羅夢娜，汪丹，林思婷，李澤楷

(1.暨南大學 第一臨床醫(yī)院，廣東 廣州 510632；2.暨南大學 護理學院,廣東 廣州 510632)

控制源(locus of control，LOC)主要指個體對行為或事件結果的一般性看法，存在內控與外控的差異[1]。內控(internal control)指個體相信未來結果的控制主要取決于自身，即個人的行為、個性和能力是事情發(fā)展的決定因素，對事情結果負有主要責任，把成功歸因于個人的努力或能力，把失敗歸因于個人的疏忽或能力不足，并將個人視為命運的主宰者；外控(external control)指個體相信凡事不由己定，事情結果主要由外部因素控制，如運氣、社會背景、他人控制等[2]。職業(yè)控制源是指個體對決定其職業(yè)生涯成功的多種因素的一般信念[3]。Rotter[1]研究表明，內控的個體將行為結果歸于自身的能力和努力，因此他們更加主動發(fā)展相關的能力和技能以獲得良好的職業(yè)成果。內控與職業(yè)適應力、職業(yè)自我決策效能呈正相關[4]。越偏向于內控的護理本科生(以下簡稱護生)，其職業(yè)認同感和職業(yè)成熟度水平更高[5-6]。對護生職業(yè)控制源的調查，可以了解其對職業(yè)結果的看法，幫助護理教育者進行職業(yè)教育。目前我國的大學生職業(yè)控制源量表是翻譯國外量表修訂而成，尚未進行本土化；且信效度較低，語句存在欠缺等；亦尚未發(fā)現(xiàn)護生職業(yè)控制源的測量工具。因此，本研究擬通過編制護生職業(yè)控制源量表，為護生職業(yè)控制源的評估提供可靠的測量工具。

1 資料與方法

1.1 量表的編制

1.1.1 理論基礎 本研究以社會學習理論、歸因理論、自我效能理論為基礎。其中社會學習理論由Rotter提出，社會學習理論闡述了控制源預測行為的原理，Rotter[1]認為個體某種行為的產生主要是該行為受到強化的期望及該強化對個體價值而形成的。內控者期望其行為本身就可決定強化是否出現(xiàn)，外控者則認為個人某一行為是否受到強化由運氣或個人無法控制的力量造成。歸因理論由Weiner提出，Weiner將活動成敗的原因歸結為下面六個因素，分別為能力、努力、任務難度、 運氣、身心狀態(tài)、外界環(huán)境等[7]。自我效能理論由美國心理學家Bandura[8]提出，Bandura[8]認為，自我效能(self -efficacy)為個體對自己是否有能力完成某項活動或任務的信心或主體對自我的感覺和把握，人們面臨某項任務時選取何種行為，不僅與個體是否相信該行為能產生特定的強化結果有關，還與其信念、意志和信心等有關。

1.2 量表的形成

1.2.1 條目池構建 通過文獻回顧及理論研究，以Millar[9]的四維度模型為基礎，借鑒侯志瑾等[10]翻譯、漢化的大學生職業(yè)控制源量表， Dag等[11]編制的大學生職業(yè)控制源量表。編制了包括職業(yè)內控(13個條目)、職業(yè)機遇(8個條目)、低職業(yè)效感(10個條目)、職業(yè)他控(9個條目)4個維度(共40個備選條目)的護生職業(yè)控制源初始量表。

1.2.2 專家咨詢 邀請16名專家對量表條目進行咨詢。咨詢專家中包括護理心理學專家8名(50.0%)、臨床護理專家4名(25.0%)、應用心理學專家4名(25.0%)；女12名(75.0%)、男4名(25.0%)；年齡為33～64歲，平均(47.44±8.17)歲；工作年限為4～40年，平均(24.44±10.68)年；博士8名(50.0%)、碩士5名(31.3%)、本科3名(18.8%)。本研究進行了兩輪專家咨詢，兩輪問卷的回收率均為100%，咨詢中專家提出修改意見分別占56.25%和37.50%；專家的權威程度用權威系數(shù)Cr表示，本研究兩輪專家的Cr分別為0.84 和0.85。專家對條目的重要性進行評分，選項采用Likert 5 級評分，選項分別從“非常重要”到“不重要”，分別賦值為5～1分；篩選標準為條目重要性評分的均數(shù)≥4分、變異系數(shù)≤0.30。通過兩輪專家咨詢后，各條目的變異系數(shù)范圍為0.07～0.23。通過對條目進行篩選，兩輪專家咨詢的協(xié)調程度(Kendall’s W)分別為 0.21和 0.25，差異具有統(tǒng)計學意義(P<0.05)；通過專家咨詢的結果及文獻查閱，最后刪除15個條目，合并6個重復條目，增加1個條目，修改8個措詞不佳條目，得到20個條目的正式量表。

1.3 量表的信效度檢驗

1.3.1 調查對象 2017年12月～2018年5月，采用方便整群抽樣法選取廣東省3所護理院校的580名全日制護理本科生為研究對象。其中女521名(89.80 %)，男59名(10.20%)；年齡17～24歲，平均(20.71±1.47)歲；一年級147名(25.30 %)、二年級145名(25.00 %)、三年級145名(25.00 %)、四年級143名(24.70%)。

1.3.2 調查工具 將量表制成問卷，問卷由一般資料調查表、護生職業(yè)控制源量表、大學生職業(yè)成熟度量表3部分組成。一般資料調查表是研究者自行設計，內容包括性別、年齡、所在年級；大學生職業(yè)成熟度問卷由張智勇等[12]編制，在護生人群中的信度為0.79[5]；護生職業(yè)控制源量表是在查閱相關文獻及通過專家咨詢法的基礎上形成。護生根據自身的情況，結合個人的實際感受與條目的內容，選項采用Likert 5級評分法，“非常同意”計5分 ，“比較同意”計4分，“同意”計3分，“比較不同意”計2分，“非常不同意”計1分。

1.3.3 資料收集 調查前獲得各護理院校負責人的同意及支持。調查前調查者向護生說明調查目的、內容及意義，闡述本問卷的填寫要求，獲得知情同意后統(tǒng)一發(fā)放問卷，采取匿名方式調查。問卷由護生獨立填寫，調查者當場檢查問卷是否存在錯填或漏填的情況并予以指正，問卷當場回收。

1.4 統(tǒng)計學處理 運用Excel 2013建立數(shù)據庫，使用SPSS 20.0軟件包對資料進行分析和處理。對專家咨詢資料及護生的一般資料進行描述性統(tǒng)計分析；采用項目分析、內容效度、結構效度、校標關聯(lián)效度對量表進行效度分析；運用內部一致性分析、重測信度對量表的信度進行評價。以P<0.05或P<0.01表示差異有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 項目分析 采用極端組法計算條目決斷值，將量表按得分高低排序，得分前27%和后27%的護生作為高分組和低分組，采用獨立樣本t檢驗求出各條目的臨界比或決斷值[13]。經驗證高低兩組各條目得分差異均有統(tǒng)計學意義(P<0.05)，未刪除條目。計算總量表與每個條目得分的相關系數(shù)，量表總分和所有條目的相關系數(shù)均大于0.30，未刪除條目，量表條目數(shù)為20。

2.2 效度分析

2.2.1 內容效度 內容效度主要通過專家咨詢的方式獲得，本研究通過專家咨詢中的專家(共16名專家，其中包括心理護理教育者、護理管理者、應用心理學專家)對量表內容的相關性進行評價，根據評價結果計算得出量表的內容效度[14]。各條目的 CVI 范圍為0.850～1.000，總量表的內容效度為0.90。

2.2.2 結構效度 (1)探索性因子分析結果顯示，得到取樣切合性量數(shù)(Kaiser-Meyer-Olkin，KMO)值為0.821，Bartlett球形檢驗值為4390.029(P<0.05)，表明數(shù)據可以進行探索性因子分析[15]。提取特征根大于1的4個公因子，累計貢獻率為57.65%。條目因子載荷均≥0.40，載荷范圍為0.514～0.843，無多重載荷，滿足要求，得到最終版量表。具體因子載荷量表見表1。根據控制源的理論基礎及查閱國內外文獻，各因子的名稱分別為職業(yè)內控(條目A1～A7)，職業(yè)機遇(條目B8～B10)，低職業(yè)效能(條目C11～C14)，職業(yè)他控(條目D15～D20)。(2)結構效度分析顯示，各條目與總分相關系數(shù)范圍0.344～0.565，4個因子與總分相關系數(shù)范圍0.469～0.758。因子1與自身條目相關系數(shù)0.623～0.782，因子2與自身條目相關系數(shù)0.434～0.838，因子3與自身條目相關系數(shù)0.431～0.772，因子4與自身條目相關系數(shù)0.301～0.629，差異均有統(tǒng)計學意義(均P<0.05)。

表1 護生職業(yè)控制源問卷探索性因子分析結果

2.2.3 校標關聯(lián)效度 校標關聯(lián)效度分析顯示，職業(yè)控制源及其各維度得分與職業(yè)成熟度總分的相關系數(shù)在0.239～0.503之間，差異有統(tǒng)計學意義(P<0.05)。

2.3 信度分析

2.3.1 內部一致性分析 總量表Cronbach’s α系數(shù)為0.812，4個因子職業(yè)內控、職業(yè)機遇、低職業(yè)效能、職業(yè)他控的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.834、0.774、0.816、0.795；總量表折半信度為0.888，職業(yè)內控、職業(yè)機遇、低職業(yè)效能、職業(yè)他控4個因子的折半信度分別為0.817、0.692、0.758、0.704。

2.3.2 重測信度 通過隨機抽取48名護理本科生，在完成第1次測量的兩周后進行第2次測量，總量表的重測信度系數(shù)為0.888，4個因子職業(yè)內控、職業(yè)機遇、低職業(yè)效能、職業(yè)他控的重測信度系數(shù)分別為0.841、0.787、0.709、0.844。

3 討論

3.1 護生職業(yè)控制源量表的意義 與大學生職業(yè)控制源量表相比，本研究增加符合我國文化和護理發(fā)展現(xiàn)狀的間接影響因素，包括“職業(yè)環(huán)境”和“用人單位的需求”，同時，用“人脈背景”這一條目將社會資源及公平與否等條目進行概括，用“低職業(yè)效能”這一維度將自我效能和職業(yè)無助進行概括，將“努力”、“職業(yè)規(guī)劃”等維度歸為“職業(yè)內控”。對職業(yè)機遇這一維度的條目進行主語的修改，避免條目的重復。針對部分語句用詞不當進行修改，增加具有時代和文化特色的條目，且本問卷函詢的對象多數(shù)為護理領域的專家，問卷的條目經專家的修改和補充更符合護理事業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀。

大學階段是護生職業(yè)生涯發(fā)展的準備期也是工作前的緩沖期，護生職業(yè)生涯規(guī)劃受到不同因素影響，包括個體心理、生理方面等主觀因素；還有社會環(huán)境、機遇等客觀因素。Weiner[16]提出不同的歸因方式會對個體產生不同的影響，如將正性結果歸于個體內在、穩(wěn)定的因素，則個體會擁有更強的自信心和自尊心；反之，個體將負性結果歸于內在、穩(wěn)定和不可控制因素，則個體會產生抑郁、自卑等消極情緒。職業(yè)控制源可以評估護生對未來職業(yè)生涯的預期和信念，對職業(yè)控制源與職業(yè)發(fā)展的相關變量的關系進行研究，進而了解職業(yè)控制源對護生職業(yè)認同、職業(yè)決策效能、職業(yè)決策困難、職業(yè)成熟度等變量的影響，從而尋找?guī)椭o生進行職業(yè)干預的有效方法。

3.2 量表的效度 根據探索性因子分析，得出4個維度可以解釋57.65%的總變異，護生職業(yè)控制源量表的各條目載荷均≥0.40，且沒有多重載荷，其維度包括職業(yè)內控、職業(yè)機遇、低職業(yè)效能、職業(yè)他控，與量表編制的理論結構基本一致。護生的職業(yè)控制源量表結構清晰，量表的結構效度中4個維度與總量表間的相關系數(shù)范圍為0.469～0.758，各條目與總分相關系數(shù)范圍0.344～0.565。本研究護生職業(yè)控制源量表總的內容效度值為0.90，量表各條目的內容效度數(shù)值范圍為0.850～1.000。當量表的內容效度數(shù)值高于0.80時，則說明量表具有較好的內容效度。

3.3 量表的信度 信度的檢測可反映量表條目的一致性程度，也是量表的有效性和可靠性的衡量指標。本研究對量表的信度進行測評采用的是Cronbach’s α系數(shù)和重測信度兩個指標。量表的Cronbach’s α系數(shù)高于0.80，則表示該量表內在一致性良好[15]。本研究結果顯示，量表各條目的Cronbach’s α系數(shù)是0.774～0.834，總量表的Cronbach’s α系數(shù)是0.812；當量表的折半信度高于0.80，則表示較好[15]。結果顯示，總量表的折半信度為0.888。此外，本量表還具有較好的可行性，結構簡單，內容易懂，數(shù)量適宜，適合在護生人群中應用與推廣。

4 小結

本研究編制的護生職業(yè)控制源量表經項目分析、信度和效度檢驗，各指標均達到測量學標準，可用于護理本科生職業(yè)控制源測量。量表信度檢驗中發(fā)現(xiàn)，盡管總量表信度較高，但職業(yè)機遇維度的Cronbach’s α系數(shù)明顯低于其他維度，且折半系數(shù)也相對較低。原因可能是由于該維度的條目較少，穩(wěn)定性相對較差。由于本研究條件受限，取樣范圍局限于廣東省3所護理本科院校，今后可以擴大樣本的取樣范圍，建立全國常模。