表對(duì)其進(jìn)行預(yù)調(diào)查，根據(jù)預(yù)調(diào)查測(cè)得決策疲勞標(biāo)準(zhǔn)差σ=2.849，容許誤差δ=0.6，將以上數(shù)據(jù)代入該計(jì)算公式，考慮到20%的無(wú)效率，估算樣本量至少為104名。本研究實(shí)際納入126名護(hù)士長(zhǎng)。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料問(wèn)卷 自行編制，包括年齡、性別、任職護(hù)士長(zhǎng)年限、學(xué)歷、婚姻狀況、職稱、體育鍛煉頻次（次/月，單次鍛煉時(shí)長(zhǎng)超過(guò)30 min算作1次）、自評(píng)性格、午休時(shí)長(zhǎng)。

1.2.2 決策疲勞量表（Decision Fatigue Scale,DFS）由Hickman等[9]于2018年編制，用于評(píng)估醫(yī)療相關(guān)決策者決策疲勞水平，量表Cronbach α系數(shù)為0.87，間隔 8周后的重測(cè)信度為 0.56。2020年由潘國(guó)翠等[10]翻譯及跨文化調(diào)適，用于測(cè)量重癥患者家屬?zèng)Q策疲勞程度，中文版決策疲勞量表的Cronbach α系數(shù)為0.854，間隔1周后的重測(cè)信度為0.863，內(nèi)容效度為0.950[10]。該量表為單維度，共9個(gè)條目，均采用Likert 4級(jí)評(píng)分，從完全不同意～完全同意依次賦0～3分?？偡?～27分，得分越高，表示受試者決策疲勞程度越高。本研究中該量表的Cronbach α系數(shù)為0.845。該量表的使用已獲得漢化版作者授權(quán)。

1.2.3 護(hù)士長(zhǎng)工作環(huán)境量表（The Nurse Manager Practice Environment Scale,NMPES） 由Warshawsky等[11]于2013年編制，用于評(píng)估護(hù)士長(zhǎng)工作環(huán)境水平，量表總Cronbach α系數(shù)為0.97。中文版由賀美[12]于2014年翻譯及跨文化調(diào)適，用于評(píng)估護(hù)士長(zhǎng)的工作環(huán)境水平，量表總 Cronbach α系數(shù)為 0.931，1周后重測(cè)信度為0.968。該量表包括構(gòu)建安全文化環(huán)境（15個(gè)條目）、與護(hù)理部主任的關(guān)系（6個(gè)條目）、文化傳承（6個(gè)條目）、充足的人力和物力（4個(gè)條目）、組織文化建設(shè)（4個(gè)條目）、和醫(yī)生之間的關(guān)系（3個(gè)條目）、和護(hù)士之間的關(guān)系（3個(gè)條目）、公平可控的工作量（4個(gè)條目），共8個(gè)維度45個(gè)條目。均采用Likert 6級(jí)計(jì)分法，從完全不同意～完全同意分別賦值1～6分。總分45～270分，分?jǐn)?shù)越高代表受試者的工作環(huán)境越好。本研究中該量表的Cronbach α系數(shù)為0.917。

1.3 資料收集方法 本研究采用問(wèn)卷星編制電子問(wèn)卷 （https://www.wjx.cn/vm/h46MUwj.aspx），發(fā)放問(wèn)卷前由本文通信作者在護(hù)士長(zhǎng)工作群中說(shuō)明本次調(diào)查的目的、意義及填寫(xiě)注意事項(xiàng)，后將電子問(wèn)卷二維碼發(fā)送至群中，護(hù)士長(zhǎng)知情同意后自愿掃描二維碼填寫(xiě)問(wèn)卷。同一IP設(shè)置限填寫(xiě)1次，全部填寫(xiě)完畢方可提交。共回收問(wèn)卷128份，其中有效問(wèn)卷126份，有效回收率98.4%。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用問(wèn)卷星“分析下載”功能，將原始數(shù)據(jù)導(dǎo)入SPSS數(shù)據(jù)庫(kù)；同時(shí)采用SPSS 25.0分析數(shù)據(jù)。對(duì)計(jì)量資料進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，均為偏態(tài)分布，采用中位數(shù)（四分位數(shù)）描述；計(jì)數(shù)資料采用頻數(shù)和構(gòu)成比描述；2組偏態(tài)分布計(jì)量資料的組間比較采用Mann-Whitney U檢驗(yàn)；多組偏態(tài)分布計(jì)量資料的組間比較采用Kruskall-Wallis H檢驗(yàn)，若差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，采用Nemenyi法進(jìn)行兩兩比較。護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞、工作環(huán)境的相關(guān)性分析采用 Spearman相關(guān)性分析檢驗(yàn)；護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞的影響因素采用多重線性回歸分析。檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 126名護(hù)士長(zhǎng)，年齡：30～39歲25名（19.8%），40～49 歲 84 名 （66.7%），50～59 歲 17 名（13.5%）；多為女性，121 名（96.0%）；任職護(hù)士長(zhǎng)年限：≤5年 28名（22.2%），6～10 年 49 名（38.9%），11～20 年41 名（32.5%），21～30 年 8 名（6.4%）；多為已婚，109 名（86.5%）；學(xué)歷以本科居多，89 名（70.6%）；職稱多為主管護(hù)師 97 名（77.0%）；體育鍛煉頻次：＜2次/月58 名（46.0%），2～4 次/月 57 名（45.2%），＞4 次/月 11名（8.8%）；自評(píng)性格：內(nèi)向 36 名（28.6%），外向 66 名（52.4%），不明顯 24 名（19.0%）；午休時(shí)長(zhǎng)：＜30 min 37 名（29.4%），30～60 min 51 名（40.5%），＞60 min 38名（30.1%）。

2.2 護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞、工作環(huán)境得分情況 本組護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞總分為13.00（11.00,15.00）分，工作環(huán)境總分為 206.00（188.50，216.25）分，各維度得分見(jiàn)表1。

表1 本組護(hù)士長(zhǎng)的決策疲勞及工作環(huán)境得分情況[n=126，M（P25，P75），分]

2.3 不同特征護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞總分的比較 將本組護(hù)士長(zhǎng)按年齡、性別、任職護(hù)士長(zhǎng)年限、學(xué)歷、婚姻狀況、職稱、體育鍛煉頻次、自評(píng)性格、午休時(shí)長(zhǎng)分組，比較其決策疲勞總分。結(jié)果顯示：不同的婚姻狀況，其決策疲勞總分比較，差異均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05）；不同年齡、性別、任職護(hù)士長(zhǎng)年限、學(xué)歷、職稱、體育鍛煉頻次、自評(píng)性格、午休時(shí)長(zhǎng)的護(hù)士長(zhǎng)，其決策疲勞總分比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）。見(jiàn)表2。兩兩比較結(jié)果顯示，不同年齡組決策疲勞總分兩兩比較，差異均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05）；任職護(hù)士長(zhǎng)年限：≤5年組決策疲勞總分高于6～10年組、11～20 年組、21～30 年組，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）；學(xué)歷：專(zhuān)科及以下組比本科組、碩士及以上組決策疲勞總分高，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.001）；體育鍛煉：＜2 次/月組比 2～4 次/月組、＞4 次/月組決策疲勞總分高，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）；自評(píng)性格：內(nèi)向組比外向組、不明顯組決策疲勞總分高，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義 （P＜0.001）； 午休時(shí)長(zhǎng)：＜30 min組比30～60 min組、＞60 min組決策疲勞總分高，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）。

表2 不同特征護(hù)士長(zhǎng)的決策疲勞總分的比較[n=126，M（P25，P75），分]

2.4 護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞與工作環(huán)境的相關(guān)性分析Spearman相關(guān)性分析結(jié)果顯示，本組護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞總分與工作環(huán)境總分呈負(fù)相關(guān) （r=-0.574，P＜0.001），與工作環(huán)境各維度總分均呈負(fù)相關(guān)（r=-0.780～-0.266，均 P＜0.001）。 見(jiàn)表3。

表3 護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞與工作環(huán)境的相關(guān)性分析（n=126）

2.5 護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞影響因素的多重線性回歸分析 以護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞總分作為因變量，以單因素分析及相關(guān)性分析中有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的16個(gè)變量（不同年齡、性別、任職護(hù)士長(zhǎng)年限、學(xué)歷、職稱、體育鍛煉頻次、自評(píng)性格、午休時(shí)長(zhǎng)、構(gòu)建安全文化環(huán)境、與護(hù)理部主任的關(guān)系、文化傳承、充足的人力和物力、組織文化建設(shè)、和醫(yī)生之間的關(guān)系、和護(hù)士之間的關(guān)系、公平可控的工作量）作為自變量，進(jìn)行多重線性回歸分析（α入=0.05，α出=0.10）。共線性診斷顯示：各模型的容忍度為0.449～0.837，方差膨脹因子為1.194～2.229，考慮自變量之間不存在多重共線性[13]。多重線性回歸分析結(jié)果顯示，任職護(hù)士長(zhǎng)年限、學(xué)歷、自評(píng)性格、上班期間午休時(shí)長(zhǎng)、充足的人力和物力、與護(hù)士之間的關(guān)系進(jìn)入回歸方程（P＜0.05），可解釋總變異的79.3%。見(jiàn)表4。

表4 護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞影響因素多重線性回歸分析（n=126）

3 討論

3.1 護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞處于中等水平 本研究結(jié)果顯示，護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞總分為13.00（11.00，15.00）分，與量表總分中間值13.5分相比，處于中等水平。本組研究對(duì)象為護(hù)士長(zhǎng)，相較于護(hù)士其工作職責(zé)復(fù)雜，承擔(dān)著保障工作高效、提升專(zhuān)業(yè)水平、保證患者安全、開(kāi)展臨床科研等一系列工作，護(hù)士長(zhǎng)在決策過(guò)程中需要對(duì)工作質(zhì)量以及工作過(guò)程中可能出現(xiàn)的問(wèn)題作出預(yù)判，此時(shí)復(fù)雜的認(rèn)知活動(dòng)消耗了自我控制資源，導(dǎo)致決策疲勞[14]。同時(shí)，本研究調(diào)查的是山東省綜合實(shí)力較強(qiáng)的1所三級(jí)甲等醫(yī)院護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞水平，醫(yī)院管理者重視對(duì)護(hù)士長(zhǎng)繼續(xù)教育的培養(yǎng)，提供多種形式的護(hù)理管理培訓(xùn)，定期進(jìn)行護(hù)士長(zhǎng)之間的交流學(xué)習(xí)，分享管理經(jīng)驗(yàn)，開(kāi)展團(tuán)隊(duì)管理、領(lǐng)導(dǎo)決策等相關(guān)講座，為護(hù)士長(zhǎng)提供院內(nèi)崗位輪轉(zhuǎn)機(jī)會(huì)，這些都促進(jìn)了護(hù)士長(zhǎng)決策能力的提升。因此，本組護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞處于中等水平。

3.2 護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞影響因素

3.2.1 任職護(hù)士長(zhǎng)年限 本研究結(jié)果顯示，任職護(hù)士長(zhǎng)年限是決策疲勞的影響因素（B=-1.035，P＜0.001），即護(hù)士長(zhǎng)任職年限越長(zhǎng)，其決策疲勞水平越低；與Sahay等[15]研究結(jié)論一致。究其原因，高年資護(hù)士長(zhǎng)工作經(jīng)驗(yàn)豐富，認(rèn)知能力較強(qiáng)，在進(jìn)行決策時(shí)可根據(jù)自身經(jīng)驗(yàn)以及現(xiàn)有的資源在短時(shí)間內(nèi)做出選擇[16]；而低年資護(hù)士長(zhǎng)仍處于適應(yīng)角色、積累經(jīng)驗(yàn)的過(guò)程中，其管理意識(shí)薄弱，決策過(guò)程中認(rèn)知負(fù)荷較重，因此，在決策時(shí)需要耗費(fèi)更多的認(rèn)知資源，導(dǎo)致決策疲勞程度加重[17]。

3.2.2 學(xué)歷 本研究結(jié)果顯示，學(xué)歷是護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞的影響因素（B=-1.211，P=0.002），即護(hù)士長(zhǎng)學(xué)歷越高，其決策疲勞水平越低。高學(xué)歷的護(hù)士長(zhǎng)在學(xué)習(xí)過(guò)程中，積累了豐富的理論知識(shí)，具備較強(qiáng)的批判性思維，在決策時(shí)善于運(yùn)用循證的方法，并根據(jù)理論指導(dǎo)實(shí)踐從而解決工作中的實(shí)際問(wèn)題[18]。低學(xué)歷護(hù)士長(zhǎng)在其教育過(guò)程中獲取的理論知識(shí)和專(zhuān)業(yè)技能有限，管理知識(shí)欠缺，導(dǎo)致其決策能力及問(wèn)題解決能力較弱[19]。

3.2.3 自評(píng)性格 本研究結(jié)果顯示，性格是護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞影響因素。相較于內(nèi)向性格，外向性格、不明顯性格（B=-2.912，-2.320；均 P＜0.001）的護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞水平更低。性格外向的護(hù)士長(zhǎng)與性格內(nèi)向的護(hù)士長(zhǎng)相比遇事果斷，更愿意積極參與決策并控制事情的進(jìn)展，面對(duì)難以抉擇的問(wèn)題時(shí)善于向他人求助，決策壓力較小[20]。而性格內(nèi)向者不愿表達(dá)，在決策時(shí)顧慮更多，遇到問(wèn)題時(shí)傾向于獨(dú)自解決或逃避決策。

3.2.4 午休時(shí)長(zhǎng) 本研究結(jié)果顯示上班期間午休時(shí)長(zhǎng)是護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞影響因素（B=-1.197，P＜0.001），即上班期間午休時(shí)間越長(zhǎng)的護(hù)士長(zhǎng)，其決策疲勞水平越低；與Allan等[21]的研究結(jié)論相一致。護(hù)士長(zhǎng)每天需要協(xié)調(diào)的工作較多，常占用休息時(shí)間，導(dǎo)致護(hù)士長(zhǎng)午休時(shí)間被壓縮，出現(xiàn)生理性疲勞，進(jìn)一步導(dǎo)致了決策疲勞[22]。研究表明，休息和停止決策行為可明顯切斷個(gè)體的決策疲勞現(xiàn)象，休息后的自我控制能力相比休息前顯著增加[21，23]。故護(hù)士長(zhǎng)上班期間午休時(shí)間越長(zhǎng)，其決策疲勞水平越低。

3.2.5 充足的人力和物力 本研究結(jié)果顯示充足的人力和物力是護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞影響因素（B=-0.164，P=0.038），即護(hù)士長(zhǎng)擁有越充足的人力物力，其決策疲勞水平越低。充足的人力物力可以保證科室工作的順利進(jìn)行，實(shí)現(xiàn)對(duì)資源的靈活調(diào)配以應(yīng)對(duì)緊急情況的發(fā)生從而保證護(hù)理工作的質(zhì)量[24]；另一方面護(hù)士長(zhǎng)可適當(dāng)給予護(hù)士進(jìn)行部分授權(quán)，輔助護(hù)士長(zhǎng)進(jìn)行科學(xué)決策，有效改善護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞，進(jìn)而減少?zèng)Q策失誤[25]。

3.2.6 與護(hù)士之間的關(guān)系 本研究結(jié)果顯示護(hù)士長(zhǎng)與護(hù)士之間的關(guān)系是其決策疲勞影響因素（B=-0.191，P＜0.01），即兩者之間關(guān)系越融洽，護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞水平越低。分析其原因可能為：當(dāng)兩者之間關(guān)系融洽時(shí)，護(hù)士忠誠(chéng)度與積極性較高，對(duì)科室工作投入、團(tuán)隊(duì)合作、解決問(wèn)題等方面做出貢獻(xiàn)，此時(shí)利于護(hù)士長(zhǎng)進(jìn)行決策的制定和執(zhí)行，工作質(zhì)量和工作效率相應(yīng)提高，有助于緩解護(hù)士長(zhǎng)決策壓力，避免決策疲勞的發(fā)生，與Abed等[26]研究結(jié)論一致。

4 對(duì)策

本組護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞得分處于中等水平，建議醫(yī)院管理者針對(duì)任職護(hù)士長(zhǎng)年限較短、學(xué)歷較低、性格內(nèi)向、上班期間午休時(shí)間較短、缺少充足人力和物力、與護(hù)士之間關(guān)系較差的護(hù)士長(zhǎng)采取針對(duì)性的對(duì)策，干預(yù)護(hù)士長(zhǎng)的決策疲勞情況，以降低決策疲勞水平，提高其決策質(zhì)量。具體對(duì)策如下：（1）加強(qiáng)對(duì)低年資護(hù)士長(zhǎng)領(lǐng)導(dǎo)決策的培訓(xùn)，定期召開(kāi)溝通座談會(huì)，進(jìn)行典型案例分享，交流決策經(jīng)驗(yàn)，針對(duì)護(hù)士長(zhǎng)存在的困惑給予合理化建議；（2）醫(yī)院合理規(guī)劃護(hù)士長(zhǎng)分層培訓(xùn)；充分發(fā)揮高學(xué)歷護(hù)士長(zhǎng)的引領(lǐng)作用，鼓勵(lì)低學(xué)歷護(hù)士長(zhǎng)積極參加學(xué)歷教育并提供學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)。（3）根據(jù)護(hù)士長(zhǎng)性格特征的不同合理安排工作，盡可能發(fā)揮其性格優(yōu)勢(shì)，調(diào)動(dòng)工作積極性。尤其對(duì)于性格內(nèi)向的護(hù)士長(zhǎng)，管理者在加強(qiáng)其護(hù)理管理培訓(xùn)的基礎(chǔ)上，采取多鼓勵(lì)，多溝通等措施，針對(duì)其性格特點(diǎn)進(jìn)行指導(dǎo)。（4）建議護(hù)士長(zhǎng)根據(jù)科室工作情況，合理安排午休時(shí)長(zhǎng)，開(kāi)發(fā)決策疲勞風(fēng)險(xiǎn)管理系統(tǒng)，識(shí)別并監(jiān)測(cè)護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞狀況，出現(xiàn)決策疲勞后，及時(shí)進(jìn)行休整以減輕決策疲勞。（5）醫(yī)院全面優(yōu)化組織資源，加大護(hù)理資源投入，對(duì)于工作負(fù)荷重、危重患者多的科室，加強(qiáng)其人員、物資的配備，提高資源的利用率，為提高護(hù)士長(zhǎng)決策能力和改善護(hù)理質(zhì)量提供保障。（6）醫(yī)院管理者營(yíng)造和諧的人際關(guān)系，建立同事支持系統(tǒng)，促進(jìn)良好的合作關(guān)系，使護(hù)士更加積極主動(dòng)完成工作。

5 本研究的不足

本研究不足之處在于僅針對(duì)1所三級(jí)甲等醫(yī)院的護(hù)士長(zhǎng)進(jìn)行調(diào)查，樣本的代表性有限。本次調(diào)查的影響因素較少，未對(duì)護(hù)士長(zhǎng)的職業(yè)價(jià)值觀、領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格等進(jìn)行分析，有待于今后可通過(guò)擴(kuò)大樣本量、納入其他指標(biāo)對(duì)護(hù)士長(zhǎng)決策疲勞的影響因素進(jìn)行更全面的探討。

[致謝]感謝山東第一醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院（山東省千佛山醫(yī)院）健康醫(yī)療大數(shù)據(jù)研究中心工作人員針對(duì)統(tǒng)計(jì)學(xué)方法給予的指導(dǎo)和建議。