彭瑩 涂惠 馬兆佳 熊曉云 郭婷 熊楚妍 程婷 陳祎慧 李雯欣

自我能力否定傾向（Impostor Phenomenon，IP）是指個體懷疑自己的能力或智商不足，并將取得成功歸因于運氣等外部因素的一種心理[1]。據(jù)不完全統(tǒng)計，70%的美國人在一生中至少經(jīng)歷一次與IP 一致的感受[2]。國外研究已證實，IP 與消極的心理健康結(jié)果有關(guān)，如焦慮、抑郁、職業(yè)倦怠和自殺[3-5]。不同文化、職業(yè)的人群都會受到IP 的影響[6-7]。文獻回顧顯示，IP 也存在于護理管理者中[8]。護理管理者肩負(fù)的角色多樣，既是臨床護理工作的監(jiān)督者，又是科室護理管理的執(zhí)行者，承擔(dān)著科室人力、物力、財力管理及護理教學(xué)和科研等多方面工作，其工作常處于超負(fù)荷狀態(tài)。有學(xué)者調(diào)查我國某醫(yī)院護理管理者，結(jié)果顯示，其心理健康現(xiàn)狀不容樂觀，其中焦慮、抑郁、職業(yè)倦怠等負(fù)性情緒突出，而IP 將增加產(chǎn)生此類負(fù)性情緒的風(fēng)險，加重其身心負(fù)擔(dān)[9]。目前研究多關(guān)注臨床護士的心理健康，而關(guān)注護理管理者身心健康的研究較少。本研究引進的自我能力否定傾向量表（Clance Impostor Phenomenon Scale，CIPS）由美國Clance 教授[10]于1985 年編制，是目前用來評估IP的經(jīng)典工具，在美國等以英語為母語的國家廣泛應(yīng)用，德國、韓國、俄羅斯、巴西、克羅地亞等國家也先后翻譯了各自語言版本的量表[11-15]，目前國內(nèi)尚未發(fā)現(xiàn)CIPS 的漢化版本。本研究根據(jù)規(guī)范的流程，獲得原量表作者授權(quán)后漢化該量表并在醫(yī)院護理管理者中檢驗其信度、效度，以期為后續(xù)開展IP 相關(guān)研究提供可靠的評估工具。

1 對象與方法

1.1 研究對象

在2021 年10 月至2022 年2 月期間，采用便利抽樣法選取來自江西省10 家醫(yī)院的護理管理者為研究對象。納入標(biāo)準(zhǔn)：①目前擔(dān)任醫(yī)院護理管理者職位，包括病區(qū)護士長、科護士長、總護士長、護理部副主任、護理部主任及分管護理的其他管理者職位；②所在醫(yī)院等級為三級甲等，醫(yī)院所有制形式不限，醫(yī)院類型不限（包括綜合和?？漆t(yī)院）；③同意參加本研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：①調(diào)查期間在職不在崗；②調(diào)查期間無法填寫問卷。本研究已通過南昌大學(xué)第二附屬醫(yī)院生物醫(yī)學(xué)研究倫理委員會審查，審批號為（2022）醫(yī)研倫審第（62）號。

1.2 研究方法

1.2.1 原量表介紹

CIPS 是1985 年由Clance 教授編制[10]，已先后被翻譯為德國[11]、韓國[12]、俄羅斯[13]、巴西[14]和克羅地亞[15]等語言版本，被廣泛用于各種人群中[6-7]。該量表包括20 個條目，包括虛假（13 個條目）、運氣（4 個條目）和折扣（3 個條目）3 個維度，采用Likert 5 級評分，“非常正確”計5 分、“經(jīng)?！庇? 分、“有時”計3 分、“很少”計2 分、“非常不正確”計1 分，均為正向計分條目，分?jǐn)?shù)越高表示IP 越嚴(yán)重。量表信度較好，總Cronbach’sα系數(shù)為0．920，各維度的Cronbach’sα系數(shù)為0．70 ～0．84。

1.2.2 量表漢化

獲得Clance 教授量表漢化授權(quán)后，根據(jù)Brislin 翻譯模型[16]，對CIPS 進行翻譯、回譯、原作者審核、文化調(diào)適并進行預(yù)調(diào)查。①翻譯：2 名翻譯人員（英語專業(yè)博士和護理學(xué)專業(yè)博士，均有國外學(xué)習(xí)經(jīng)歷）單獨翻譯后，將2 份翻譯初稿合并，研究者加入翻譯小組，對有爭議之處討論修改直至3人達成一致，形成CIPS 翻譯稿。②回譯：2 名未接觸過CIPS 的回譯人員（護理心理學(xué)專業(yè)博士和已取得博士學(xué)位的英語教師）將CIPS 翻譯稿單獨譯回英文后，將2 份回譯初稿合并，研究者加入回譯小組，對有爭議之處進行討論、修改，直至3人意見一致，形成CIPS回譯稿。③原作者審核：將CIPS 回譯稿通過電子郵件發(fā)給Clance 教授審核。根據(jù)Clance 教授的反饋結(jié)果，召開研究小組討論會，修改翻譯稿，形成CIPS 中文版初稿。④跨文化調(diào)適：邀請6 名心理護理學(xué)和心理治療領(lǐng)域且相應(yīng)臨床經(jīng)驗豐富的具有中級及以上職稱的專家，參照原量表對CIPS 中文版初稿進行跨文化調(diào)適，并采用Likert 4 級評分法的內(nèi)容效度評價表評估中文版CIPS 的內(nèi)容效度，“不相關(guān)”計1 分，“弱相關(guān)”計2 分，“比較相關(guān)”計3 分，“非常相關(guān)”計4 分。⑤預(yù)調(diào)查：隨機選取15 名醫(yī)院護理管理者進行預(yù)調(diào)查，評估中文版量表表達是否清晰。在預(yù)調(diào)查過程中，調(diào)查對象表示條目內(nèi)容通俗易懂，易于理解，因此，此階段量表條目內(nèi)容未作修改。

1.2.3 資料收集方法

采用問卷星進行線上調(diào)查，取得醫(yī)院相關(guān)部門同意，統(tǒng)一由一名經(jīng)過培訓(xùn)的調(diào)查員發(fā)放問卷。使用統(tǒng)一指導(dǎo)語說明研究目的及填寫要求，并告知被調(diào)查者匿名填寫和自愿參加原則，如同意參加，需要簽署知情同意書才能納入此次調(diào)查。通過問卷星在線發(fā)放2 輪問卷，共調(diào)查333 名來自醫(yī)院的護理管理者，發(fā)放并回收333 份問卷（第一輪111 份、第二輪222 份），問卷回收率為100．0%，剔除無效問卷后，有效問卷為315 份，第一輪用于探索性因子分析的問卷有105 份，第二輪用于驗證性因子分析的問卷有210 份，問卷有效率為94．6%。間隔2 周隨機選取20 名護理管理者進行復(fù)測，問卷回收率為100．0%，有效率為100．0%。

1.2.4 統(tǒng)計學(xué)方法

使用SPSS 26．0 軟件進行數(shù)據(jù)分析，包括描述性統(tǒng)計、項目分析、探索性因子分析以及內(nèi)容效度、內(nèi)部一致性信度和重測信度。符合正態(tài)分布的定量資料采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差描述；定性資料采用頻數(shù)和構(gòu)成比進行統(tǒng)計描述。使用AMOS 26．0軟件進行驗證性因子分析。本研究的檢驗水準(zhǔn)取α=0．05（雙側(cè)）。

2 結(jié)果

2.1 醫(yī)院護理管理者的一般資料

315 名醫(yī)院護理管理者年齡為（40．55±6．50）歲，工作年限為（21．71±7．49）年，現(xiàn)任職務(wù)年限（6．58±5．75）年，其他資料見表1。

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2.2 跨文化調(diào)適結(jié)果

為保證量表更符合我國文化背景和語言習(xí)慣，結(jié)合專家建議，經(jīng)研究小組討論并修改了3 個條目的表述。將條目2“我給人的印象是我比真實的自己更有能力”修改為“我能夠給人一種更能干的（超出自己實際能力的）印象”。將條目15“當(dāng)我在某任務(wù)上已經(jīng)取得成功，我的成就得到認(rèn)可時，我會懷疑自己能否在同樣的任務(wù)繼續(xù)重復(fù)這一成功”修改為“當(dāng)我在某件事情上取得成功，并得到認(rèn)可時，我會懷疑自己能否繼續(xù)取得同樣的成功”。將條目16“如果我完成的事情得到很多贊揚和認(rèn)可，我傾向于忽視我所做的那些事情的價值”修改為“如果我因為完成了某些事而得到很多贊揚和認(rèn)可，我傾向于認(rèn)為我所做的那些事情并沒有如此重要”。

2.3 項目分析結(jié)果

采用2 種方法進行項目分析。第一種是題總相關(guān)法，計算量表各條目得分與總分之間的相關(guān)系數(shù)。由于各條目得分和總分的數(shù)據(jù)呈正態(tài)分布，采用Pearson 相關(guān)分析。條目1、條目2 和條目19 的Pearson 相關(guān)系數(shù)＜0．4，應(yīng)予以刪除。剩余17 個條目的Pearson 相關(guān)系數(shù)為0．454 ～0．748（P均＜0．001）。第二種是臨界比值法，將總分按降序排列，選擇前27%（前85 例）為高分組，后27%（后85 例）為低分組，采用兩獨立樣本t檢驗比較高分組和低分組之間的差異，t值即臨界比值（Critical Ratio，CR），結(jié)果顯示，條目1 和條目2 的CR 值＜3（P＞0．05），應(yīng)予以刪除。剩余18 個條目的CR 值為4．302 ～16．176（P＜0．001）。根據(jù)條目刪除后量表總Cronbach’sα系數(shù)提高的標(biāo)準(zhǔn)[17]，刪除條目1 和條目2 的量表總Cronbach’sα系數(shù)為0．879，在此基礎(chǔ)上刪除條目19后，量表的Cronbach’sα系數(shù)上升至0．887，同時與專家討論，決定刪除條目1“盡管在接受任務(wù)前擔(dān)心自己不能做好，但我常常能夠順利完成”、條目2“我能夠給人一種更能干的（超出自己實際能力的）印象”和條目19“如果我即將晉升或獲得某種認(rèn)可，我會猶豫是否要告訴別人，除非這件事已成事實”。

2.4 效度分析結(jié)果

2.4.1 結(jié)構(gòu)效度

探索性因子分析樣本量至少為100，當(dāng)變量的共同度（h2）較大時，小樣本可以確保因子載荷的穩(wěn)定[18]。對剩余的17 個條目進行探索性因子分析，KMO 值為0．854，Bartlett球形檢驗顯著性好，χ2=816．127，df=136，P＜0．001，說明數(shù)據(jù)進行因子分析效果較好。根據(jù)特征值大于1 的標(biāo)準(zhǔn)，使用主軸法進行因子提取，初步提取4 個因子，累計方差解釋率為51．7%。然而，條目3、條目5、條目7、條目8、條目12、條目16 和條目20 表現(xiàn)不佳（h2＜0．4），被逐一剔除，最終剩余10 個條目，提取2 個因子。仍采用主軸法進行提取，設(shè)定提取2 個因子，累計方差解釋率為54．5%；采用直接斜交法（Delta=0）進行旋轉(zhuǎn)，模式矩陣下的因子載荷分布見表2。

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驗證二因子模型結(jié)構(gòu)。Jackson等[19]推薦常使用以下擬合指數(shù)來評估模型，二因子原始模型擬合指數(shù)為χ2/df=4．533，P＜0．001，GFI=0．876，AGFI=0．800，CFI=0．862，TLI=0．817，RMSEA=0．13，模型擬合效果不理想。后根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷量要求大于0．5 和修正指數(shù)（MI）進行修正，逐一刪除條目15 和條目6，得到了令人滿意的結(jié)果。修正的二因子模型見圖1，其擬合指數(shù)為χ2/df=2．225，P=0．002，GFI=0．952，AGFI=0．909，CFI=0．959，TLI=0．940，RMSEA=0．077，符合測量學(xué)標(biāo)準(zhǔn)[20]，見表3。中文版CIPS 的最終因子結(jié)構(gòu)為2 個因子，因子1 心虛包括條目4、條目13、條目14、條目17、條目18；因子2 自我否定包括條目9、條目10、條目11。因子1 與因子2 的相關(guān)系數(shù)為0．51。

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2.4.2 內(nèi)容效度

參加跨文化調(diào)適的6 名專家對量表內(nèi)容效度進行評定，計算條目內(nèi)容效度指數(shù)（Item-level Content Validity Index，I-CVI） 和量表平均內(nèi)容效度指數(shù)（Scale-level Content Validity Index/Average，S-CVI/Ave）。結(jié)果顯示，“比較相關(guān)（3 分）”和“非常相關(guān)（4 分）”的專家人數(shù)占總專家人數(shù)的83．0%～100．0%，各條目的I-CVI值為0．83～1．00；S-CVI/Ave 為0．936，表明內(nèi)容效度良好，條目具有代表性。

2.5 信度分析結(jié)果

中文版CIPS 的Cronbach’sα系數(shù)為0．837。2 個因子的Cronbach’sα系數(shù)分別為0．847 和0．701。在收集數(shù)據(jù)2 周后，隨機選取20 名護理管理者進行復(fù)測，量表的重測信度為0．914。

3 討論

3.1 中文版自我能力否定傾向量表的效度良好

本研究采用主軸法和直接斜交法進行因子分析。主軸法對數(shù)據(jù)分布不做要求，相比主成分法提取因子更能得出準(zhǔn)確的結(jié)果[21]。Widaman[22]也提出，相比主成分法，更推薦主軸法提取因子。原量表各因子之間高度相關(guān)，因此，采用直接斜交法(Delta=0)旋轉(zhuǎn)。以累計方差解釋率＞50．0%、共同度＞0．4、因子載荷量＞0．5，交叉載荷量較低為因子提取原則[23]。根據(jù)此原則，刪除條目后，經(jīng)探索性因子分析得出2 個因子，與French 等[24]的研究結(jié)果一致。參照原量表各條目的因子歸屬，對2 個因子重新命名。原量表理論結(jié)構(gòu)不完善，在國外不同人群檢驗中得出單因子（20 個條目）[13-14]、二因子（16 個條目）[24]、三因子（12 個條目）[11]和四因子（19 個條目）[25]不同結(jié)構(gòu)，但目前學(xué)者比較認(rèn)可三因子結(jié)構(gòu)。原量表三因子結(jié)構(gòu)中，虛假（Fake）維度描述內(nèi)心覺得能力或智商不足而感到心虛。始于擔(dān)心被發(fā)現(xiàn)能力或智商不足，害怕失敗，會竭盡所能展示自己的能力，導(dǎo)致完美主義等。運氣（Luck）維度指將取得成功歸因于外部因素，如運氣等。折扣（Discount）維度指會忽視或難以接受或消極地對待對自己積極的贊美。本研究得出2 個因子，因子1 將虛假維度命名為“心虛”，即因能力或智商不足而心虛，擔(dān)心被發(fā)現(xiàn)，害怕失敗。因子2 將運氣和折扣合并為一個維度，命名為“自我否定”，即否定自我，將取得成功歸因于運氣等外部原因，并消極地對待對自己的贊美。經(jīng)檢驗，各條目的I-CVI為0．83～1．00（均＞0．78），S-CVI/Ave 為0．936（＞0．9），達到量表內(nèi)容效度的測量學(xué)要求；修正二因子模型擬合指標(biāo)達到標(biāo)準(zhǔn)且各個因子之間有中等程度的相關(guān)（r=0．51），即0．30＜r＜0．70，是適合中國的自我能力否定傾向量表結(jié)構(gòu)。

3.2 中文版自我能力否定傾向量表的信度良好

常用的量表信度評價指標(biāo)為內(nèi)部一致性信度和重測信度。內(nèi)部一致性信度用Cronbach’sα系數(shù)表示，Cronbach’sα系數(shù)＞0．7，重測信度＞0．75 則認(rèn)為信度良好[26]。中文版CIPS 的總Cronbach’sα系數(shù)為0．837，2 個因子的Cronbach’sα系數(shù)分別為0．847 和0．701。表明中文版CIPS 與各維度均有良好的內(nèi)部一致性。雖然略低于英文版量表的Cronbach’sα系數(shù)，即0．92[27]，但與韓語版量表的Cronbach’sα系數(shù)相近，即0．84[12]，分析其原因可能是因為條目變少，測驗長度變短，信度有所下降[28]。中文版CIPS 的重測信度為0．914，說明量表具有良好的穩(wěn)定性。

3.3 中文版自我能力否定傾向量表有良好的應(yīng)用前景

近年來，IP 受到越來越多的關(guān)注，主要原因是它對心理健康有消極的影響[3-5]，且已證實這種影響普遍存在于不同職業(yè)人群，如醫(yī)生、護士、醫(yī)學(xué)生和管理者。已在德國、韓國、俄羅斯、巴西、克羅地亞等不同文化的人群中證實了IP 存在。IP 是否存在于我國人群，以一個準(zhǔn)確、有效、可靠、符合我國文化的評估工具來測量是至關(guān)重要的。本研究嚴(yán)格遵守規(guī)范的漢化流程，漢化過程及結(jié)果均獲得原作者支持和認(rèn)可，為評估我國醫(yī)院護理管理者人群的IP 提供可靠的工具。該量表不僅能夠及時識別IP，還可指導(dǎo)未來研究制定IP 干預(yù)措施，為醫(yī)院護理管理者減少焦慮等負(fù)性情緒和職業(yè)倦怠風(fēng)險，使其在管理崗位上更好地發(fā)揮作用。

4 小結(jié)

中文版CIPS 最終為2 個因子、8 個條目，在醫(yī)院護理管理者人群中信度、效度較好。條目數(shù)較少，量表更方便實用，有助于快速識別和評估IP，并指導(dǎo)制定相應(yīng)的干預(yù)措施。本研究存在以下局限性：一是原量表有20 個條目，漢化版只剩8 個條目，且原量表在國外不同人群檢驗中得出不同因子結(jié)構(gòu)，說明原量表的理論結(jié)構(gòu)和條目設(shè)置值得探討，建議后續(xù)研究在中國人群中選擇不同樣本進行重復(fù)驗證；二是研究對象來自三級甲等醫(yī)院，缺乏其他等級醫(yī)療機構(gòu)護理管理者的樣本來源，建議未來開展更大樣本的研究。