■ 張雨晴 李 軍

瑞士心理學家榮格提出，內(nèi)驅(qū)力是個體在環(huán)境和自我交流中產(chǎn)生的，具有驅(qū)動效應、給個體以積極暗示的生物信號[1]。美國認知教育心理學家奧蘇貝爾提出成就動機由3種內(nèi)驅(qū)力構(gòu)成，即認知內(nèi)驅(qū)力、自我提高內(nèi)驅(qū)力和附屬內(nèi)驅(qū)力[2]。以往有學者基于奧蘇貝爾的理論編制針對學生以及高校教師的內(nèi)驅(qū)力量表[3-4]，但對于醫(yī)務人員內(nèi)驅(qū)力的研究尚顯不足。目前對于醫(yī)務人員工作積極性的激勵機制多從外部因素[5-6]入手，但醫(yī)師執(zhí)業(yè)狀況仍然不佳[7]，因此本研究考慮將外部動機內(nèi)化，探索醫(yī)務人員的內(nèi)部動機，可能是增強醫(yī)務人員主動性的有效途徑。

基于醫(yī)務人員工作的特殊性，結(jié)合以往心理學家的理論和實踐，本研究提出“醫(yī)務人員內(nèi)驅(qū)力”這一概念（以下簡稱“內(nèi)驅(qū)力”），將其定義為“在人的社會化過程中，基于成長環(huán)境中的社會普遍認知和價值取向，內(nèi)化為自發(fā)自主的、不追求報酬或其他回報的驅(qū)動力”。并基于文獻、理論資料構(gòu)建內(nèi)驅(qū)力模型，即由職業(yè)理想[8]、自信心[9]、責任心[10]、感恩心[11]和組織支持感[12]5個因素構(gòu)成的內(nèi)驅(qū)力五維度模型，以將內(nèi)驅(qū)力可操作化。本研究旨在進一步開發(fā)內(nèi)驅(qū)力量表，以對醫(yī)務人員內(nèi)驅(qū)力進行量化研究和評價。

1 對象與方法

1.1 研究對象

為減少樣本間的差異，初期只以醫(yī)生作為研究對象，后續(xù)再向其他職類醫(yī)務人員推廣。2020年6～7月采用多階段分層抽樣方法，抽取北京市大興、房山兩區(qū)區(qū)屬醫(yī)院包括3所三級醫(yī)院、7所二級醫(yī)院和11所基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)中1 405名醫(yī)生作為調(diào)查對象。研究對象納入標準：①職類為臨床醫(yī)生；②正式入職職工；③自愿參加本次課題研究。通過問卷星向研究對象發(fā)放電子問卷，共回收1 405份問卷。對問卷有效性進行篩選，篩選規(guī)則包括：①問卷填答時間少于600秒的問卷為無效問卷；②運用“雙題規(guī)則”進行篩選，對邏輯上存在問題的答卷予以刪除。最終獲得有效問卷891份，有效回收率為63.4%。調(diào)查問卷在各醫(yī)院管理部門的幫助下取得研究對象知情同意后發(fā)放，由研究對象在業(yè)余時間親自完成。

1.2 方法

1.2.1 文獻評閱法。在中國知網(wǎng)、萬方、維普、PubMed等數(shù)據(jù)庫進行文獻檢索和梳理，并在圖書館對相關書籍資料進行查閱，了解醫(yī)務人員積極性激勵方式及其影響、醫(yī)務人員執(zhí)業(yè)狀態(tài)、內(nèi)驅(qū)力有關理論研究進展及其應用。

1.2.2 專家咨詢法。由醫(yī)院管理學、人力資源管理學、心理學、醫(yī)學和語言翻譯專家共10人對初始量表進行評估并提出修改意見，以確定量表設計是否科學合理，對于研究對象是否適用。且為增強量表的易測性和實用性，需對初始量表進行簡化，請專家根據(jù)量表具體內(nèi)容選擇出其中相對測量效果較好的條目，與之后因子分析結(jié)果相結(jié)合以確定最終條目。

1.2.3 問卷調(diào)查法。使用問卷調(diào)查法進行預實驗和正式實驗，均以發(fā)放電子問卷的形式獲取研究對象相關信息，包括個人基本情況以及內(nèi)驅(qū)力量表有關內(nèi)容。預實驗回收問卷130份，正式實驗回收問卷1 405份。

1.3 研究工具

1.3.1 個人基本情況。包括人口學信息（包括性別、年齡、婚姻狀況、政治面貌等）和工作基本信息（包括工作年限、所在科室、月收入等）共21項。

1.3.2 初始內(nèi)驅(qū)力量表。初始內(nèi)驅(qū)力量表由職業(yè)理想、自信心、責任心、感恩心和組織支持感5個維度已發(fā)表的、經(jīng)研究檢驗信效度良好的量表構(gòu)成，對其中原為英文版的量表進行漢化，結(jié)合中國文化背景，以適用于中國人理解的語句進行翻譯。初始內(nèi)驅(qū)力量表共90題，量表題項全部采用Likert 7級評分，從1～7表示從“完全不同意”到“完全同意”。

對職業(yè)理想的測量選用余安邦等[13]編制的“個我取向成就動機量表”，選擇這一量表的原因是該研究定義的“個我取向成就動機”與職業(yè)理想內(nèi)涵相近，指達成自己制定的成就目標的動機，成就表現(xiàn)的評價者是自己而不是社會榮譽地位，傾向于內(nèi)化的、自主性的成就。量表共30題，研究顯示其Cronbach'sα系數(shù)為0.87。對自信心的測量選用德國心理學家Schwarzer等編寫、王才康等翻譯修訂的“自我效能感量表（general selfefficacy scale，GSES）”[14]，共10題，該量表的Cronbach'sα系數(shù)為0.85[15]。對責任心的測量選用王孟成等[16]編制的“中國大五人格問卷簡版（Chinese big personality inventory brief version，CBF-PI-B）”中“盡責性”維度，共8題，該維度的Cronbach'sα系數(shù)為0.81。測量感恩心使用Mccullough等[17]根據(jù)感恩情感理論編制的6項感恩問卷（the gratitude questionnaire-6，G Q-6）漢化版，共6題，該量表Cronbach'sα系數(shù)為0.871[18]。對于組織支持感的測量采用Eisenberger等[19]編制的組織支持感問卷（survey of perceived organizational support，SPOS）漢化版，共36題，該量表Cronbach'sα系數(shù)為0.963[20]。

1.4 統(tǒng)計學方法

對預實驗結(jié)果采用SPSS 24.0軟件進行信度分析和因子分析。對正式實驗結(jié)果采用SPSS 24.0軟件進行描述性分析、區(qū)分度分析（t檢驗）、信度分析和探索性因子分析，應用AMOS 23.0軟件對數(shù)據(jù)進行驗證性因子分析。正式實驗中將有效答卷隨機分半，樣本一按照題項與受試者1∶5的比例要求取500份[21]，進行項目分析和信效度檢驗，在分析的過程中對量表題目進行刪減調(diào)整，獲得最終有效量表。樣本二包含391份有效問卷，利用樣本二對有效量表進一步驗證，通過驗證性因子分析判斷模型擬合度是否良好。計量資料比較采用t檢驗，以P＜0.05為差異有統(tǒng)計學意義。

在分析過程中，以P、C、R、G、S分別代表職業(yè)理想（Professional Ideal）、自信心（Self-Confidence）、責任心（Responsibility）、感恩心（Gratitude）和組織支持感（Perceived Organizational Support）的縮寫，數(shù)字表示該維度下題目序號。

2 結(jié)果

2.1 預實驗結(jié)果

在正式實驗前對130名調(diào)查對象發(fā)放電子問卷進行小樣本預實驗。預實驗中內(nèi)驅(qū)力量表5個維度的Cronbach'sα系數(shù)取值范圍為0.649～0.952，Spearman-Brown折半信度范圍為0.647～0.951；效度分析結(jié)果顯示KMO值范圍為0.638～0.816（P＜0.05），因此認為初始內(nèi)驅(qū)力量表信效度良好。調(diào)查對象總體認為初始內(nèi)驅(qū)力量表內(nèi)容上基本適用，對于題目的準確性無較大異議。依據(jù)個別調(diào)查對象的反饋結(jié)果，將題目中“組織”一詞依據(jù)語境替換為“醫(yī)院”，并將部分語句調(diào)整為更適用于醫(yī)務人員的表述方式。

2.2 正式實驗結(jié)果

2.2.1 研究對象基本情況。891名研究對象中，男135名（15.15%），女756名（84.85%）；年齡在30～40歲者492名（55.22%）；文化程度為大學本科者596名（66.89%）；工作年限在10～19年者408名（45.79%），20～29年者176名（19.75%）；所在科室為內(nèi)科者261名（29.29%）；中級職稱366名（41.08%）；月收入在5 001～9 000元者508名（57.02%）。

2.2.2 區(qū)分度分析（t檢驗）。將樣本一按總分高低進行排序，分別取前后27%的研究對象作為高分組和低分組，以t檢驗比較兩組各條目的得分，結(jié)果顯示P4題目t值為-0.328，P=0.743＞0.05；S3題目t值為-0.528，P=0.598＞0.05，此外其他題項得分差異均有統(tǒng)計學意義（P＜0.05），因此將P4和S3題項予以刪除[22]。

2.2.3 信度分析。樣本一5個維度Cronbach'sα系數(shù)均在0.8以上（表1）。校正項總計相關性CITC（corrected item-total correlation）值不低于0.3，且“項已刪除的α系數(shù)”并未明顯高于Cronbach'sα系數(shù)[23]。對總體內(nèi)驅(qū)力進行綜合信度分析，P5、P12、C3三道題目的CITC值低于0.3，進行刪除處理；“項已刪除的α系數(shù)”并未明顯高于Cronbach'sα系數(shù)。綜上，經(jīng)信度分析，刪減內(nèi)驅(qū)力5個維度中P5、P12、C3共3題。

表1 5個維度及總體內(nèi)驅(qū)力信度分析（樣本一）

2.2.4 效度分析。就內(nèi)容效度來說，內(nèi)驅(qū)力5個維度均以公開發(fā)表且經(jīng)檢驗信效度良好的成熟量表為基礎，依據(jù)醫(yī)務人員特點稍加改動，通過專家咨詢方法加以修正，且進一步通過預調(diào)查結(jié)果反饋對量表進行調(diào)整，因此可以認為內(nèi)驅(qū)力量表內(nèi)容效度較好。

對于量表的結(jié)構(gòu)效度通過探索性因子分析和驗證性因子分析進行評價。

（1）探索性因子分析。對剩余題目進行多次探索性因子分析，當KMO值大于0.7時，說明量表效度較好[23]。初次分析結(jié)果顯示，KMO值為0.968＞0.7，P＜0.001，適合做因子分析。因此本研究采用主成分分析法，以Kaiser標準化的正交旋轉(zhuǎn)法提取因子及其載荷量。根據(jù)每一次分析結(jié)果，刪除因子載荷低于0.4的題目[24]以及對應因子不明確的題目，每刪除一次題目后進行重新分析，直到得出較好的分析結(jié)果。經(jīng)過多輪探索性因子分析，刪除內(nèi)驅(qū)力5個維度共10題，包括P6、P11、P14、P20、P24、P29、C6、R4、R5、S6。題目刪減后分析結(jié)果見表2。

表2 探索性因子分析結(jié)果（樣本一）

（2）驗證性因子分析。通過因子載荷系數(shù)觀察各因子與題目之間的相關關系，以有無顯著性（P＜0.05）以及標準載荷系數(shù)是否大于0.40為標準對題項進行刪減。若對于分析結(jié)果相當?shù)念}目取舍不定時，參考前期專家咨詢結(jié)果進行選擇。每次進行調(diào)整后觀察模型擬合度指標值是否顯示良好，若顯示模型擬合不佳則再次進行調(diào)整，直至滿足擬合要求為止。最終，經(jīng)過驗證性因子分析，刪除內(nèi)驅(qū)力5個維度共45題，具體各維度題目數(shù)量見表3。

表3 內(nèi)驅(qū)力各維度題目數(shù)量

聚合效度以各維度平均方差萃取AVE值大于0.5且組合信度CR值大于0.7為標準，達到標準表示量表聚合效度較好[25]，具體指標值見表4。

表4 AVE值與組合信度分析結(jié)果（樣本一）

為進一步驗證量表的區(qū)分效度，比較AVE平方根值與Pearson相關系數(shù)，如表5所示，其斜對角線數(shù)字即為AVE平方根值，其余數(shù)字為Pearson相關系數(shù)。AVE平方根值可表示因子的聚合性，相關系數(shù)則表示相關關系，如果因子聚合性明顯強于與其他因子間的相關系數(shù)，則說明具有良好的區(qū)分效度。如表5分析結(jié)果所示，AVE平方根值的最小值大于所有相關系數(shù)的最大值，因此認為量表區(qū)分效度良好。

表5 相關系數(shù)矩陣與AVE平方根（樣本一）

根據(jù)表6所示評價模型擬合程度指標的適配標準，除殘差均方和平方根（RMR）指標外各擬合指數(shù)結(jié)果均達到適配標準，顯示模型擬合度良好。由于RMR值容易受到變量量尺單位影響，呈現(xiàn)出數(shù)據(jù)大小不一的情形。因此將殘差標準化，以使殘差值不受測量單位尺度影響，即成為標準化殘差均方和平方根（SRMR）[26]。SRMR的指標值為0.041，滿足適配標準，因此仍舊認為模型擬合度良好。

表6 模型擬合指標及其參考標準（樣本一）

2.2.5 使用樣本二進一步驗證。使用樣本一進行量表調(diào)整后，為檢驗量表信效度、模型擬合情況是否具有穩(wěn)定性，使用樣本二對修正后的量表進行再次驗證。對樣本二進行信度分析（表7），5個維度Cronbach'sα系數(shù)均在0.8以上，為0.827～0.950，總體內(nèi)驅(qū)力Cronbach'sα系數(shù)達0.953，說明信度良好。

表7 5個維度及總體內(nèi)驅(qū)力信度分析（樣本二）

對樣本二進行探索性因子分析，除責任心維度外各維度KMO值均在0.7以上，為0.714～0.953（表8）。責任心維度由于僅有兩個題項，KMO值必為0.5，因此以因子載荷系數(shù)判斷該維度效度。經(jīng)分析得知，題目R7、R8兩個題項因子載荷系數(shù)均為0.923，說明題項和因子間有對應關系，且從總體內(nèi)驅(qū)力探索性因子分析結(jié)果來看，KMO值較高，因此認為量表具有較好的效度。

表8 探索性因子分析結(jié)果（樣本二）

對樣本二進行驗證性因子分析，結(jié)果顯示各維度AVE值均大于0.5且CR值均大于0.7；AVE平方根最小值大于所有Pearson相關系數(shù)最大值，因此認為量表聚合效度與區(qū)分效度良好（表9、10）。

表9 AVE值與組合信度分析結(jié)果（樣本二）

表10 相關系數(shù)矩陣與AVE平方根（樣本二）

結(jié)合表6中模型擬合指標適配標準來看，樣本二模型擬合指標χ2/df、SRMR、RMSEA、GFI、NFI、NNFI、CFI分別為2.074、0.05、0.052、0.926、0.908、0.945和0.950，均達到臨界值，因此認為模型擬合度良好，量表能夠較好地反映理論構(gòu)建成果。

3 討論

3.1 醫(yī)務人員內(nèi)在動力有待激發(fā)

醫(yī)務人員作為醫(yī)改的重要力量，其執(zhí)業(yè)情況、工作狀態(tài)直接影響醫(yī)改成效。盡管政府相關部門、醫(yī)療機構(gòu)等已經(jīng)從醫(yī)鬧入刑、人事薪酬制度改革等途徑改善醫(yī)務人員執(zhí)業(yè)環(huán)境、激發(fā)醫(yī)務人員積極性，但目前醫(yī)務人員的執(zhí)業(yè)狀況仍不樂觀。相較以往不佳的工作狀態(tài)，本次抗擊新冠肺炎疫情醫(yī)務人員卻展現(xiàn)出自我犧牲、義無反顧、奮勇頑強的精神面貌和英勇行為，說明醫(yī)務人員本身具有良好的職業(yè)素養(yǎng)，但需要激發(fā)其動力來促使其主動實現(xiàn)重要價值。本研究在以往心理學研究基礎上重新界定“醫(yī)務人員內(nèi)驅(qū)力”，通過激發(fā)內(nèi)驅(qū)力增強其工作動力，對于提升激勵認知的全面性，拓展激勵理論及豐富激勵的手段方法具有理論意義和現(xiàn)實價值。

3.2 內(nèi)驅(qū)力量表信效度良好，具有一定現(xiàn)實意義

本研究開發(fā)的內(nèi)驅(qū)力量表以成熟量表為基礎，經(jīng)各學科權(quán)威專家評審并提出建議后加以修改，并通過預實驗進一步確認語句表達的準確性、適用性，為正式實驗打下堅實基礎。對正式實驗回收的有效問卷進行統(tǒng)計學分析，結(jié)果顯示最終獲得的內(nèi)驅(qū)力量表信效度均達到統(tǒng)計學標準，由此認為內(nèi)驅(qū)力量表信效度良好。此外，在保證量表信效度良好的基礎上，還注意量表對調(diào)查對象的區(qū)分度，以提升量表的有效性和鑒別能力，為調(diào)動醫(yī)務人員工作積極性提供了可能選擇，具有一定的現(xiàn)實意義。

3.3 后續(xù)改進及研究方向

雖然本次研究調(diào)查對象所在單位、科室及樣本量在北京市已足夠具有代表性，但后續(xù)希望能在更大范圍內(nèi)（如其他省市）、更豐富的醫(yī)務人員群體（包括護士、醫(yī)技人員及其他）中進行應用研究，對量表進一步改進與完善，成為醫(yī)務人員內(nèi)驅(qū)力重要評價工具。此外，后續(xù)希望通過心理干預研究、仿真實驗等方式探索激勵醫(yī)務人員內(nèi)驅(qū)力的有效途徑，并結(jié)合醫(yī)療機構(gòu)內(nèi)外環(huán)境、結(jié)合組織行為干預措施，形成縱向貫穿醫(yī)務人員整個職業(yè)生涯，橫向包括測量、評價和實施舉措的一系列系統(tǒng)聯(lián)動的醫(yī)務人員內(nèi)驅(qū)力提升機制，助力持久激發(fā)醫(yī)務人員工作主動性、提高醫(yī)療服務質(zhì)量與效率。