Izvirni znanstveni članek Javno zdravje 2019; 6: 1–12 www.nijz.si/revijajavnozdravje 10.26318/JZ-2019-06 1 Izvleček Interprofesionalno učenje (tj. medsebojno učenje oseb iz različnih strok) naj bi v končni fazi pri obravnavi bolnika omogočalo najboljšo celostno obravnavo. Zaradi tega je bilo v izvedeni raziskavi preverjeno, v kolikšni meri so študentje medicine, zdravstvenih ved in psihologije pripravljeni na le-to. Vzorec je obsegal 110 študentov, starih med 20 in 25 let, 15 moških in 91 žensk (ostali se glede spola niso opredelili). Od tega je bilo 29 študentov medicine, 48 študentov psihologije in 33 študentov zdravstvenih ved. Odgovarjali so na postavke: Vprašalnika velikih pet (BFI), Lestvice pripravljenosti na interprofesionalno učenje in Vprašalnika spretnosti timskega dela. Pokazalo se je, da naj bi bili študentje medicine manj pripravljeni na interprofesionalno učenje kot študentje ostalih dveh smeri. Prav tako naj bi bili posamezniki s predhodno izkušnjo z interprofesionalnim učenjem pomembno bolj pripravljeni. Pokazala se je tudi razlika med spoloma, a je treba poudariti, da je bilo v vzorec vključenih zgolj 15 moških. Prilagojena Lestvica pripravljenosti na interprofesionalno učenje se je izkazala za zanesljiv merilni pripomoček, treba bi bilo dodatno preveriti samo veljavnost. Ključne besede: interprofesionalno učenje, spol, študijska smer, osebnostne lastnosti, spretnosti dela v timu. Abstract Interprofessional learning (this is when two or more people from different professions learn by working together) is ultimately supposed to lead to the best overall treatment of a patient. For this reason, our research examined the extent to which students of medicine, health sciences and psychology were prepared to do so. The sample included 110 students, aged between 20 and 25 years, 15 males and 91 females (others did not report their gender). Among them were 29 students of medicine, 48 students of psychology and 33 students of health sciences. The participants completed The Big Five Inventory (BFI), the Readiness for Interprofessional Learning Scale and the Teamwork Skills Questionnaire. The results have shown that students of medicine are less prepared for interprofessional learning than the other two groups of students. Individuals with previous experience in interprofessional learning scored higher on the Readiness for Interprofessional Learning Scale. A difference between genders has also been established, but we have to point out that only 15 males were included in the sample. The adjusted Readiness for Interprofessional Scale was shown to be a reliable measure, but it would be necessary to perform an additional validity check. Key words interprofessional learning, gender, course of study, personality traits, teamwork skills Pripravljenost na interprofesionalno učenje pri študentih medicine, zdravstvenih ved in psihologije READINESS FOR INTERPROFESSIONAL LEARNING AMONG STUDENTS OF MEDICINE, HEALTH SCIENCES AND PSYCHOLOGY Iva ŠTUKELJ1, Ana REHBERGER1, Patricija SEDMINEK1, Karin BAKRAČEVIČ1 1 Filozofska fakulteta, Univerza v Mariboru Kaj je znanega? Interprofesionalno učenje in delovanje med zaposlenimi v zdravstvu je pomembno za boljše timsko delo in boljšo obravnavo pacienta. Izvedenih je bilo že nekaj raziskav, ki so proučevale povezavo interprofesionalnega učenja z drugimi konstrukti (npr. osebnostne lastnosti). V slovenski jezik še ni bil preveden noben pripomoček, s katerim bi lahko merili pripravljenost na interprofesionalno učenje. Kaj je novega? V pričujočem članku smo tako preverili psihometrične značilnosti samoocenjevalnega vprašalnika, ki meri pripravljenost na interprofesionalno učenje. Izkazalo se je, da je prilagojen merilni pripomoček zanesljiv, treba pa bi bilo še dodatno preveriti njegovo veljavnost. Navajajte kot: Štukelj I et al. Pripravljenost na interprofesionalno učenje pri študentih medicine, zdravstvenih ved in psihologije. Javno zdravje 2019; 5: 1–20. Prispelo: 17. 2. 2018 Sprejeto: 3. 4. 2019 Korespondenca: Iva.Stukelj@student.um.si Članek je licenciran pod pogoji Creative Commons Attribution 4.0 International licence. (CC-BY licenca). The article is licensed under a Creative Commons Attribution 4.0 International License (CC-BY license). Izvirni znanstveni članek Javno zdravje 2019; 6: 1–12 www.nijz.si/revijajavnozdravje 10.26318/JZ-2019-06 2 1 UVOD Organizacija SZO (Svetovna zdravstvena organizacija) interprofesionalno učenje (v nadaljevanju IU) definira kot učenje, pri katerem se dva strokovnjaka ali študenta z različnih področij učita drug z drugim in o stroki drug drugega, kar izboljšuje učinkovitost v pacienta usmerjene zdravstvene nege (1). IU ima svoje začetke v poznih 80. letih prejšnjega stoletja, ko je Svetovna zdravstvena organizacija spoznala, da če zdravstveni profesionalci delajo skupaj in se učijo sodelovanja že med svojim študijem, obstaja možnost, da bodo pozneje v svoji profesionalni karieri veliko učinkovitejši (2). IU zdravstvenim delavcem omogoča, da se učijo skupaj z drugimi strokovnjaki, kar prispeva k razvoju različnih spretnosti delovanja v timu. To omogoča boljše timsko delo med zdravstvenimi profesionalci in pripomore k učinkovitejši zdravstveni negi pacienta (3). Opozoriti je treba tudi na razliko med interprofesionalnim in interdisciplinarnim učenjem. Interprofesionalno učenje se osredotoča na sodelovanje med različnimi strokovnjaki s skupnim ciljem pomagati posameznikom in družinam v kočljivih zdravstvenih situacijah. Interdisciplinarno pa se nanaša na sodelovanje dveh ali več disciplin v izobraževalnem smislu − na primer oblikovanje izobraževanj, pri katerih se razrešitev neke problematike predlaga z vidika dveh različnih področij (4). 1.1 Interprofesionalno učenje v povezavi s spolom, študijsko smerjo in preteklimi izkušnjami O povezavi med IU in konstruktom spola je bilo narejenih nekaj raziskav. V raziskavi, ki so jo izvedli na univerzi v Connecticutu, je sodelovalo 308 študentov dentalne medicine, dietetike, medicine, zdravstvene nege, psihologije in farmacije. Spol je bil edini neodvisni napovednik pripravljenosti na IU in izkazalo se je, da so osebe moškega spola manj pripravljene na IU (5). Do podobnih ugotovitev so prišle tudi mnoge druge študije (6, 7, 8). V slednji se je prav tako pokazalo, da so študentje zdravstvene nege bolj pozitivno naravnani k timskemu delu in sodelovanju kot študentje medicine (8). Hertweck in sodelavci (7) so razliko med pripravljenostjo študentov za IU preverjali tudi med različnimi vejami zdravstvenih ved: medicinski tehnik (angl. physician assistant), delovna terapija (angl. occupational therapy), fizioterapija (angl. physical therapy) in psihološko svetovanje (angl. counseling psychology). Dodatna analiza je pokazala, da so študentje psihološkega svetovanja na lestvici RIPLS (angl. Readiness for Interprofessional Learning Scale) dosegali višje rezultate kot študentje, ki bodo v prihodnosti opravljali poklic medicinskega tehnika (7). Nekateri avtorji so preverjali povezavo med IU in preteklimi izkušnjami tovrstnega učenja. Wellmon, Gilin, Knauss in Linn (9) so v svoji študiji na 123 študentih izvedli 6-urno intervencijo interprofesionalnih dejavnosti, za katero so dokazali, da je izboljšala odnos študentov do učenja od njihovih vrstnikov. Podobno so ugotovili tudi avtorji drugih študij (10, 7). Hood idr. (10) so na primer ugotovili, da so študentje z izkušnjo IU imeli bolj pozitiven odnos do le-tega pri vseh štirih dimenzijah lestvice RIPLS. 1.2 Interprofesionalno učenje in timsko delo O povezavi med timskim delom in IU je bila izvedena študija, v kateri so sodelovali študentje dveh študijskih programov: Medicina (49,5 %) in Zdravstvena nega (50,5 %). Študentje so reševali vprašalnik RIPLS, posebej pa so se avtorji ukvarjali z vprašanji, povezanimi s timskim delom in sodelovanjem. Iz raziskave, ki je bila izvedena na relativno majhnem vzorcu, je razvidno, da se študentje obeh študijskih programov zavedajo, kako pomembno je pridobivanje osnovnih veščin timskega dela in komunikacije v času IU. Ozavestili so tudi pomen timskega dela pri skupni obravnavi pacienta (11). 1.3 Interprofesionalno učenje v povezavi z osebnostnimi dimenzijami Model velikih pet je eden izmed prevladujočih modelov osebnosti, ki razločuje pet osebnostnih dimenzij: ekstravertnost, sprejemljivost, vestnost, čustvena nestabilnost in odprtost. Za ekstravertnost so značilne družabnost, dominantnost, sociabilnost ipd.; sprejemljivost pomeni, da je oseba sodelovalna, empatična in zaupljiva; za vestnost so značilne lastnosti, kot so vztrajnost, previdnost, redoljubnost; čustveno nestabilnost pa karakterizirajo anksioznost, ranljivost, slaba volja, nihanje razpoloženja, nagnjenost k doživljanju krivde; zadnja dimenzija je odprtost za izkušnje (tudi odprtost/intelekt), ki se nanaša na intelektualno dejavnost, domišljijo in zanimanje za kulturo (12). Na temo povezave osebnostnih lastnosti s pripravljenostjo na IU je bilo do zdaj narejenih le malo raziskav. Raziskava, izpeljana leta 2018, naj bi bila prva, ki to preverja, kot trdijo njeni avtorji Avrech Bar, Katz Leurer, Warshawski in Itzhaki (6). Koncepta so merili z vprašalnikoma IEPS (angl. The Interdisciplinary Education Perception Scale) in BFI (angl. Big Five Inventory) na vzorcu 184 študentov zdravstvenih ved v Izraelu. Pokazale so se pozitivne korelacije med IU ter dimenzijami sprejemljivost, vestnost in odprtost. Ostale povezave niso bile statistično značilne (6). 1.4 Merjenje pripravljenosti na interprofesionalno učenje Do danes še ni bilo na voljo primernega pripomočka v slovenskem jeziku, s katerim bi lahko izmerili pripravljenost oseb na IU. Lestvica pripravljenosti na interprofesionalno učenje (angl. RIPLS – Readiness for Interprofessional Learning Scale; 14), ki sta jo sestavila raziskovalca Parsell in Bligh, vključuje elemente teorije učenja, raznih socialnih in psiholoških teorij ter načel skupinskega delovanja. Iz teh so bile izpeljane praktične aplikacije, karakteristike in pozitivni izidi IU, ki jih lahko razvrstimo v štiri skupine (14): odnosi med različnimi skupinami strokovnjakov (vrednote in prepričanja), sodelovanje in timsko delo (znanje in veščine, ki so ob tem potrebne), vloge in dolžnosti (kaj dejansko delo vključuje) ter pridobitve za pacienta, strokovna praksa in osebnostna rast (izidi IU). V osnovnem članku Parsella in Bligha (14) je navedeno, da vprašalnik tvorijo štiri dimenzije, ki se skladajo z Izvirni znanstveni članek Javno zdravje 2019; 6: 1–12 www.nijz.si/revijajavnozdravje 10.26318/JZ-2019-06 3 zgornjimi skupinami. Prva se osredotoča na odnose med različnimi strokovnjaki, natančneje, na identiteto, stereotipe in predsodke, ki jih lahko ima ena skupina strokovnjakov do druge. To je treba upoštevati pri oblikovanju programov z IU. Druga zajema znanja in veščine, ki so potrebne za IU, kamor spadajo ustrezna metoda poučevanja, primerna sredstva, ustrezen način ocenjevanja in evalvacija. Tretja dimenzija se dotika del, ki so v praksi IU potrebna, recimo sodelovanje in delo v skupinah. Četrta dimenzija pa daje poudarek na izide IU, kar je recimo doseganje večje učinkovitosti skozi komunikacijo med strokovnjaki. Za namene naše raziskave smo lestvico prevedli v slovenščino in preverili njene psihometrične karakteristike. Več o sestavi vprašalnika, ki je enak prevedeni verziji, lahko preberete v Pripomočkih. 1.5 Namen in hipoteze Namen izvedene raziskave je bil ugotoviti, ali obstajajo razlike v pripravljenosti na interprofesionalno učenje glede na spol, študijsko smer in izkušnje z IU. Poleg tega je bil namen ugotoviti, ali se IU povezuje s katero izmed osebnostnih dimenzij in rezultatom pri Vprašalniku spretnosti timskega dela. Ker je bilo na področju pripravljenosti na IU v povezavi z različnimi konstrukti do zdaj izvedenih malo raziskav, naša raziskava k že obstoječim izsledkom prinaša novo znanje. Prva hipoteza, ki smo si jo zastavili, je bila, da se bo pri Lestvici pripravljenosti na interprofesionalno učenje pokazala 4-dimenzionalna struktura (H1). Zanimalo nas je tudi, ali so kakšne razlike med spoloma, pri čemer smo predpostavili, da bodo ženske dosegle višji rezultat na Lestvici pripravljenosti na interprofesionalno učenje kot moški (H2). Glede razlik med različnimi študijskimi smermi smo predpostavili, da se bo pri študentih medicine pokazala manjša pripravljenost na IU kot pri študentih psihologije in študentih zdravstvenih ved (H3). Naslednja hipoteza predvideva, da bodo študentje s predhodnimi izkušnjami IU dosegali višje rezultate na Lestvici pripravljenosti na interprofesionalno učenje (H4). V skladu z literaturo pričakujemo, da bo rezultat na Lestvici pripravljenosti na interprofesionalno učenje pozitivno koreliral z osebnostnimi dimenzijami sprejemljivost (H5a), vestnost (H5b) in odprtost (H5c). Nazadnje nas je zanimalo, ali se bo med rezultatom na Lestvici pripravljenosti na interprofesionalno učenje in Vprašalnikom spretnosti timskega dela pokazala pozitivna korelacija (H6). 2 METODA 2.1 Udeleženci Vzorec je obsegal 110 študentov 1. stopnje študija Univerze v Mariboru, starih med 20 in 25 let (M = 20,954; SD = 0,917). Od tega je bilo 15 moških in 91 žensk, ostali spola niso označili. Študentov medicine je bilo 29 (26,36 %; 10 moških, 19 žensk), študentov psihologije 48 (43,63 %; 2 moška, 46 žensk) in študentov zdravstvenih ved − smer Zdravstveni tehnik 33 (30,00 %; 3 moški, 26 žensk, 4 osebe spola niso navedle). 2.2 Pripomočki Udeleženci so podali informacijo o spolu, starosti, študijski smeri, letniku in stopnji študija ter predhodnih izkušnjah z IU. Prav tako so rešili Vprašalnik petih velikih faktorjev – BFI (13), Lestvico pripravljenosti na interprofesionalno učenje (angl. RIPLS – Readiness for Interprofessional Learning Scale; 14) in Vprašalnik spretnosti timskega dela (15). Udeleženci so rešili slovenski prevod Lestvice pripravljenosti na interprofesionalno učenje (PIU). Prevedena lestvica je bila oblikovana po metodi dvojnega prevajanja. Najprej smo jo prevedli v slovenščino, nato pa ustreznost preverili s prevajanjem nazaj v angleščino – slednje je opravila oseba, ki ni videla prvotne lestvice. Prevod v slovenščino se je izkazal za ustrezen. Lestvico v originalu tvori 19 postavk, na katere posameznik odgovori s 5-stopenjsko lestvico strinjanja (od 1 − močno se ne strinjam do 5 − močno se strinjam). Lestvica je 4-dimenzionalna: timsko delo in sodelovanje (postavke 1−9; npr. Skupno učenje bi mi pomagalo razumeti lastne poklicne omejitve.), profesionalna identiteta, pozitivna in negativna (postavke 10−16; npr. Ne bi želel/-a izgubljati časa za učenje z drugimi študenti zdravstvene in psihološke oskrbe.), vloge in odgovornost (postavke 17−19; npr. Skupno učenje bi mi pomagalo, da bi postal/-a boljši timski delavec.). Po Al-Qahtani (16) Cronbachov koeficient alfa za dimenzijo timsko delo in sodelovanje znaša 0,854, za pozitivno profesionalno identiteto 0,800, negativno 0,669, dimenzijo vloge in odgovornost 0,350 ter celotno letvico 0,854. Za končni rezultat pripravljenosti na IU je treba sešteti odgovore, podane na posamezno postavko, pri tem se postavke 10, 11 in 12 vrednotijo obratno. Višji kot je seštevek, bolj je posameznik pripravljen na IU. Vprašalnik velikih pet – BFI je sestavljen iz 44 postavk, na katere udeleženci odgovarjajo s 5-stopenjsko lestvico strinjanja (od 1 − sploh se ne strinjam do 5 − popolnoma se strinjam). Gre za 5-dimenzionalno mero. Te dimenzije so ekstravertnost (α = 0,831; npr. Nase gledam kot na nekoga, ki je zgovoren.), čustvena nestabilnost (α = 0,822; npr. Nase gledam kot na nekoga, ki je depresiven, otožen.), vestnost (α = 0,818; npr. Nase gledam kot na nekoga, ki temeljito opravi svoje delo.), sprejemljivost (α = 0,761; npr. Nase gledam kot na nekoga, ki hitro odpusti drugim.) in odprtost za izkušnje (α = 0,744; npr. Nase gledam kot na nekoga, ki je iznajdljiv.). Končni rezultat predstavlja seštevek odgovorov, podanih na postavke, za vsako dimenzijo posebej. Vprašalnik spretnosti timskega dela tvori 20 postavk, odgovorni format pa je 5-stopenjska lestvica pogostosti (od 1 − nikoli do 5 − vedno). Seštevek odgovorov, podanih na vsako postavko (npr. Pripravljen/-a sem se prilagajati, da bi v timu dosegli skupni dogovor.), predstavlja posameznikovo spretnost v timskem delu, višji kot je, bolj je posameznik spreten. Cronbachov koeficient alfa za celoten vprašalnik je pri našem vzorcu znašal 0,860. Izvirni znanstveni članek Javno zdravje 2019; 6: 1–12 www.nijz.si/revijajavnozdravje 10.26318/JZ-2019-06 4 2.3 Postopek Zbiranje podatkov je potekalo v okviru projekta ŠIPK (VPMed: razvoj s tehnologijo podprtega učenja za učenje interprofesionalnega sodelovanja) na način papir-svinčnik in prek spleta. Po prvem postopku so bili podatki zbrani v prostorih Medicinske fakultete Maribor, Zdravstvene fakultete Maribor in Filozofske fakultete Maribor. Udeležencem so bili vprašalniki razdeljeni na predavanjih ali vajah, po predhodnem dogovoru oz. strinjanju profesorja. Pred začetkom reševanja, ki je trajalo približno 15 minut, so bili študentje seznanjeni z namenom raziskave in pojmom IU. Ker je bila skupina študentov medicine nekoliko premajhna za primerjavo skupin, je bila ustvarjena tudi spletna anketa, s katero je bil povečan zgolj vzorec študentov medicine. 2.4 Statistične analize Pridobljene podatke smo obdelali s statističnim programom IBM Statistic 22. Izračunana je bila deskriptivna statistika (povprečje, standardna deviacija, minimum, maksimum, koeficient sploščenosti in koeficient asimetrije) za vse spremenljivke. Pri normalnosti porazdelitve je bila upoštevana navedba Georgea in Malleryja (17), ki pravi, da lahko predpostavimo normalnost porazdelitve, če sta koeficient asimetrije in koeficient sploščenosti med –2,000 in 2,000. Glede na to so bile sprejete odločitve o nadaljnjih analizah. Določeni so bili korelacijski koeficienti med postavkami Lestvice PIU19 (vseh 19 postavk). Izvedena je bila analiza glavnih komponent (AGK) za Lestvico PIU19, paralelna analiza in test MAP. Ker so 4 postavke izstopale oz. so z ostalimi slabo korelirale, je bila izvedena tudi AGK za zgolj 15 postavk Lestvice PIU15 (brez 9., 12., 18. in 19. postavke). Kaiser-Meyer-Olkinova (KMO) mera in Bartlettov test sferičnosti sta bila zadovoljiva pri obeh AGK. Določene so bile končne vrednosti za vsako dimenzijo Vprašalnika velikih pet – BFI, za vsakega udeleženca. Enako je bilo storjeno za Vprašalnik spretnosti timskega dela in Lestvico PIU15. Za preverjanje konstruktne veljavnosti so bili glede na normalnost porazdelitve določeni korelacijski koeficienti med končnimi vrednostmi vsake lestvice. Za PIU19 in PIU15 je bil določen tudi Cronbachov koeficient alfa in Cronbachov koeficient alfa ob izbrisu posamezne postavke. Za preverjanje razlik med študijsko smerjo in pripravljenostjo za IU je bila izvedena Welchova ANOVA – Levenov test je pokazal neenakost varianc (F = 3,431, p = 0,036). Glede na to in neenakost v velikosti vzorca med skupinami je bil izveden Games- Howellov post-hoc test. Za preverjanje razlik med spoloma Mann-Whitnneyjev U-test in za preverjanje razlik pri posameznikih, ki so že imeli izkušnjo z IU, in tistih, ki je niso imeli, T-test za neodvisna vzorca. Pri vseh treh testih je bila izračunana tudi velikost učinka. Za Welchovo ANOVO in T-test za neodvisna vzorca smo uporabili Hedgesov g (zaradi razlike v velikosti vzorcev). Pri Mann-Whitneyjevem U-testu pa smo izračunali r = Z/√N; Z – standardizirana vrednost, N – število vseh udeležencev. Za posamezno študijsko smer je bilo preverjeno, koliko posameznikov je že imelo izkušnjo z IU, prav tako je bila preverjena zastopanost spola. 3 REZULTATI V nadaljevanju so prikazani rezultati analiz, vezanih na Lestvico PIU15 oz. lestvico, glede na katero so bili izpeljani sklepi o pripravljenosti na IU. V prilogah je razvidna analiza glavnih komponent za Lestvico PIU19. V tabeli 1 so prikazani rezultati AGK za Lestvico PIU15 (KMO = 0,844; Bartlettov test sferičnosti: p < 0,05). Lastna vrednost komponente znaša 5,663, odstotek pojasnjene variance pa 37,751 %. Glede na rezultate v spodnji tabeli, korelacije med postavkami in Cronbachovim koeficientom alfa ob izločitvi določene postavke, smo izločili postavke 9, 12, 18 in 19. Tako prilagojena Lestvica PIU v končni fazi vsebuje 15 postavk. Njen Cronbachov koeficient alfa pa znaša 0,923. Odločitve o izločitvi postavk in faktorski strukturi so podrobneje predstavljene v poglavju Razpravljanje. Tabela 1: Nasičenosti, komunalitete, lastne vrednosti in varianca za Lestvico PIU15 Postavka Nasičenost Komunalitete po izločanju Komponenta 1 1. Učinkovitejši del tima 0,628 0,394 2. Koristnost 0,545 0,297 3. Razumevanje kliničnih problemov 0,597 0,356 4. Komunikacijske spretnosti 0,532 0,283 5. Spretnosti dela v timu 0,391 0,153 6. Razumevanje poklicnih omejitev 0,699 0,489 7. Dobri delovni odnosi 0,679 0,461 8. Pozitivno mišljenje o drugih 0,666 0,444 10. Izguba časa 0,641 0,410 11. Ni nujno 0,584 0,341 13. Boljše komuniciranje 0,671 0,450 14. Skupinski projekti 0,559 0,312 15. Skupna predavanja 0,611 0,373 16. Pojasnitev narave problema 0,660 0,435 Izvirni znanstveni članek Javno zdravje 2019; 6: 1–12 www.nijz.si/revijajavnozdravje 10.26318/JZ-2019-06 5 17. Boljši timski delavec 0,680 0,462 Lastna vrednost 5,663 % variance 37,751 Odstotek pojasnjene variance 37,751 % V spodnji tabeli so prikazane korelacije med končnimi vrednostmi uporabljenih vprašalnikov. Razvidno je, da PIU15 statistično pomembno pozitivno korelira z ekstravertnostjo in odprtostjo za izkušnje ter končnim rezultatom Vprašalnika spretnosti timskega dela. Z vestnostjo in čustveno nestabilnostjo pa se ne povezuje. Tabela 2: Korelacije med končnimi rezultati posameznih lestvic oz. vprašalnikov M SD PIU15 TIM E S V N O PIU15 58,709 7,582 1,000 TIM 79,324 8,210 0,418** 1,000 E 27,109 2,754 0,237** 0,237** 1,000 S 28,055 2,964 0,156 0,154 0,115 1,000 V 30,950 2,860 0,034 0,222* 0,219* 0,276** 1,000 N 24,309 3,046 0,007 –0,141 0,044 0,190 0,389** 1,000 O 35,660 4,381 0,205* 0,397** 0,454** 0,096 0,174 –0,032 1,000 Opombe: PIU15 = končni rezultat Lestvice PIU15 za vsakega udeleženca; TIM = končni rezultat Vprašalnika spretnosti timskega dela za vsakega udeleženca; E = ekstravertnost; S = sprejemljivost; V = vestnost; N = čustvena nestabilnost; O = odprtost za izkušnje; * korelacija je statistično pomembna pri p ≤ 0,05; ** korelacija je statistično pomembna pri p ≤ 0,01. Preverjeno je bilo, ali obstajajo statistično pomembne razlike v pripravljenosti na IU (PIU15) med študenti treh različnih smeri. Welchova ANOVA je pokazala, da obstaja statistično pomembna razlika [F(6,720) = 6,720; p = 0,002]. Games-Howellov test podpira, da obstaja razlika (p = 0,009) med študenti medicine (N = 29; M = 54,655; SD = 7,384) in študenti zdravstvenih ved (N = 31; M = 61,065; SD = 8,748). Pri tem Hedgesov g znaša 0,790. Prav tako se je pokazala razlika (p = 0,008) med študenti medicine in študenti psihologije (N = 43; M = 59,744; SD = 5,661); g = 0,794. Med študenti psihologije in študenti zdravstvenih ved pa se razlika ni pokazala (p = 0,743); g = 0,186. Mann-Whitneyjev U-test je pokazal, da so na IU bolj pripravljene ženske (Mdn = 53,035) kot moški (Mdn = 31,570); U = 337,000 (Z = –2,595); p = 0,009. Velikost učinka znaša r = –0,261. Pri tem je treba izpostaviti, da je 10 moških študentov medicine, 3 zdravstvenih ved in 2 študenta psihologije. T-test za neodvisna vzorca pa je pokazal statistično pomembno razliko pri PIU15 med posamezniki, ki so že imeli izkušnjo z IU (N = 24; M = 62,292; SD = 8,883), in tistimi, ki je niso imeli (N = 72; M = 57,597; SD = 7,052); t(94) = 2,641; p = 0,010. Velikost učinka pri tem znaša g = 0,623. Pri študentih psihologije jih je 6 že imelo izkušnjo z interprofesionalnim učenjem, 37 ne, pri študentih medicine 5 da in 23 ne, pri študentih zdravstvenih ved pa 14 da in 17 ne. 4 RAZPRAVLJANJE Predvidevali smo, da se bo pri Lestvici pripravljenosti na interprofesionalno učenje pokazala 4-dimenzionalna struktura, glede na Parsell in Bligh (14). Celotna Lestvica pripravljenosti na interprofesionalno učenje (PIU19) je pokazala večfaktorsko strukturo (tabela 5), a vsi faktorji niso imeli uporabne vrednosti. Test MAP in paralelna analiza sta nudila podporo enofaktorski strukturi. Tudi samo odstopanje prvega faktorja od ostalih treh, glede na lastne vrednosti, je nakazovalo podporo enofaktorski strukturi. Prav tako je bil preverjen Cronbachov koeficient alfa ob izločitvi posamezne postavke, pri čemer je razvidno (tabela 7), da ob izbrisu 18. in 19. postavke zanesljivost poraste, prav tako, a precej manj, tudi pri 9. in 12. postavki. Upoštevana je bila tudi sama vsebina postavk. Že pri dvojnem prevajanju se je zdelo, da 18. postavka (Nisem prepričan/-a, kakšna bo moja poklicna vloga.) in 19. postavka (Pridobiti moram veliko več znanja in spretnosti kot ostali študentje.) vsebinsko odstopata od ostalih. Tudi 9. postavka (Za to, da je učenje v manjših skupinah uspešno, se morajo študentje spoštovati in si zaupati.) ne nujno izraža interprofesionalno učenje, saj se zdi zelo široko oblikovana. Glede na rezultate zanesljivosti, korelacijske koeficiente med navedenimi štirimi postavkami in ostalimi postavkami lestvice (tabela 4), ki so večinoma nizki, statistično nepomembni ali negativni, in vsebinsko odstopanje so bile te štiri postavke odstranjene. Ob tem smo upoštevali tudi nasičenosti in komunalitete (tabela 5). Slednje so sprejemljive, a nasičenosti kažejo, da te štiri postavke resnično odstopajo – med seboj tudi niso dovolj povezane, da bi tvorile nov faktor. Iz tabele 1 lahko razberemo, da 5. postavka (Spretnosti dela v timu so ključne za vse študente zdravstvene in psihološke oskrbe.), glede na nižjo nasičenost in komunaliteto po izločanju, odstopa. Nekatere korelacije te postavke z ostalimi (tabela 4) so nekoliko nižje, druge dosegajo tudi vrednosti nad 0,300, ki so višje kot korelacije med nekaterimi drugimi postavkami Izvirni znanstveni članek Javno zdravje 2019; 6: 1–12 www.nijz.si/revijajavnozdravje 10.26318/JZ-2019-06 6 lestvice. Z izločitvijo postavke iz PIU15 se Cronbachov koeficient alfa ne spremeni (ostaja enak 0,878; tabela 8). Razvidno je torej, da gre za najšibkejšo postavko PIU15. Ker z ostalimi postavkami ne korelira negativno, tudi ne znižuje zanesljivosti, smo jo obdržali, a je pri nadaljnjih analizah vsekakor treba nekaj pozornosti nameniti opisani postavki. Al-Qahtani (16) pravi, da Cronbachov koeficient alfa lestvice z 19 postavkami znaša 0,854. To vrednost označuje kot ustrezno (16). V našem primeru, PIU15, je Cronbachov koeficient alfa celo nekoliko višji (0,878). Glede na to vrednost lestvico opredeljujemo kot zanesljivo mero pripravljenosti na interprofesionalno učenje, na podlagi česar lahko zaključimo, da je adaptirana verzija vprašalnika primerna za uporabo na slovenskem vzorcu. Končna verzija PIU15 je torej pokazala 1-faktorsko strukturo (tabela 1). Ker analize niso kazale na 4- dimenzionalno strukturo lestvice, prva hipoteza (Pri Lestvici pripravljenosti na interprofesionalno učenje se bo pokazala 4-dimenzionalna struktura.) ni podprta. Vsekakor pa se zdi, da se na slovenskih tleh bolje obnaša adaptirana verzija lestvice, a je kot pomanjkljivost pomembno izpostaviti majhen odstotek pojasnjene variance (37,751 %) in nizke komunalitete (tabela 1). V nadaljevanju se bomo opredelili glede ostalih hipotez, ki so bile zastavljene predvsem za namen preverjanja konstruktne veljavnosti Lestvice PIU. Nismo se osredotočali na konkretnejše razlage ugotovljenih povezav, saj je bil naš primarni namen študije oblikovati Lestvico pripravljenosti na interprofesionalno učenje, ki bi bila primerna za slovenski prostor. V prihodnjih študijah, ki bi odpravile pomanjkljivosti trenutne, predvsem velikost in sestavo vzorca, bi bilo dobro podrobneje preučiti, zakaj se pojavijo takšne povezave. Predpostavka, izpeljana iz literature, je bila, da bodo ženske bolj pripravljene na IU kot moški (H2). Statistične analize so predpostavko podprle, do podobnih ugotovitev pa je prišlo več preteklih študij (6; 7; 8). Hipotezo so rezultati podprli, mogoča razlaga, zakaj so ženske dosegle višji rezultat na Lestvici PIU15 kot moški, pa je ta, da naj bi bile ženske nekoliko bolj naklonjene kooperativnemu delu. Študija, ki sta jo izvedla Charness in Rustichini (18), je pokazala, da moški v skupini v večji meri izražajo svojo mogočnost, ženske pa kooperativnost. Slednje naj bi imele tudi bolj pozitivno naravnanost do interprofesionalnega dela (19). Predpostavili smo, da se bodo med študenti različnih študijskih smeri pokazale statistično pomembne razlike v pripravljenosti na IU. Specifično, da bodo na IU manj pripravljeni študentje medicine kot študentje ostalih dveh smeri (H3). Analize so pokazale, da predvidene statistično pomembne razlike obstajajo. Tako se je na našem vzorcu pokazalo, da so na IU manj pripravljeni študentje medicine kot študentje psihologije in študentje zdravstvenih ved. Raziskava, navedena v uvodu (8), prav tako kaže, da naj bi bili študentje medicine manj pripravljeni na IU kot študentje zdravstvenih ved. Študentje psihološkega svetovanja pa naj bi bili bolj pripravljeni na IU kot tisti, ki bodo v prihodnje opravljali poklic medicinskega tehnika (7). Sicer tu ne gre izrecno za študente psihologije in študente medicine, a razlika podobnih študijskih smeri nakazuje, da bi lahko obstajala tudi razlika med študenti medicine in študenti psihologije – kar se je pokazalo na našem vzorcu. Med študenti zdravstvenih ved in študenti psihologije se razlika ni pokazala. Rezultati podpirajo tretjo hipotezo. Razlike med študenti različnih smeri in spoloma, ki smo jih ugotovili na našem vzorcu, tako nakazujejo na dobro konstruktno veljavnost lestvice. Glede na literaturo je bilo predvideno, da bodo udeleženci, ki so že imeli izkušnjo z IU, bolj pripravljeni na IU kot udeleženci, ki te izkušnje niso imeli (H4). Na podlagi rezultatov so bila predvidevanja potrjena, saj se je med skupinama pokazala statistično pomembna razlika v končnem rezultatu vprašalnika. Wellmon idr. (9) tovrstne rezultate razlagajo s tem, da pri študentih prvo srečanje s situacijo IU spremeni zaznavanje lastnih kompetenc in avtonomnosti, občutke glede dejanskega sodelovanja med disciplinami in razumevanje vlog ostalih članov tima. Raziskovalci (10) zatorej zagovarjajo uvajanje oziroma predstavitev IU študentom, preden se morajo z njim zares soočiti, saj ta evidentno spodbuja razvoj kompetenc za uspešno sodelovanje v interprofesionalnem okolju. Ta rezultat ponovno nakazuje na konstruktivno veljavnost vprašalnika. Na vzorcu izvedene raziskave se je pokazalo, da pripravljenost na interprofesionalno učenje pozitivno in statistično pomembno korelira z ekstravertnostjo in odprtostjo. Pozitivno, a ne statistično pomembno, korelira tudi s sprejemljivostjo, manj z vestnostjo in čustveno nestabilnostjo, pri čemer lahko rečemo, da je korelacija zanemarljiva. Sami smo predpostavili, da bo rezultat na Lestvici PIU pozitivno koreliral z osebnostnimi dimenzijami sprejemljivost, vestnost in odprtost (H5a, H5b in H5c). Podprta je bila torej zgolj hipoteza H5c (pozitivna korelacija z odprtostjo). Povezanost rezultata na Lestvici PIU z ekstravertnostjo lahko pojasnimo s tem, da so po Avsec idr. (13) ter Rothmann in Coetzer (20) ekstravertni posamezniki družabni in sociabilni, kar poveča možnosti, da se bodo pripravljeni vključiti v IU, kjer gre za neke vrste socialno dejavnost. Po Persky, Henry in Campbell (21) pa naj bi introvertni posamezniki imeli bolj negativen pogled na skupinsko učenje kot ekstravertni posamezniki. V njihovi raziskavi so ugotovili, da so različni posamezniki lahko enako uspešni pri skupinskem učenju, a takšnega okolja ne dojemajo enako pozitivno (21). Podobno lahko sklenemo tudi pri posameznikih z izrazito dimenzijo odprtosti, ki so intelektualno dejavni, odprti za novosti in ustvarjalni. Lahko bi rekli, da prav odprtost za novosti posameznika naredi bolj pripravljenega za vključevanje v interprofesionalno učenje. Dimenzija sprejemljivost pozitivno, a ne statistično pomembno, korelira s pripravljenostjo na IU. Čeprav naj bi bili posamezniki z visoko stopnjo sprejemljivosti bolj sodelovalni (6; 12; 20). V raziskavi, ki so jo izvedli Avrech Bar idr. (6), se je pokazala tudi statistično pomembna korelacija med vestnostjo in IU. V našem primeru povezava med tema dvema konstruktoma zgolj nakazuje na pozitivno korelacijo, a je glede na velikost, tako kot povezava s čustveno nestabilnostjo, zanemarljiva. Raziskave (22; 23; 24) pa kažejo, da naj bi bili posamezniki z nižjo čustveno Izvirni znanstveni članek Javno zdravje 2019; 6: 1–12 www.nijz.si/revijajavnozdravje 10.26318/JZ-2019-06 7 stabilnostjo manj kooperativni, imeli naj bi manj kakovostne odnose z drugimi, ta lastnost pa naj bi korelirala tudi z nižjo stopnjo izražene pomoči. Obstaja možnost, da se slednje korelacije v našem primeru niso pokazale zaradi lastnosti vzorca (velikost, zastopanost spola, starost ipd.). Med pripravljenostjo na IU in spretnostmi dela v timu se je pokazala statistično pomembna pozitivna korelacija, kar podpira zadnjo (H6) hipotezo. Glede na to, da gre pri IU za timsko delo, je smiselno, da ta dva konstrukta korelirata. Po Simin idr. (11) se študentje zavedajo pomena timskega dela, tj. sodelovanja pri obravnavi pacienta, iz česar sledi, da se, glede na zgornjo ugotovitev, zavedajo tudi pomembnosti IU. Ta povezava prav tako kaže na konstruktno veljavnost Lestvice PIU. Glede na vse izide hipotez lahko tako zaključimo, da Lestvica PIU kaže konstruktno veljavnost, kar pomeni, da lestvica resnično meri pripravljenost na IU, zaradi česar je uporabna za zbiranje podatkov v zvezi z IU. Manj so se rezultati ujemali s predvidenimi povezavami med pripravljenostjo za IU in osebnostnimi lastnostmi, a gre za področje, ki bi ga bilo treba v prihodnje podrobneje raziskati, saj obstaja malo študij, ki preverjajo omenjeno povezavo. Razne korelacije, ki so se pokazale na našem vzorcu, bi lahko pojasnili z zastopanostjo spola pri vsaki študijski smeri, osebnostnimi lastnostmi, stališči ipd., vendar, kot omenjeno, je bil naš namen izoblikovati slovensko verzijo Lestvice PIU in preveriti njene psihometrične lastnosti. Nadalje je treba Lestvico PIU vsekakor obravnavati nekoliko kritično zaradi majhnega odstotka pojasnjene variance in komunalitet ter nekaj pozornosti nameniti tudi 5. postavki. V prihodnje bi bilo zanimivo preveriti, vsekakor na večjem in bolj reprezentativnem vzorcu, katere spremenljivke določajo ugotovljene povezave in na kakšen način ter kakšno napovedno vrednost imajo različne spremenljivke za pripravljenost na IU. Pomanjkljivost izvedene raziskave se torej kaže v vzorcu, ki obsega majhno število študentov, majhno zastopanost predvsem študentov medicine in manjšo zastopanost študentov zdravstvenih ved. Prav tako je vzorec pretežno ženskega spola. Vrednost izvedene raziskave se kljub temu kaže v odpiranju vprašanj, vezanih na raziskovanje interprofesionalnega učenja in korelacije slednjega z drugimi konstrukti. 5 ZAKLJUČEK V pričujočem članku se je torej pokazalo, da naj bi bili študentje medicine manj pripravljeni na interprofesionalno učenje kot študentje ostalih dveh smeri. Prav tako naj bi bili posamezniki s predhodno izkušnjo z interprofesionalnim učenjem pomembno bolj pripravljeni. Pokazala se je tudi razlika med spoloma, a je treba poudariti, da je bilo v vzorec vključenih zgolj 15 moških. Prevedena in adaptirana Lestvica pripravljenosti na interprofesionalno učenje, ki smo jo izoblikovali med študijo, se je izkazala za zanesljiv merilni pripomoček. Z dodatnim preverjanjem veljavnosti lestvice bi vprašalnik lahko postal uporabnejši. Samo preučevanje interprofesionalnega učenja, pripravljenosti nanj in dela v interdisciplinarnih skupinah je v prihodnje še posebej pomembno glede na načrt vzpostavitve mreže centrov za duševno zdravje otrok in mladostnikov ter centrov za duševno zdravje odraslih, v katerih bodo delovali timi strokovnjakov. LITERATURA 1. Gilbert JH, Yan J in Hoffman SJ. A WHO report: framework for action on interprofessional education and collaborative practice. J Allied Health 2010; 39: 196−197. 2. Hammick M. Interprofessional Education: Concept, Theory and Application. Journal Interprof Care 1998; 12: 323−332. doi:10.3109/13561829809014123 3. Reeves S. Why we need interprofessional education to improve the delivery of safe and effective care. Interface-Comunic, Saúde, Educ 2016; 20: 185−197. doi: 10.1590/1807-57622014.0092 4. Rizzo Parse R. Interdisciplinary and Interprofessional: What are the Differences?. Nurs Sci Q 2015; 28: 5−6. doi: 10.1177/0894318414558624 5. Judge MP, Polifroni EC, Maruca AT, Hobson ME, Leschak A in Zakewicz H. Evaluation of students' receptiveness and response to an interprofessional learning activity across health care disciplines: an approach toward team development in healthcare. Int J Nurs Sci 2015; 2: 93−98. doi: 10.1016/j.ijnss.2015.01.003 6. Avrech Bar M, Katz Leurer M, Warshawski S in Itzhaki M. The role of personal resilience and personality traits of healthcare students on their attitudes towards interprofessional collaboration. Nurse Educ Today 2018; 61: 36−42. doi: 10.1016/j.nedt.2017.11.005 7. Hertweck ML, Hawkins SR, Bednarek ML, Goreczny AJ, Schreiber JL in Sterrett SE. Attitudes toward interprofessional education: comparing physician assistant and other health care professions students. J Physician Assist Educ (Physician Assistant Education Association) 2012; 23: 8−15. doi: 10.1097/01367895-201223020-00003 8. Wilhelmsson M, Ponzer S, Dahlgren LO, Timpka T in Faresjö T. Are female students in general and nursing students more ready for teamwork and interprofessional collaboration in healthcare?. BMC Med Educ 2011; 11: 15. doi: 10.1186/1472-6920-11-15 Nasprotje interesov: Avtorice izjavljajo, da pri raziskavi ne obstaja nasprotje interesov. Financiranje: Raziskava je bila izvedena v okviru projekta ŠIPK (VPMed: razvoj s tehnologijo podprtega učenja za učenje interprofesionalnega sodelovanja), ki ga sofinancirata Ministrstvo za izobraževanje, znanost in šport ter Evropska unija iz Evropskega socialnega sklada. Izvirni znanstveni članek Javno zdravje 2019; 6: 1–12 www.nijz.si/revijajavnozdravje 10.26318/JZ-2019-06 8 9. Wellmon R, Gilin B, Knauss L in Linn MI. Changes in student attitudes toward interprofessional learning and collaboration arising from a case-based educational experience. J Allied Health 2012; 41: 26−34. 10. Hood K, Cant R, Baulch J, Gilbee A, Leech M, Anderson A in Davies K. Prior experience of interprofessional learning enhances undergraduate nursing and healthcare students' professional identity and attitudes to teamwork. Nurse Educ Pract 2014; 14: 117−122. doi: 10.1016/j.nepr.2013.07.013. 11. Simin D, Milutinović D, Brestovački B, Andrijević I in Cigić T. Improvement of teamwork in health care through interprofessional education. Srp Arh Celok Lek 2010; 138: 480−485. 12. Avsec A, Kavčič T in Petrič M. Temeljni vidiki osebnosti. Ljubljana: Znanstvena založba Filozofske fakultete, 2017. 13. Avsec A in Sočan G. Vprašalnik petih velikih faktorjev BFI. V: Avsec A, urednik. Psihodiagnostika osebnosti. Ljubljana: Filozofska fakulteta, Oddelek za psihologijo, 2007: 171–178. 14. Parsell G in Bligh J. Interprofessional learning. Postgraduate Medical Journal 1998; 74: 89−95. doi: 10.1136/pgmj.74.868.89 15. Polak A. Razvijanje in reflektiranje timskega dela v vrtcu. Ljubljana: Pedagoška fakulteta, 2012. 16. Al-Qahtani MF. Measuring healthcare students attitudes toward interprofessional education. J Taibah Univ Med Sci 2016; 11: 579−585. doi:10.1016/j.jtumed.2016.09.003 17. George D in Mallery P. SPSS for Windows step by step: a simple guide and reference. Boston: Allyn and Bacon, 2011. 18. Charness G in Rustichini A. Gender differences in cooperation with group membership. Games Econ Behav 2011; 72: 77–85. doi:10.1016/j.geb.2010.07.006 19. Curran VR, Sharpe D, Forristall J in Flynn K. Attitudes of health sciences students towards interprofessional teamwork and education. Learn Health Soc Care 2008; 7: 146–156. doi:10.1111/j.1473-6861.2008.00184.x 20. Rothmann S in Coetzer EP. The big five personality dimensions and job performance. SA J Indu Psychol 2003; 29: 68–74. doi: 10.4102/sajip.v29i1.88 21. Persky AM, Henry T in Campbell A. An exploratory analysis of personality, attitudes, and study skills on the learning curve within a team-based learning environment. Am J Pharm Educ 2015; 79: 20. doi:10.5688/ajpe79220 22. Hogan J in Holland B. Using theory to evaluate personality and job-performance relations: A socioanalytic perspective. J Appl Psychol 2003; 88: 100–112. doi: 10.1037/0021-9010.88.1.100 23. Porter COLH, Hollenbeck JR, Ilgen DR, Ellis APJ, West BJ in Moon H. Backing up behaviors in teams: The role of personality and legitimacy of need. J Appl Psychol 2003; 88: 391–403. 24. Lepine JA in Dyne LV. Voice and cooperative behavior as contrasting forms of contextual performance: Evidence of differential relationships with big five personality characteristics and cognitive ability. J Appl Psychol 2001; 86: 326−336. doi:10.1037//0021- 9010.86.2.326 Izvirni znanstveni članek Javno zdravje 2019; 6: 1–12 PRILOGE Tabela 1: Deskriptivna statistika spremenljivk Postavka N M SD Min. Maks. S K Sp. meja Zg. meja 1. Učinkovitejši del tima 110 4,273 0,689 2 5 –1,101 2,337 4,144 4,402 2. Koristnost 110 4,282 0,692 2 5 –0,609 –0,057 4,153 4,411 3. Razumevanje kliničnih problemov 110 3,991 0,972 1 5 –1,141 0,986 3,809 4,173 4. Komunikacijske spretnosti 110 3,773 0,915 2 5 –0,408 –0,571 3,602 3,944 5. Spretnosti dela v timu 110 4,309 0,763 1 5 –1,222 2,414 4,166 4,452 6. Razumevanje poklicnih omejitev 109 3,670 0,943 1 5 –0,436 –0,360 3,493 3,847 7. Dobri delovni odnosi 110 3,982 0,801 1 5 –0,621 0,760 3,832 4,132 8. Pozitivno mišljenje o drugih 110 3,891 0,871 1 5 –0,549 0,169 3,728 4,054 9. Spoštovanje in zaupanje 109 4,596 0,563 3 5 –1,023 0,066 4,490 4,702 10. Izguba časa 109 3,743 0,985 1 5 –0,941 0,740 3,558 3,928 11. Ni nujno 108 2,759 0,965 1 5 0,313 –0,454 2,577 2,941 12. Efektivno učenje 110 3,155 1,102 1 5 –0,271 –0,666 2,949 3,361 13. Boljše komuniciranje 109 4,009 0,726 2 5 –0,457 0,207 3,873 4,145 14. Skupinski projekti 110 4,064 0,733 2 5 –0,812 1,157 3,927 4,201 15. Skupna predavanja 110 4,045 0,783 1 5 –1,016 1,969 3,899 4,191 16. Pojasnitev narave problema 110 4,064 0,827 1 5 –1,210 2,548 3,909 4,219 17. Boljši timski delavec 108 4,037 0,808 2 5 –0,501 –0,267 3,885 4,189 18. Poklicna vloga 110 2,745 1,161 1 5 0,334 –0,535 2,528 2,962 19. Znanje in spretnosti 110 3,236 1,049 1 5 –0,344 –0,442 3,040 3,432 Spol 106 0,142 0,350 / / 2,087 2,399 0,075 0,209 Starost 110 20,954 0,917 20 25 1,418 3,437 20,783 21,125 Izkušnje z interprofesionalnim učenjem 102 1,755 0,432 / / –1,203 –0,564 1,671 1,839 Opombe: * Sp. meja = 95-odstotni interval zaupanja (spodnja meja); zg. meja = 95-odstotni interval zaupanja (zgornja meja). www.nijz.si/revijajavnozdravje 10.26318/JZ-2019-06 9 Izvirni znanstveni članek Javno zdravje 2019; 6: 1–12 Tabela 2: Korelacije med postavkami Lestvice PIU19 Opombe: * Korelacija je statistično pomembna pri p ≤ 0,05. ** Korelacija je statistično pomembna pri p ≤ 0,01. 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 1 1,000 2 0,452** 1,000 3 0,387** 0,304** 1,000 4 0,492** 0,218* 0,255** 1,000 5 0,292** 0,163 0,214** 0,246** 1,000 6 0,410** 0,286** 0,539** 0,339** 0,243* 1,000 7 0,358** 0,324** 0,341** 0,370** 0,234* 0,468** 1,000 8 0,325** 0,371** 0,313** 0,199* 0,231* 0,478** 0,536** 1,000 9 0,145 0,154 0,145 0,141 0,037 0,047 0,024 0,078 1,000 10 0,332** 0,305** 0,503** 0,193* 0,360** 0,461** 0,301** 0,358** 0,228* 1,000 11 0,350** 0,282** 0,412** 0,213* 0,176 0,437** 0,341** 0,410** 0,138 0,495** 1,000 12 0,186 0,195* 0,344** 0,308** 0,237* 0,154 0,055 0,113 –0,038 0,198* 0,180 1,000 13 0,455** 0,404** 0,300** 0,409** 0,328** 0,478** 0,460** 0,380** 0,076 0,386** 0,254** 0,044 1,000 14 0,365** 0,308** 0,220* 0,295** 0,211* 0,271** 0,471** 0,284** 0,175 0,194* 0,270** 0,147 0,304** 1,000 15 0,300** 0,365** 0,290** 0,258** 0,176 0,320** 0,455** 0,384** 0,147 0,272** 0,308** 0,151 0,307** 0,635** 1,000 16 0,404** 0,289** 0,412** 0,213* 0,201* 0,429** 0,348** 0,519** 0,036 0,393** 0,366** 0,090 0,490** 0,190* 0,279** 1,000 17 0,218** 0,181 0,263** 0,265** 0,179 0,441** 0,434** 0,417** 0,034 0,413** 0,268** 0,110 0,469** 0,410** 0,563** 0,306** 1,000 18 –0,222* –0,001 0,047 –0,115 –0,252** 0,136 –0,173 0,000 –0,013 –0,006 –0,193* –0,112 0,090 –0,164 –0,078 0,065 0,030 1,000 19 –0,204* –0,055 –0,178 –0,068 –0,172 –0,144 –0,082 –0,0,92 –0,046 –0,116 –0,089 -0,365** –0,063 –0,020 0,076 –0,070 0,110 0,178 1,000 www.nijz.si/revijajavnozdravje 10.26318/JZ-2019-06 1 Izvirni znanstveni članek Javno zdravje 2019; 6: 1–12 Tabela 3: Nasičenosti, komunalitete, lastne vrednosti in varianca za Lestvico PIU19 Nasičenosti Komunalitete po izločanju Postavka K 1 K 2 K 3 K 4 6. Razumevanje poklicnih omejitev 0,690 0,027 0,398 –0,035 0,666 13. Boljše komuniciranje 0,681 0,141 0,184 –0,354 0,685 17. Boljši timski delavec 0,663 0,391 –0,039 –0,005 0,703 7. Dobri delovni odnosi 0,660 0,277 –0,134 –0,169 0,590 8. Pozitivno mišljenje o drugih 0,655 0,142 0,171 –0,013 0,553 16. Pojasnitev narave problema 0,650 –0,042 0,335 –0,160 0,618 10. Izguba časa 0,650 –0,196 0,207 0,239 0,613 1. Učinkovitejši del tima 0,634 –0,201 –0,147 –0,228 0,692 3. Razumevanje kliničnih problemov 0,611 –0,276 0,290 0,282 0,640 15. Skupna predavanja 0,605 0,404 –0,334 0,278 0,770 11. Ni nujno 0,597 –0,164 0,037 0,216 0,584 14. Skupinski projekti 0,559 0,307 –0,516 0,177 0,736 4. Komunikacijske spretnosti 0,549 –0,141 –0,287 –0,401 0,779 2. Koristnost 0,547 0,045 0,026 0,127 0,557 5. Spretnosti dela v timu 0,404 –0,311 –0,185 –0,297 0,461 19. Znanje in spretnosti –0,126 0,703 0,022 –0,044 0,518 12. Efektivno učenje 0,360 –0,565 –0,103 0,107 0,776 18. Poklicna vloga –0,058 0,282 0,691 0,146 0,828 9. Spoštovanje in zaupanje 0,269 –0,112 –0,251 0,553 0,688 Lastna vrednost 5,885 1,736 1,551 1,131 % variance 30,972 9,138 8,165 5,951 Odstotek pojasnjene variance 54,226 % Opombe: K = komponenta Tabela 4: Rezultati paralelne analize Lestvice PIU19 Komponenta Lastna vrednost Lastna vrednost n. g. p. Percentil 1 5,885 1,851 2,059 2 1,736 1,677 1,778 3 1,551 1,551 1,648 4 1,131 1,443 1,524 5 1,087 1,341 1,421 6 1,067 1,249 1,311 7 0,905 1,164 1,243 8 0,845 1,088 1,159 9 0,759 1,017 1,081 10 0,592 0,947 1,006 11 0,552 0,880 0,936 12 0,534 0,813 0,873 13 0,468 0,753 0,812 14 0,459 0,693 0,755 15 0,382 0,632 0,697 16 0,309 0,574 0,622 17 0,296 0,509 0,562 18 0,248 0,444 0,500 19 0,194 0,375 0,428 Opombe: Lastna vrednost n. g. p. = lastna vrednost naključno generiranih podatkov. www.nijz.si/revijajavnozdravje 10.26318/JZ-2019-06 11 Izvirni znanstveni članek Javno zdravje 2019; 6: 1–12 Glede na rezultate originalnega testa MAP bi pri Lestvici PIU19 izločili 1 komponento, po rezultatih revidirane verzije testa prav tako 1 komponento. Lastna vrednost te komponente (glede na test MAP) znaša 5,884. V spodnji tabeli je prikazan Cronbachov α ob izbrisu posamezne postavke za Lestvico PIU19. Ob vključitvi vseh postavk bi le-ta znašal 0,826. Tabela 8 pa prikazuje Cronbachov α ob izbrisu posamezne postavke za Lestvico PIU15. Za celotno lestvico Cronbachov α znaša 0,878. Tabela 5: Cronbachov koeficient alfa ob izbrisu določene postavke za Lestvico PIU19 Št. postavke α ob izbrisu postavke 1 0,815 2 0,816 3 0,810 4 0,816 5 0,824 6 0,806 7 0,812 8 0,810 9 0,827 10 0,809 11 0,814 12 0,828 13 0,810 14 0,816 15 0,812 16 0,810 17 0,809 18 0,849 19 0,849 Tabela 6: Cronbachov koeficient alfa ob izbrisu določene postavke za Lestvico PIU15 Št. postavke α ob izbrisu postavke 1 0,870 2 0,873 3 0,871 4 0,874 5 0,878 6 0,865 7 0,867 8 0,868 10 0,868 11 0,871 13 0,868 14 0,872 15 0,870 16 0,868 17 0,867 www.nijz.si/revijajavnozdravje 10.26318/JZ-2019-06 12