التأثير الأخلاقي لوباء فيروس كورونا-19 على إرهاق الممرضين ورضاهم عن العمل وأداء العمل التكيفي: دور ذكريات السيرة الذاتية للأحداث التي يحتمل أن تكون ضارة أخلاقياً والاحتياجات النفسية الأساسية الجزء 2

3. المسار 3: التعلم الأخلاقي باعتباره الآلية الرئيسية

على الرغم من أننا لم نجد دعمًا لحقيقة أن ذكريات PMIEs يمكن أن تتنبأ بالزيادة في التعلم الأخلاقي الموجود لدى SMTs [7]، فإننا نعلم أن الاستقلالية المحبطة يمكن أن تضعف التعلم من الفشل من خلال التسبب في مزيد من التحكم في دوافع العمل [10،14] (pathb *ج في الشكل 1.

الإحباط جزء لا مفر منه من الحياة، وسيواجه الجميع نكسات وخيبات أمل عندما يكبرون. ومع ذلك، فإن كيفية تعاملنا مع النكسات لها تأثير كبير على استقلاليتنا وذاكرتنا.

أولاً، يمكن للإحباط أن يعزز استقلاليتنا. عندما نواجه التحديات والصعوبات، علينا أن ننهض ونحل المشاكل بطريقتنا الخاصة. هذه التجربة يمكن أن تجعلنا أكثر ثقة وتمنحنا الثقة في قدرتنا على السيطرة على حياتنا.

بالإضافة إلى ذلك، يمكن أن يؤدي الإحباط أيضًا إلى تعزيز نمو الذاكرة. عندما نتغلب على النكسات، نحتاج إلى إيجاد طرق لحل المشكلات والتعلم من أخطائنا. تعمل هذه العملية على تعزيز ذاكرتنا، مما يسمح لنا بالتعامل مع التحديات المستقبلية بشكل أكثر فعالية.

ومع ذلك، نحن بحاجة إلى موقف إيجابي عند مواجهة النكسات. فبدلاً من أن نعلق في إحباطاتنا وخيبات أملنا، يجب أن نتعلم منها ونتخلص من المشاعر السلبية. ينبغي أن تكون لدينا الثقة والثقة بأننا قادرون على التغلب على الصعوبات.

باختصار، يمكن للنكسات أن تعزز استقلاليتنا وذاكرتنا، لكن مفتاح النجاح يكمن في كيفية تعاملنا معها. نحن بحاجة إلى البقاء إيجابيين، والبحث عن حلول للمشاكل، والتعلم منها. ومن خلال هذه الجهود، يمكننا أن نصبح أقوى وأكثر ثقة لمواجهة أي تحديات في الحياة. يمكن ملاحظة أننا بحاجة إلى تحسين ذاكرتنا. يمكن لـ Cistanche deserticola أن يحسن الذاكرة بشكل كبير، لأن Cistanche deserticola يمكنه أيضًا تنظيم توازن الناقلات العصبية، مثل زيادة مستويات الأسيتيل كولين وعوامل النمو. هذه المواد مهمة جدًا للذاكرة والتعلم. بالإضافة إلى ذلك، يمكن للحوم أيضًا تحسين تدفق الدم وتعزيز توصيل الأكسجين، مما يضمن حصول الدماغ على ما يكفي من العناصر الغذائية والطاقة، وبالتالي تحسين حيوية الدماغ والقدرة على التحمل.

انقر فوق معرفة طرق تحسين وظائف المخ

وبالتالي، افترضنا أن الاختلافات بين ذكريات PMIEs وSMTs في إحباط الاستقلالية وتحفيز العمل من شأنها أن تؤدي إلى اختلافات في التعلم الأخلاقي (H4؛ المسار a*b*c في الشكل 1).

بالنظر إلى كل ما سبق وحقيقة أن عددًا أكبر من الحقائق المضادة التصاعدية دون تكافؤ أخلاقي أدى إلى زيادة الأداء التكيفي [29] (المسار g في الشكل 1)، كانت فرضيتنا السابعة هي أن نوع استدعاء الذاكرة، وإحباط الاستقلالية، ودوافع العمل يجب أن يؤثر بشكل مختلف الأداء التكيفي من خلال التعلم الأخلاقي (H7؛ المسار a*b*c*g في الشكل 1).

بشكل عام، يجب أن تؤدي ذكريات PMIEs إلى إضعاف الأداء التكيفي أكثر من استدعاء SMTs.

2. المواد والأساليب

2.1. عينة

2.1.1. تجنيد المشاركين

لقد أجرينا دراسة تجريبية على عينة ملائمة من الممرضات العاملات في المستشفيات في جميع أنحاء رومانيا خلال شهر فبراير 2022. وتم جمع البيانات بعد أن كان للموجة الرابعة من جائحة فيروس كورونا-19 تأثير كارثي على نظام الرعاية الصحية الروماني، مما أدى إلى زيادة حادة في حالات العدوى والوفيات، مع أكثر من 500 حالة وفاة يومية وما يقرب من 20000 حالة جديدة يوميًا، لعدد سكان يبلغ 19 مليون نسمة [30]. نظرًا لعدم استعداد النظام الطبي للتعامل مع هذه الأزمة واستنادًا إلى النتائج السابقة التي تم الحصول عليها في الموجات السابقة في رومانيا [5]، توقعنا أن الممرضات في جميع التخصصات الصحية ربما تعرضن لأحداث عمل صعبة أخلاقيًا، والتي غالبًا ما تصل إلى PMIEs.

بالنسبة لهذا البحث، تم الاتصال بـ 608 ممرضة عبر البريد الإلكتروني و/أو الهاتف ودعوتهم للمشاركة في دراستنا. كما طُلب منهم أيضًا إعادة توجيه الدعوة إلى زملائهم الممرضين الذين يستوفون معايير التضمين في دراستنا: بعد أن عملوا كممرضة أثناء جائحة فيروس كورونا-19 في المستشفى لأكثر من 6 أشهر. تم جمع أرقام الهواتف والعناوين للبحث السابق الذي أجراه المؤلفون عندما وافق المشاركون على الاتصال بهم لإجراء أبحاث مستقبلية.

من بين 608 ممرضًا تم الاتصال بهم، أكد 590 منهم توافرهم، كما أرسل إلينا 106 ممرضًا، تمت دعوتهم من قبل المشاركين، بريدًا إلكترونيًا أو أرسلوا لنا رسائل لتأكيد رغبتهم في المشاركة أيضًا. بعد التوزيع العشوائي في الحالتين التجريبيتين (ذكريات PMIEs وSMTs)، أرسلنا جميع المشاركين البالغ عددهم 696 استبيانًا عبر الإنترنت تم إنشاؤه في نماذج Google. لقد تلقينا 654 إجابة كاملة وقمنا بتصفية 16 مشاركًا فشلوا في اختبارات الانتباه من كلتا الحالتين التجريبيتين (10 من حالة SMT و6 من حالة PMIE). أيضًا، قمنا باستبعاد 24 مشاركًا من حالة PMIE الذين لم يتذكروا PMIE، وفقًا لإجاباتهم على مقياس أحداث الإصابة الأخلاقية.

2.1.2. وصف العينة النهائية

تضمنت عينتنا النهائية 614 ممرضة (85.3% من الإناث و14.7% من الذكور، تتراوح أعمارهم بين 21 إلى 57 عامًا (M=38.1، SD=8.6) وبعمل إجمالي خبرة M=12.7 سنوات (SD=8.29).فيما يتعلق بالتعليم، أكمل 91.2% من المشاركين دراسات ما بعد الثانوية، حيث أكمل 5% منهم دراسات البكالوريوس و3.7% حصلوا على درجة الماجستير درجة.

بينما عمل جميع المشاركين في المستشفيات، كانت تخصصاتهم متنوعة، حيث كان 13% منهم يعملون في الرعاية التلطيفية، و12.7% — في علم الأورام، و10.5% — في الطب الباطني، و10.4% — في الجراحة، و8.5% — في الطب الباطني. غرف الطوارئ 8.5% - في طب الأعصاب، 7% - في الطب النفسي، 6.7% في وحدات العناية المركزة، 6.4% - في الأمراض المعدية، 6% - في أمراض الرئة، 3.9% - في أمراض النساء والتوليد، 2.8% - في أمراض الدم، 2.6% - في أمراض الجهاز الهضمي، 1% - في الأشعة و 0.2% - في طب الأسنان.

وكان العدد النهائي للمشاركين في حالة PMIE 297.

كان العدد النهائي للمشاركين في حالة SMT هو 317. لاختبار نموذجنا المفاهيمي، الذي يقدر 37 معلمة (الشكل 1)، سيضم حجم العينة الكافي 370 مشاركًا، وفقًا لمعايير [31]، الذي ذكر أن الهدف المثالي بالنسبة لنمذجة المعادلات الهيكلية، كان من المفترض أن تكون نسبة 20 إلى 1 لعدد المشاركين إلى عدد معلمات النموذج، ولكن نسبة 10 إلى 1 كانت مقبولة إذا تجاوز حجم العينة 200.

مع 614 مشاركًا، كانت عينتنا أقرب إلى النسبة المثالية (740) منها إلى النسبة المقبولة (370).

2.1.3. أخلاق مهنية

التزم بحثنا بالمبادئ التوجيهية الأخلاقية المبينة في إعلان هلسنكي وتمت الموافقة عليه من قبل لجنة الأخلاقيات بكليتنا. كان عمر جميع المشاركين أكبر من 18 عامًا وتم إخطارهم بمشاركتهم التطوعية والمخاوف المتعلقة بسرية البيانات. وعلى وجه التحديد، نظرًا للطبيعة الحساسة للبيانات المطلوبة (حلقات الانتهاكات الأخلاقية الجسيمة السابقة في مكان عملهم)، أكدنا للمشاركين أنه سيتم الحفاظ على سرية هويتهم ولن يتم الاحتفاظ بأي من بياناتهم سيتم نشرها أو مشاركتها مع أي شخص آخر غير المحققين الرئيسيين (أي المؤلفين الأولين).

لقد اعتمدنا هذه السياسة بسبب إثارة المشاركين لدينا لقضايا مفادها أنهم قد يواجهون عواقب وخيمة إذا تم التعرف على هوياتهم. تم تخزين البيانات التي تم جمعها بشكل آمن من قبل المؤلفين الأولين للتحليل الإحصائي. وكمكافأة لمشاركتهم، تم تقديم خمس جوائز نقدية بقيمة 100 رون من خلال السحب.

2.2. الإجراءات والأدوات

تم جمع البيانات من خلال مسح عبر الإنترنت يشتمل، بالترتيب، على ما يلي: الموافقة المستنيرة، والمعلومات الاجتماعية والديموغرافية، والمهمة التجريبية (المعروضة بالتفصيل في الملحق أ)، ومقياس أحداث الإصابة الأخلاقية، وثلاثة عناصر للتحقق من التلاعب، وعنصرين لتقييم الحكم الذاتي الذي يحبط مكونًا من ذكرياتهم، عنصران يقيمان الأهمية الشخصية ومركزية الذكريات بالنسبة للذات، عنصر واحد لتقييم التعلم الأخلاقي، مقياس العمل الخارجي والجوهري، مقياس الرضا المكيف عن الحياة، مقياس الإرهاق العاطفي الفرعي لمسلاخ جرد الإرهاق ومقياس الأداء التكيفي وفحص الانتباه.

وكانت الدراسة ذاتية. بعد قراءة الموافقة المستنيرة والموافقة عليها، قام المشاركون بملء المعلومات الاجتماعية والديموغرافية المتعلقة بالجنس الاجتماعي والثقافي الذي حددوه، وأعمارهم، وخبرتهم الوظيفية، كما أظهرت الأبحاث السابقة أن كونهم أصغر سنًا، ولديهم خبرة أكبر، ويتم تحديدهم كامرأة يعزز الأداء التكيفي [29،32].

بعد ذلك، بعد [6،8]، قدمنا ​​لجميع المشاركين تعريفات وأمثلة لأدوار "الضحايا الأخلاقيين"، و"المخالفين الأخلاقيين"، ودور الـPMIEs. استذكر المشاركون في حالة SMT ووصفوا حدث عمل شعروا خلاله بالأخلاق المخالفين الذين حدثوا خلال جائحة فيروس كورونا-19، بينما روى المشاركون في حالة PMIE حدثًا شعروا خلاله بأنهم ضحايا أخلاقيين ومخالفين من نفس الفترة. لمزيد من التفاصيل حول الإجراء التجريبي، يرجى الاطلاع على الملحق أ.

بعد ذلك، قمنا بإدارة 9-item Moral Injury Events Scale (MIES) الذي تم تعديله لتقييم PMIEs بين العاملين في مجال الرعاية الصحية أثناء جائحة فيروس كورونا-19 [33] (على سبيل المثال، "لقد تصرفت بطريقة انتهكت قواعدي الأخلاقية أو القيم في هذه الحالة").

تم إهدار المقياس واستخدامه على العاملين في مجال الرعاية الصحية الرومانيين [5]. تراوحت الإجابات من 1 - "أوافق بشدة" إلى 6 - "لا أوافق بشدة". لتقييم ما إذا كان يُنظر إلى الذكريات على أنها PMIEs، قمنا بتقسيم الدرجات الإجمالية، مع إجابات "أوافق بشدة" على "أوافق بشدة" على أي من العناصر التسعة التي تم ترميزها كتعرض لـ PMIE [33]، باستثناء المشاركين الذين لا يتذكرون PMIEs.

طُلب من جميع المشاركين تقديم حكمهم الأخلاقي على الأحداث التي تم ذكرها ("ما مدى خطأ سلوكك من الناحية الأخلاقية في هذه الحالة؟")، من 1 - "خاطئ أخلاقيًا قليلاً" إلى 7 - "خاطئ أخلاقيًا جدًا" [7]. ولفحص التلاعب، سألنا المشاركين إلى أي مدى يعتبرون أنفسهم ضحايا ومخالفين أخلاقيين في تلك المواقف. تتراوح الإجابات على البندين من 1 - "لا على الإطلاق" إلى 7 - "كثيرًا".

تم تقييم عنصر إحباط الاستقلالية في ذاكرتهم من خلال عنصرين (على سبيل المثال، "شعرت بالحرية في فعل الأشياء والتفكير بالطريقة التي أريدها")، مع إجابات تتراوح من -3 - "أختلف بشدة" إلى 3 - "أوافق بشدة"، و 0-"لا أوافق ولا أوافق/غير قابل للتطبيق". لإحباط الحاجة إلى الانعكاس، تم عكس العناصر، وتم حساب متوسط ​​الدرجات [11،12]. وكان الاتساق الداخلي للمقياس جيداً (ألفا كرونباخ=0.817). قيمة ألفا كرونباخ التي وجدها فيليب وآخرون. [11] كان 0.84.

قمنا بقياس الأهمية الشخصية ومركزية الأحداث بالنسبة للذات باستخدام عنصر واحد [8،13]: "ما مدى أهمية الحدث بالنسبة لك شخصيًا (يتضمن حلقة مهمة في حياتك)؟" 1-"ليس مهمًا على الإطلاق" إلى 7-"مهم جدًا"؛ "هل الحدث الموجود في ذاكرتك هو جزء أساسي من قصة حياتك؟" 1 - "ليس مركزيًا على الإطلاق" إلى 7 - "مركزي جدًا". تم تقييم الخصائص الظواهرية الأخرى للذكريات غير ذات الصلة، ولكن لم يتم تحليلها هنا.

تم قياس التعلم الأخلاقي على أنه تكرار التفكير الأخلاقي المخالف للواقع [7]، مع السؤال: "منذ حدوث ذلك، كم مرة فكرت أو تحدثت عن طرق أفضل أخلاقيًا كان من الممكن أن تتصرف بها؟" (1-"أبدًا" إلى 7-"كثيرًا جدًا").

تم تقييم دوافع العمل المحددة ذاتيًا باستخدام مقياس العمل الخارجي والجوهري (WEIMS) [34]. يقيم المقياس ستة أنواع من الدوافع، يتألف كل منها من ثلاثة عناصر، مما يعكس استمرارية تقرير المصير: الدافع الجوهري (على سبيل المثال، "لأنني أستمتع كثيرًا بتعلم أشياء جديدة.")، والتنظيم المتكامل (على سبيل المثال، "لأنه أصبح جزءًا أساسيًا من التعلم"). "من أنا.")، والتنظيم المحدد (على سبيل المثال، "لأن هذا هو نوع العمل الذي اخترت القيام به للوصول إلى نمط حياة معين.")، والتنظيم المقدم (على سبيل المثال، "لأنني أريد أن أنجح في هذه الوظيفة، إذا لم يكن الأمر كذلك"). سأشعر بالخجل الشديد من نفسي.")، والتنظيم الخارجي (على سبيل المثال، "لأن هذا النوع من العمل يوفر لي الأمان.") والتحفيز (على سبيل المثال، "لا أعرف السبب، فنحن نوفر ظروف عمل غير واقعية". ).

تتراوح عناصر الإجابات من {{0}}"لا يتوافق على الإطلاق" إلى 7-"يتوافق تمامًا". كانت موثوقية المقاييس الفرعية مقبولة، حيث كانت معاملات ألفا كرونباخ أكبر من 0.7 (0.935 للدافع الجوهري، 0.819 للدافع المتكامل، 0 .771 للدوافع المحددة، 0.848 للدوافع المقدمة، 0.808 للدوافع الخارجية، و{{20}}.96{{24} } للتحفيز). كانت قيم ألفا كرونباخ التي وجدها [34] هي 0.80 للدوافع الجوهرية، و0.83 للدوافع المتكاملة، و0.67 للدوافع المحددة، و0.70 للدوافع المضمنة، و0.77 للدوافع الخارجية، و0.64 للدوافع. .

بواسطة SDT [1 0] ومع بحث SDT [11]، قمنا بحساب الدرجات النهائية باستخدام إجراء الترجيح التالي: (جوهري × 3) + (متكامل × 2) + (محدد × 1) - (مقدم × 1) ) - (خارجي × 2) -(دافع × 3). عكست الدرجات الأعلى المزيد من دوافع العمل المحددة ذاتيًا، في حين عكست الدرجات المنخفضة دافعًا للعمل أكثر تحكمًا. كانت موثوقية الأداة مقبولة أيضًا، مع ألفا كرونباخ بقيمة 0.841، وهي مشابهة جدًا لتلك التي وجدها تريمبلاي وآخرون. [34]، من 0.84.

تم قياس الرضا عن العمل باستخدام {{0}} البند الرضا الملائم مع LifeScale [35,36]، (على سبيل المثال، "أنا راضٍ عن نوع العمل الذي أقوم به.")، مع إجابات فردية تتراوح من {{ 3}}"أختلف بشدة" إلى 7-"أوافق بشدة". وكانت الثباتية جيدة (ألفا كرونباخ=0.879). قيمة معامل ألفا كرونباخ التي وجدها Bérubé وآخرون. [35] كان 0.87. تشير الدرجات الإجمالية الأعلى إلى رضا أكبر عن العمل.

تم تقييم الإرهاق باستخدام {{0}} المقياس الفرعي للإرهاق العاطفي في MaslachBurnout Inventory [37]، (على سبيل المثال، "أشعر بالاستنزاف العاطفي من عملي.") مع إجابات من 0-" "أبدًا" إلى 6-"كل يوم"، مُكيَّف لمقدمي الرعاية الصحية الرومانيين، مع ألفا كرونباخ بقيمة 0.88 [38]. تشير الدرجات العالية إلى ارتفاع الإرهاق. وكان الثبات جيداً (ألفا كرونباخ=0.927).

تم قياس الأداء التكيفي باستخدام مقياس العناصر 19- الذي تم تطويره بواسطة CharbonnierVoirin و Roussel [39] (على سبيل المثال، "أقوم بتطوير أدوات وأساليب جديدة لحل المشكلات الجديدة")، مع إجابات من 1-"أوافق بشدة" إلى 7-"أختلف بشدة".

تشير الدرجات الإجمالية الأعلى إلى أداء تكيفي أعلى. كان المقياس موثوقًا وفقًا لمعادلة كرونباخ لـ {{0}}.946 التي قمنا بحسابها، وهي أكبر من تلك التي حصل عليها Charbonnier-Voirin وRoussel [39] في عينتين مختلفتين: 0. 84 و على التوالي 0.88.

استخدمنا فحص الانتباه الذي استخدمه ستانلي وآخرون. [7]: "هل تشعر بأنك اهتممت وتجنبت التشتيت وأخذت الاستطلاع على محمل الجد؟ تم التأكيد للمشاركين أن إجاباتهم لن تؤثر على مشاركتهم وسحب الجوائز أو فرصتهم للمشاركة في الدراسات المستقبلية وطُلب منهم الاختيار من بين واحدة مما يلي: 1-"لا، لقد كنت مشتتًا"؛ 2-"لا، لقد واجهت مشكلة في الانتباه"؛ 3-"لا، لم آخذ هذه الدراسة على محمل الجد"؛ {{ 4}}"لا، هناك شيء آخر أثر على مشاركتي بشكل سلبي";5-"نعم". تم تضمين المشاركين الذين اختاروا "5" فقط في تحليلنا.

2.3. استراتيجية تحليل البيانات

تم إجراء تحليلات البيانات في Jamovi 2 (مجموعة Jamovi، سيدني، أستراليا) وR (R Core Team، فيينا، النمسا). لاختبار نموذجنا (الشكل 1)، استخدمنا تحليل المسار، وهو مجموعة فرعية من نمذجة المعادلات الهيكلية المستخدمة لتقدير وتقييم العلاقات المباشرة وغير المباشرة والوساطة بين المتغيرات [31].

يقوم المسار بتحليل مجموعات معادلات الانحدار في نفس الوقت لتحديد تقديرات المعلمات وملاءمة النموذج. طريقة التقدير الأكثر استخدامًا هي الاحتمالية القصوى (ML)، ولكن الأخطاء المعيارية المقدرة تكون أقل موثوقية عندما يشتمل النموذج على متغيرات غير موزعة بشكل طبيعي، أو ترتيبية (التعلم الأخلاقي، في نموذجنا)، أو متغيرات فئوية (الحالة التجريبية، في نموذجنا) [40 ].

لقد ابتعدت توزيعات متغيراتنا الداخلية بشكل كبير عن الوضع الطبيعي (الأداء التكيفي: W {{0}}.99، p=0.{{10}}04; الإرهاق: W=0.98، ​​p < 0.001؛ الرضا عن العمل: W=0.99، p < 0.001؛ دافع العمل: W=0.99، p < 0.001؛ الاستقلالية: W=0.95، ص <0.001). تولد طريقة تقدير المربعات الصغرى الموزونة قطريًا (DWLS، orrobust WLS) نتائج أكثر دقة للمتغيرات الترتيبية و/أو الفئوية و/أو غير الموزعة بشكل طبيعي (على سبيل المثال، [40])، ولهذا السبب استخدمناها باستخدام لافان [41].

لا تتطلب طريقة DWLS عينات كبيرة، حيث يكفي 200-300 مشارك لإجراء تقييمات دقيقة (على سبيل المثال، [40]). مع 614 مشاركًا و37 معلمة مقدرة، أدى استخدام طريقة DWLS إلى تعزيز دقة تقدير المعلمة لبياناتنا. وتم استكشاف فرضيات أخرى باستخدام ارتباطات بيرسون، واختبارات t للعينات المستقلة، والنماذج الخطية العامة.

3. النتائج

قمنا بفحص تلاعبنا التجريبي واختبرنا ما إذا كانت ذكريات PMIEs وذكريات SMTs تختلف من حيث الشدة الأخلاقية، وحالة المخالف الأخلاقي المتصورة، وحالة الضحية الأخلاقية المتصورة، وفقًا لما يحكم عليه المشاركون. أظهرت نتائجنا أنه لا توجد فروق ذات دلالة إحصائية بين الشدة الأخلاقية المتصورة لـ PMIEs المسترجعة (M {{{{10}}}}.58، SD=1.11) وSMTs المسترجعة (M {{ {4}}.51، SD=1.14)،t(612)=−0.67، ص=0.499، كوهين د {{14} .054، 95% CI [−0.10؛ 0.21].

أيضًا، لم تكن هناك فروق ذات دلالة إحصائية في حالة المخالف الأخلاقي المتصور بين المشاركين الذين تذكروا PMIEs (M {{{{10}}}}.55، SD=1.11) وأولئك الذين تذكروا SMTs (M=5.51، SD=1.14)، t(612)=−0.343، ص=0.732، كوهين د { {14}} -{{20}}.028, 95% CI [−0.19; 0.13]. المشاركون الذين تذكروا PMIEs اعتبروا أنفسهم يتمتعون بحالة ضحية أخلاقية أعلى (M=4.99، SD=1.47) من أولئك الذين تذكروا SMTs (M=2.02، SD {{28} .83): ولش t(459)=−30.6,p < 0.001، كوهين د=−2.49. وقد أيدت هذه النتائج التكافؤ بين المجموعتين التجريبيتين من حيث الشدة الأخلاقية المدركة.

3.1. الاختلافات الاجتماعية والديموغرافية

لتقييم ما إذا كان إرهاق الممرضات، والرضا عن العمل، والاستقلالية المحبطة، والتعلم الأخلاقي، ودوافع العمل، والأداء التكيفي يختلف باختلاف العمر، والخبرة، والجنس، والتعليم، قمنا بإجراء ارتباطات بيرسون، واختبارات t للعينات المستقلة، وتحليل التباين الأحادي.

العمر والخبرة العملية. كان عمر المشاركين مرتبطًا بشكل إيجابي بإحباط الاستقلالية، والإرهاق، وخبرة العمل: فكلما كان المشاركون أكبر سنًا، كلما شعروا بإحباط استقلاليتهم أثناء التجارب التي تم تذكرها، وكلما زادت خبرتهم في العمل (الجدول 1).

تم العثور على ارتباطات سلبية مع عمر المشاركين لدافع العمل، والرضا عن العمل، والأداء التكيفي: كلما كانت الممرضات أصغر سنا، كلما زادت دوافعهن في تقرير المصير، وزاد رضاهن عن العمل وأدائهن التكيفي.

For more information:1950477648nn@gmail.com