張宜民 馮學(xué)山 婁繼權(quán) 浦良發(fā) 景 湲

職業(yè)倦怠(occupational burnout)一詞由心理學(xué)家Freudenberger于1974年首次提出，它所引起的職業(yè)衛(wèi)生問題已經(jīng)越來越突出，并成為了追求美好工作生活的嚴(yán)重障礙［1-2］。國外對(duì)職業(yè)倦怠的研究最早是從醫(yī)護(hù)人員開始的，比較有代表性的理論包括Maslach的三維模型、Hobfoll和Freedy的資源存儲(chǔ)理論(COR)、Schaufel和Demerouti的工作需求-資源模型(JD-R)等［3-5］。我國醫(yī)療體制錯(cuò)綜復(fù)雜，醫(yī)生工作強(qiáng)度大，醫(yī)患矛盾尖銳，潛藏著倦怠發(fā)生的高危因素，但國內(nèi)對(duì)此方面的研究起步相對(duì)較晚，且多半是研究述評(píng)或直接采納國外一般性量表進(jìn)行調(diào)查［6-9］，而對(duì)于量表結(jié)構(gòu)是否具有一定的跨文化、跨行業(yè)適應(yīng)性缺乏考證?；诖耍疚脑趨⒖枷嚓P(guān)研究成果的基礎(chǔ)上［10-12］，試圖經(jīng)過訪談和預(yù)調(diào)查程序編制針對(duì)我國城市公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)醫(yī)生的職業(yè)倦怠問卷(physicians'occupational burnout questionnaire，簡稱POBQ-PMI)，并在不同地區(qū)的樣本中驗(yàn)證POBQ-PMI的潛在因素結(jié)構(gòu)及其可靠性，以期為今后研究提供科學(xué)的測(cè)評(píng)工具。

資料與方法

1.資料來源及抽樣

以湖北省城市公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)醫(yī)生為對(duì)象，采用分層整群隨機(jī)抽樣技術(shù)，先將該省十三個(gè)地級(jí)市按經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分為好、中、差三類，從中分別抽取了武漢、十堰、荊門三市，再在每個(gè)地級(jí)市中以機(jī)構(gòu)級(jí)別為分層標(biāo)準(zhǔn)抽取若干公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)，最后在各樣本機(jī)構(gòu)內(nèi)隨機(jī)抽取相應(yīng)數(shù)量的臨床醫(yī)生開展問卷調(diào)查。共實(shí)際調(diào)查了67家城市公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)(一級(jí)40家、二級(jí)18家、三級(jí)9家)，發(fā)放問卷1 550份，回收1 497份，其中合格問卷1 451份，有效回收率為96.93%。

2.問卷設(shè)計(jì)

以李永鑫等(2005)編制的 CMBI(15項(xiàng))為基礎(chǔ)［12］，同時(shí)結(jié)合對(duì)臨床醫(yī)生的訪談信息，自行編制了城市公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)醫(yī)生職業(yè)倦怠問卷初稿(14項(xiàng))，其中刪除了2個(gè)原有條目，但又新增了1個(gè)條目，并在較大程度上修改了指標(biāo)語句的表達(dá)方式，使之與我國醫(yī)生的行業(yè)與工作特點(diǎn)更為貼切。經(jīng)預(yù)調(diào)查(n=276)探索性因素分析(EFA)，進(jìn)一步去掉了負(fù)荷值小于0.40的3個(gè)條目，對(duì)剩余11個(gè)條目重新進(jìn)行因素分析，主要萃取了情緒耗竭(5項(xiàng)，26.07%)、人格解體(3項(xiàng)，15.85%)和成就感降低(3項(xiàng)，15.42%)三個(gè)因子，對(duì)總變異的累計(jì)貢獻(xiàn)率為57.33%。調(diào)查問卷同質(zhì)信度(Cronbach's α coefficient)為0.848，各維度同質(zhì)信度分別為0.893、0.775和0.819，表明測(cè)量結(jié)果具有一致性。采用Likert五點(diǎn)記分尺度:“非常同意”到“非常不同意”依次賦“5分”～“1分”。

3.調(diào)查方法與質(zhì)量控制

由經(jīng)過培訓(xùn)后的本專業(yè)研究生擔(dān)任調(diào)查員，對(duì)抽取的醫(yī)生作解釋說明后，采用自填問卷法收集資料，經(jīng)審核、補(bǔ)漏后當(dāng)場(chǎng)收回問卷。調(diào)查時(shí)間為2011年3月至4月。問卷資料全部收回后，根據(jù)以下三項(xiàng)原則剔除無效問卷:一是人口學(xué)資料填答不完全且無法推斷;二是問卷主體部分存在3個(gè)以上缺失值;三是反應(yīng)傾向過于集中或答案呈波浪狀等明顯偏性特征。然后，將有效問卷依次編號(hào)，采用SPSS16.0軟件統(tǒng)一建庫、并庫，數(shù)據(jù)錄入時(shí)遵從雙重平行錄入法則，并進(jìn)行兩次邏輯校正查錯(cuò)程序，以保證進(jìn)入分析階段的數(shù)據(jù)是可信的。

4.統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

根據(jù)國內(nèi)外相關(guān)研究綜述及預(yù)調(diào)查探索性因素分析結(jié)果，構(gòu)建了二個(gè)競(jìng)爭性假設(shè)模型，使用Amos7.0結(jié)構(gòu)模型軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析(CFA)，并在此基礎(chǔ)上，對(duì)所選擇的適宜測(cè)量因素模型進(jìn)一步作多樣本恒等性檢驗(yàn)(multi-group invariance test，MGIT)［13］。

結(jié) 果

1.樣本基本情況描述

在進(jìn)入分析的調(diào)查人群中，武漢市501人，十堰市476人，荊門市474人;三級(jí)公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)594人，二級(jí)公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)489人，一級(jí)公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)368人。其中，男性占多數(shù)(66.2%);平均年齡為35.3周歲，其中40歲及以下占75.6%;婚姻狀況以已婚為主(77.7%);受教育水平以本科最多(54.2%)，碩士及以上占15.4%;76.3%的醫(yī)生職稱為主治醫(yī)師及以下，其中無職稱者占11.3%;大內(nèi)科和大外科的醫(yī)生共占54.7%，婦產(chǎn)科與兒科醫(yī)生分別占9.1%和3.4%，醫(yī)技科室醫(yī)生占11.2%;醫(yī)生收入在1001-2000元最多(37.0%)，其次為 2001～3000元(29.6%);82.2%被調(diào)查醫(yī)生為正式在編。

2.醫(yī)生職業(yè)倦怠結(jié)構(gòu)的驗(yàn)證性因素分析

競(jìng)爭性假設(shè)模型的建立:(1)二因素結(jié)構(gòu)模型Model 1，認(rèn)為職業(yè)倦怠中耗竭維度是必要的，其他兩方面附帶作為應(yīng)對(duì)方式或結(jié)果［14］，即將耗竭的5個(gè)項(xiàng)目負(fù)荷于一個(gè)因素上，其余6個(gè)項(xiàng)目合并負(fù)荷于另一個(gè)因素;(2)三因素結(jié)構(gòu)模型Model 2，如同Maslach的經(jīng)典三維概念［3］及預(yù)調(diào)查EFA結(jié)果，11個(gè)項(xiàng)目分別對(duì)應(yīng)負(fù)荷于情緒耗竭、人格解體、成就感降低三個(gè)因素上。

二個(gè)備擇模型在三個(gè)地區(qū)的樣本人群及其所構(gòu)成的總樣本上的具體擬合情況見表1?？梢姡瑹o論是在三個(gè)不同地區(qū)的樣本、還是總樣本上，三因素模型Model 2的擬合指數(shù)均好于二因素模型Model 1，因此可以選擇拒絕二因素結(jié)構(gòu)模型。但遺憾的是，三因素結(jié)構(gòu)模型Model 2與實(shí)際數(shù)據(jù)的擬合狀態(tài)也并不十分理想，需要根據(jù)修正分?jǐn)?shù)(modification indices，MI)對(duì)模型進(jìn)行一定的修飾。在允許MI較大的兩對(duì)測(cè)量誤差項(xiàng)之間(感情麻木δ1～情緒耗盡δ2;生理障礙δ4～壓力焦慮δ5)相關(guān)后，調(diào)整的三因素模型Model 3基本達(dá)到了既定的擬合標(biāo)準(zhǔn)，且在不同地區(qū)的樣本上同樣都得到了數(shù)據(jù)支持，其擬合效果均明顯優(yōu)于最初的三因素模型。經(jīng)調(diào)整后的三因素結(jié)構(gòu)模型Model 3的參數(shù)估計(jì)值(因素載荷、因素協(xié)方差)及測(cè)量題目變異解釋度(SMC，多元相關(guān)平方)如圖1所示。

表1 城市公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)醫(yī)生職業(yè)倦怠因素模型擬合效果評(píng)鑒指數(shù)

圖1 調(diào)整的三因素模型Model3路徑圖(總樣本)

3.調(diào)整的三因素模型的多樣本恒等性檢驗(yàn)

跨樣本因素恒等性檢驗(yàn)基本原理為:共假設(shè)四個(gè)逐步設(shè)限的嵌套模型，通過分別與上一個(gè)模型相比較，觀察模型間卡方值擬合差異的變化(△χ2，△DF)是否具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，來決定恒等性的存在與否［13，15］，以考驗(yàn)調(diào)整后的三因素結(jié)構(gòu)Model 3的敏感性。由表2可知，隨著限制的增加，嵌套模型擬合效果逐步趨差，因素載荷恒等模型與基準(zhǔn)模型的⊿CMIN=25.941，⊿DF=16，P＞0.05，表明調(diào)整的三因素模型Model 3的因素載荷在不同地區(qū)樣本上具有恒等性。同理可以得出，Model 3在因素方差與協(xié)方差、測(cè)量誤差方差上并不滿足多樣本恒等性(P＜0.05)。

表2 調(diào)整的醫(yī)生職業(yè)倦怠三因素模型多樣本恒等性檢驗(yàn)結(jié)果

討 論

1.盡管國外已有如MBI、BM、S-MBM 等諸多職業(yè)倦怠的成熟量表可供選擇，但它們均植根于西方發(fā)達(dá)國家的文化土壤之中，很難體現(xiàn)中國特色的背景元素和我國醫(yī)療衛(wèi)生行業(yè)的典型特征，能否直接“為我所用”在某種程度上尚存疑慮。在當(dāng)前醫(yī)療衛(wèi)生體制改革的關(guān)鍵時(shí)期，醫(yī)生作為利益相關(guān)者之一對(duì)改革成敗起著至關(guān)重要的作用，同時(shí)也承載著巨大的職業(yè)責(zé)任與壓力，其身心健康利益訴求理應(yīng)得到支持，因此，專門開發(fā)適用于我國公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)醫(yī)生這一特定對(duì)象的職業(yè)倦怠測(cè)量工具，無疑是非常有價(jià)值的。

2.從模型擬合效果角度來看，總樣本及各地區(qū)樣本的CFA結(jié)果顯示，三因素結(jié)構(gòu)模型Model 2在所有擬合指數(shù)上均優(yōu)于二因素結(jié)構(gòu)模型Model 1，這與Byrne(1991，18 項(xiàng))、Schutte(2000，16 項(xiàng))、李永鑫(2005，15項(xiàng))等國內(nèi)外大多數(shù)研究結(jié)果是一致的［12，16-17］，說明采用情感耗竭、人格解體和成就感低落三因素模型來解釋我國城市公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)醫(yī)生的職業(yè)倦怠問題同樣是比較適宜的。但是，本研究使用的觀測(cè)指標(biāo)較少，因此所構(gòu)建的三因素結(jié)構(gòu)模型更加簡潔。

在考慮到具備理論可行性的基礎(chǔ)上，在情感耗竭因素內(nèi)部設(shè)置了二對(duì)誤差相關(guān)的修飾程序后，經(jīng)調(diào)整的三因素模型Model 3的整體擬合度得到顯著提升，因素載荷參數(shù)估計(jì)值及觀測(cè)指標(biāo)的SMC得分(實(shí)質(zhì)上即為λ2)均達(dá)到了Tabachnick和 Fidell所建議的標(biāo)準(zhǔn)(λ≥0.50)［18］，即所設(shè)定的潛在變量能夠解釋觀測(cè)變量足夠的變異，表明對(duì)最初的三因素模型Model 2的修正在經(jīng)驗(yàn)上是可取的。并且，這一擬合趨勢(shì)在不同地區(qū)的樣本人群中都存在，顯示該模型結(jié)構(gòu)具有跨樣本穩(wěn)定性。因此，經(jīng)調(diào)整的三因素結(jié)構(gòu)模型Model 3予以接受。但是，測(cè)量模型中的誤差相關(guān)說明這些條目之間還存在某種意義上的內(nèi)容相關(guān)，至于能否將誤差相關(guān)視為合理并納入假設(shè)模型中解釋取樣誤差還存在爭議，因?yàn)樗cCFA的理論先驗(yàn)性和誤差獨(dú)立假設(shè)要求不符［13，15］，故實(shí)際運(yùn)用中應(yīng)注意在表達(dá)上將其區(qū)別開來。

在調(diào)整的三因素結(jié)構(gòu)模型Model 3能夠獲得不同樣本支持的前提下，可進(jìn)一步針對(duì)該測(cè)量模型內(nèi)的各估計(jì)參數(shù)進(jìn)行等同性考察。值得注意的是，在設(shè)置嵌套模型時(shí)，因素方差與協(xié)方差、測(cè)量誤差方差的恒等性設(shè)定須在因素載荷參數(shù)恒等存在的前提下進(jìn)行，否則即缺乏恒等檢驗(yàn)的邏輯合理性，因此我們通常重點(diǎn)關(guān)注的是因素載荷。在方法學(xué)上，如果某一限定模型的恒等性不存在(△χ2達(dá)到顯著性)，則應(yīng)停止下一步的恒等性考察。經(jīng)卡方差異檢驗(yàn)顯示，因素載荷參數(shù)在三個(gè)地區(qū)樣本上滿足測(cè)量的恒等特性，顯示利用同一套測(cè)量問卷對(duì)不同地區(qū)的受試對(duì)象進(jìn)行測(cè)驗(yàn)時(shí)信度是基本可靠的，但同有關(guān)學(xué)者的觀點(diǎn)一樣，一般很難同時(shí)做到因素方差與協(xié)方差或測(cè)量殘差之間的相等［15］。

3.從方法學(xué)角度來看，本研究吸收了心理學(xué)測(cè)量領(lǐng)域的前沿成果，即采用EFA與CFA相結(jié)合的方法進(jìn)行量表結(jié)構(gòu)研究，調(diào)整的三因素結(jié)構(gòu)模型Model 3在技術(shù)特征上表現(xiàn)如下優(yōu)勢(shì):(1)探索性與驗(yàn)證性因素分析分別使用不同樣本，避免了利用同一樣本數(shù)據(jù)的自我驗(yàn)證之不足;(2)該測(cè)量模型相對(duì)更為簡潔，擬合效果也達(dá)到了可接受水平，即具有較好的結(jié)構(gòu)效度;(3)測(cè)量結(jié)構(gòu)模型在多個(gè)地區(qū)的樣本上得到了交叉驗(yàn)證，且滿足因素載荷恒等性，表明具有較高的內(nèi)在信度水平;(4)不存在某一個(gè)或多個(gè)項(xiàng)目同時(shí)負(fù)荷于不同因素上的多維情況。

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