杜文玉 吳敏 雷啟蓉

青少年的性健康問題一直是社會各界關注的熱點，當今青少年成長于互聯(lián)網高速發(fā)展的時期，現(xiàn)代媒體資訊技術的愈加發(fā)達，信息的全球化，互聯(lián)網資源的共享使得他們更易受到開放的性觀念的沖擊和影響，導致他們的性觀念發(fā)生深刻的轉變[1-2]。由性引發(fā)的一系列問題已經成為危害青少年健康的重要危險因素。以往國內對青少年性健康知識現(xiàn)狀的調查研究對象聚焦于大學生和普通高中生群體，對中職學生的關注度不高，對職業(yè)衛(wèi)生技術學校的中職女護生這一特殊群體的研究更是少見[3]。中職女護生與其他層次的女學生相比，由于受教育、家庭背景、心理及學習環(huán)境等因素的影響，缺乏正確的引導，導致她們的性健康知識缺乏[4]。中職女護生作為臨床一線護理工作者的重要來源，其性健康水平不僅關系到自身的身心健康，也會對護理對象產生直接而深遠的影響[5]。因此，本研究將探討中職女護生的性健康知識認知現(xiàn)狀及相關影響因素，旨在為中職女護生性健康知識宣教提供指導。

1 對象與方法

1.1 調查對象

2021年1—12月選取本院附屬職業(yè)衛(wèi)生學校在校女護生600名為調查研究對象，納入條件：年齡15～19歲；對本次調查內容知情，并愿意積極配合。排除調查期間休病假或事假的護生。

1.2 調查工具與內容

1.2.1 一般資料調查采用自擬的“一般資料調查問卷”，問卷內容包括護生年齡、首次月經來潮時間、戶籍、是否有戀愛經歷、是否有性生活、父母學歷、是否單親家庭、是否為留守兒童、初中是否接受過性健康知識宣教等。

1.2.2 中職學生性健康知識采用葉霓[6]編制“中職學生性健康知識問卷”進行評價。問卷內容包括生理知識（8個條目）、青春期保健知識（7個條目）、避孕和流產知識（9個項目）、性病知識（10個條目）和艾滋病知識（8個條目）5個部分，共計42個條目。每個條目設置“對”“錯”“不知道”3個答案選項，正確答案參照相關教材和參考資料確定，并請專家進行評定，計分方式為回答正確得1分，回答錯誤或不知道得0分，總評分為0～42分，得分越高說明對性健康知識的知曉程度越高。量表Cronbach’sα系數(shù)為0.812～0.866，信度系數(shù)為0.872～0.922，提示量表信效度理想。

1.2.3 自尊采用 Rosenberg自尊量表調查護生的自尊程度，該量表由申自立等[7]修訂，量表包括10個條目，每個條目賦值1～4分，總評分10～40分，分值越高說明護生自尊程度越高，量表信效系數(shù)為0.852，效度系數(shù)為0.896，提示量表信效度理想。

1.3 調查方法

本次施測由研究者本人及項目組成員和抽樣班級班主任擔任主試，一、二年級利用自習時間發(fā)放問卷調查表，三年級學生進入醫(yī)院臨床實習階段，利用班級開班會時間發(fā)放問卷調查表，測試地點在各班教室，現(xiàn)場施測并當場收回問卷。施測前統(tǒng)一對班主任進行培訓，要求班主任在施測前向受試者解釋本次測試的目的及要求。告知受試者使用紙筆匿名做答，保持安靜，不得相互討論以保證測試結果的真實性。特別強調本次測試的結果嚴格保密，被試者可以放心如實作答。問卷回收后，將基本資料填寫不全，答案多選或漏選以及所有題項選擇同一答案的問卷作為無效問卷剔除，保存有效問卷原始數(shù)據(jù)。將所有問卷及量表裝訂成冊發(fā)放給每位調查者，本次共發(fā)出問卷600份，有效回收595份，有效率為99.17%。

1.4 統(tǒng)計學方法

采用SPSS 21.0統(tǒng)計學軟件對相關數(shù)據(jù)進行分析，計量資料以“均數(shù)±標準差”表示，組間均數(shù)比較采用獨立樣本t檢驗或方差分析；應用Pearson單因素分析中職女護生性健康知識與自尊水平關系；應用線性回歸分析影響中職女護生性健康知識的相關因素。以P<0.05為差異具有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 中職女護生性健康知識評分及自尊評分分析

入組女護生性健康知識總評分為28.12±4.23分，其中評分最高的維度為青春期保健知識，自尊總評分為28.12±3.12分，見表1。

表1 中職女護生性健康知識調查分析（分）

2.2 影響中職女護生性健康知識的單因素分析

農村、有過性經歷、單親家庭、留守兒童、初中未接受過性健康知識宣教的中職女性健康知識評分顯著低于城市、無有過性經歷、非單親家庭、非留守兒童及初中接受過性健康知識的中職女性（P<0.05），見表2。

表2 不同基線資料的中職女護生性健康知識評分比較

2.3 影響中職女護生性健康知識多因素分析

以中職女護生性健康知識為因變量，以影響中職女護生性健康知識相關因素為自變量行線性回歸分析 ,各自變量賦值結果見表3。經多元線性回歸分析顯示，護生為留守兒童、戶籍為城鎮(zhèn)、有過性生活是影響中職女護生性健康知識的促進因素（P<0.05），而初中接受過性健康知識教育、護生自尊程度高是影響中職女護生性健康知識的阻礙因素（P<0.05），見表4。

表3 變量賦值表

表4 影響中職女護生性健康知識的線性回歸分析

2.4 中職女護生性健康知識評分與自尊水平的關系

經Pearson單因素分析可知，中職女護生健康知識總評分及相關維度評分呈正相關（P<0.05），見表5。

表5 中職女護生性健康知識評分與自尊水平的關系

3 討論

3.1 中職女護生性健康知識認知情況分析

本研究對中職女護生性健康知識進行調查，結果顯示，其性健康知識總評分28.12±4.23分，說明中職女護生性健康知識水平偏低，應引起職業(yè)學校關注。分析可能由于中職女護生與其他層次的女學生相比，由于受教育、家庭背景、心理及學習環(huán)境等因素的影響，缺乏正確的引導，導致她們的性健康知識缺乏[8]。另外，該進入中等職業(yè)衛(wèi)生學校就讀的學生有超過半數(shù)是因為中考落榜而不得已的選擇，由于入校前其學習發(fā)展和學習水平不足，起點低，中專學生素質普遍低于普通高中生[9]。此外，中職學生大多數(shù)為15～18歲的青少年，性格沖動、好奇心強烈、對性充分幻想，加之現(xiàn)在互聯(lián)網技術發(fā)展較快，中職女護生更容易接觸不良的性知識，導致其容易產生不良的性行為，影響其對性健康知識的認知[10]。

3.2 影響中職女護生性健康知識相關因素分析

本研究經線性回歸分析可知，影響中職女護生健康知識的相關因素包括護生為留守兒童、戶籍為城鎮(zhèn)、有過性生活、初中接受過性健康知識教育、護生自尊水平。

（1）留守兒童：留守兒童由于從小與父母分離，導致其從小缺乏性知識啟蒙，影響其對性健康知識的認知[11]。加之，中職女護生由于缺自小缺乏父母關愛，導致其渴望從異性身上獲得關愛，在這過程中容易讓護生產生性沖動，并從不同渠道中獲取不良的性方面相關信息，從而影響患者對性健康知識的認知[12]。

（2）農村戶籍：戶籍為城鎮(zhèn)的中職女護生由于家庭經濟狀況較好，其能從多渠道獲取性健康相關知識，提高其對性健康的認知，而農村的中職女護生由于家里經濟條件較差，加之所處的環(huán)境信息封閉，導致其獲取性健康知識有限，因此影響其性健康知識認知水平[13]。

（3）有過性生活：對于過早進行性生活的中職女護生由于對性健康知識缺乏認知，導致容易發(fā)生不安全性行為，因此對于該類中職護生應加強性健康指導，以提高其對性健康的認知，使其能更好地保護自己[14]。

（4）接受過性健康知識教育：對于初中時已接受過系統(tǒng)化性健康知識教育的護生由于已對性知識有部分的認知及理解，因此進入中職后其性健康知識水平較未接受過性健康知識宣教的護生高[15]。

（5）自尊程度：自尊是指個體基于自我評價而產生的一種自尊、自愛，并同時要求受到他人尊重的一種情感體驗[16]。青少年自尊水平越高越有助于采取積極的態(tài)度了解性知識，避免其發(fā)生不當性行為[17]。這提示職校老師除了注重在校護生身心健康外，還應關注護生性健康知識掌握情況，對于性健康知識薄弱的在職護生應加強健康指導，以提高其性健康知識水平[18]。

4 小結

中職女護生性健康知識水平較低，可通過強化學校性教育來提高中職女護生對性健康知識的認識，以促進其性觀念及態(tài)度的轉變，減少或推遲不安全性行為的發(fā)生。然而本研究存在一定的局限性，調查對象僅源于本校區(qū)，而本校區(qū)主要為女性護生，缺乏對男性中職護生性健康知識認知調查研究，在日后研究中需要擴大取樣范圍，將男性中職護生納入到研究中，以提高研究科學性。