城市公立醫(yī)療機構醫(yī)生職業(yè)倦怠因素結構的探討及恒等性檢驗*

張宜民 馮學山 婁繼權 浦良發(fā) 景 湲

職業(yè)倦怠(occupational burnout)一詞由心理學家Freudenberger于1974年首次提出，它所引起的職業(yè)衛(wèi)生問題已經越來越突出，并成為了追求美好工作生活的嚴重障礙［1-2］。國外對職業(yè)倦怠的研究最早是從醫(yī)護人員開始的，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)療體制錯綜復雜，醫(yī)生工作強度大，醫(yī)患矛盾尖銳，潛藏著倦怠發(fā)生的高危因素，但國內對此方面的研究起步相對較晚，且多半是研究述評或直接采納國外一般性量表進行調查［6-9］，而對于量表結構是否具有一定的跨文化、跨行業(yè)適應性缺乏考證?；诖?，本文在參考相關研究成果的基礎上［10-12］，試圖經過訪談和預調查程序編制針對我國城市公立醫(yī)療機構醫(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)的樣本中驗證POBQ-PMI的潛在因素結構及其可靠性，以期為今后研究提供科學的測評工具。

資料與方法

1.資料來源及抽樣

以湖北省城市公立醫(yī)療機構醫(yī)生為對象，采用分層整群隨機抽樣技術，先將該省十三個地級市按經濟發(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，再在每個地級市中以機構級別為分層標準抽取若干公立醫(yī)療機構，最后在各樣本機構內隨機抽取相應數量的臨床醫(yī)生開展問卷調查。共實際調查了67家城市公立醫(yī)療機構(一級40家、二級18家、三級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.問卷設計

以李永鑫等(2005)編制的 CMBI(15項)為基礎［12］，同時結合對臨床醫(yī)生的訪談信息，自行編制了城市公立醫(yī)療機構醫(yī)生職業(yè)倦怠問卷初稿(14項)，其中刪除了2個原有條目，但又新增了1個條目，并在較大程度上修改了指標語句的表達方式，使之與我國醫(yī)生的行業(yè)與工作特點更為貼切。經預調查(n=276)探索性因素分析(EFA)，進一步去掉了負荷值小于0.40的3個條目，對剩余11個條目重新進行因素分析，主要萃取了情緒耗竭(5項，26.07%)、人格解體(3項，15.85%)和成就感降低(3項，15.42%)三個因子，對總變異的累計貢獻率為57.33%。調查問卷同質信度(Cronbach's α coefficient)為0.848，各維度同質信度分別為0.893、0.775和0.819，表明測量結果具有一致性。采用Likert五點記分尺度:“非常同意”到“非常不同意”依次賦“5分”～“1分”。

3.調查方法與質量控制

由經過培訓后的本專業(yè)研究生擔任調查員，對抽取的醫(yī)生作解釋說明后，采用自填問卷法收集資料，經審核、補漏后當場收回問卷。調查時間為2011年3月至4月。問卷資料全部收回后，根據以下三項原則剔除無效問卷:一是人口學資料填答不完全且無法推斷;二是問卷主體部分存在3個以上缺失值;三是反應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，采用SPSS16.0軟件統(tǒng)一建庫、并庫，數據錄入時遵從雙重平行錄入法則，并進行兩次邏輯校正查錯程序，以保證進入分析階段的數據是可信的。

4.統(tǒng)計學分析

根據國內外相關研究綜述及預調查探索性因素分析結果，構建了二個競爭性假設模型，使用Amos7.0結構模型軟件進行驗證性因素分析(CFA)，并在此基礎上，對所選擇的適宜測量因素模型進一步作多樣本恒等性檢驗(multi-group invariance test，MGIT)［13］。

結 果

1.樣本基本情況描述

在進入分析的調查人群中，武漢市501人，十堰市476人，荊門市474人;三級公立醫(yī)療機構594人，二級公立醫(yī)療機構489人，一級公立醫(yī)療機構368人。其中，男性占多數(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%;大內科和大外科的醫(yī)生共占54.7%，婦產科與兒科醫(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%被調查醫(yī)生為正式在編。

2.醫(yī)生職業(yè)倦怠結構的驗證性因素分析

競爭性假設模型的建立:(1)二因素結構模型Model 1，認為職業(yè)倦怠中耗竭維度是必要的，其他兩方面附帶作為應對方式或結果［14］，即將耗竭的5個項目負荷于一個因素上，其余6個項目合并負荷于另一個因素;(2)三因素結構模型Model 2，如同Maslach的經典三維概念［3］及預調查EFA結果，11個項目分別對應負荷于情緒耗竭、人格解體、成就感降低三個因素上。

二個備擇模型在三個地區(qū)的樣本人群及其所構成的總樣本上的具體擬合情況見表1?？梢?，無論是在三個不同地區(qū)的樣本、還是總樣本上，三因素模型Model 2的擬合指數均好于二因素模型Model 1，因此可以選擇拒絕二因素結構模型。但遺憾的是，三因素結構模型Model 2與實際數據的擬合狀態(tài)也并不十分理想，需要根據修正分數(modification indices，MI)對模型進行一定的修飾。在允許MI較大的兩對測量誤差項之間(感情麻木δ1～情緒耗盡δ2;生理障礙δ4～壓力焦慮δ5)相關后，調整的三因素模型Model 3基本達到了既定的擬合標準，且在不同地區(qū)的樣本上同樣都得到了數據支持，其擬合效果均明顯優(yōu)于最初的三因素模型。經調整后的三因素結構模型Model 3的參數估計值(因素載荷、因素協(xié)方差)及測量題目變異解釋度(SMC，多元相關平方)如圖1所示。

表1 城市公立醫(yī)療機構醫(yī)生職業(yè)倦怠因素模型擬合效果評鑒指數

圖1 調整的三因素模型Model3路徑圖(總樣本)

3.調整的三因素模型的多樣本恒等性檢驗

跨樣本因素恒等性檢驗基本原理為:共假設四個逐步設限的嵌套模型，通過分別與上一個模型相比較，觀察模型間卡方值擬合差異的變化(△χ2，△DF)是否具有統(tǒng)計學意義，來決定恒等性的存在與否［13，15］，以考驗調整后的三因素結構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模型的⊿CMIN=25.941，⊿DF=16，P＞0.05，表明調整的三因素模型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、測量誤差方差上并不滿足多樣本恒等性(P＜0.05)。

表2 調整的醫(yī)生職業(yè)倦怠三因素模型多樣本恒等性檢驗結果

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)達國家的文化土壤之中，很難體現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。在當前醫(yī)療衛(wèi)生體制改革的關鍵時期，醫(yī)生作為利益相關者之一對改革成敗起著至關重要的作用，同時也承載著巨大的職業(yè)責任與壓力，其身心健康利益訴求理應得到支持，因此，專門開發(fā)適用于我國公立醫(yī)療機構醫(yī)生這一特定對象的職業(yè)倦怠測量工具，無疑是非常有價值的。

2.從模型擬合效果角度來看，總樣本及各地區(qū)樣本的CFA結果顯示，三因素結構模型Model 2在所有擬合指數上均優(yōu)于二因素結構模型Model 1，這與Byrne(1991，18 項)、Schutte(2000，16 項)、李永鑫(2005，15項)等國內外大多數研究結果是一致的［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)療機構醫(yī)生的職業(yè)倦怠問題同樣是比較適宜的。但是，本研究使用的觀測指標較少，因此所構建的三因素結構模型更加簡潔。

在考慮到具備理論可行性的基礎上，在情感耗竭因素內部設置了二對誤差相關的修飾程序后，經調整的三因素模型Model 3的整體擬合度得到顯著提升，因素載荷參數估計值及觀測指標的SMC得分(實質上即為λ2)均達到了Tabachnick和 Fidell所建議的標準(λ≥0.50)［18］，即所設定的潛在變量能夠解釋觀測變量足夠的變異，表明對最初的三因素模型Model 2的修正在經驗上是可取的。并且，這一擬合趨勢在不同地區(qū)的樣本人群中都存在，顯示該模型結構具有跨樣本穩(wěn)定性。因此，經調整的三因素結構模型Model 3予以接受。但是，測量模型中的誤差相關說明這些條目之間還存在某種意義上的內容相關，至于能否將誤差相關視為合理并納入假設模型中解釋取樣誤差還存在爭議，因為它與CFA的理論先驗性和誤差獨立假設要求不符［13，15］，故實際運用中應注意在表達上將其區(qū)別開來。

在調整的三因素結構模型Model 3能夠獲得不同樣本支持的前提下，可進一步針對該測量模型內的各估計參數進行等同性考察。值得注意的是，在設置嵌套模型時，因素方差與協(xié)方差、測量誤差方差的恒等性設定須在因素載荷參數恒等存在的前提下進行，否則即缺乏恒等檢驗的邏輯合理性，因此我們通常重點關注的是因素載荷。在方法學上，如果某一限定模型的恒等性不存在(△χ2達到顯著性)，則應停止下一步的恒等性考察。經卡方差異檢驗顯示，因素載荷參數在三個地區(qū)樣本上滿足測量的恒等特性，顯示利用同一套測量問卷對不同地區(qū)的受試對象進行測驗時信度是基本可靠的，但同有關學者的觀點一樣，一般很難同時做到因素方差與協(xié)方差或測量殘差之間的相等［15］。

3.從方法學角度來看，本研究吸收了心理學測量領域的前沿成果，即采用EFA與CFA相結合的方法進行量表結構研究，調整的三因素結構模型Model 3在技術特征上表現如下優(yōu)勢:(1)探索性與驗證性因素分析分別使用不同樣本，避免了利用同一樣本數據的自我驗證之不足;(2)該測量模型相對更為簡潔，擬合效果也達到了可接受水平，即具有較好的結構效度;(3)測量結構模型在多個地區(qū)的樣本上得到了交叉驗證，且滿足因素載荷恒等性，表明具有較高的內在信度水平;(4)不存在某一個或多個項目同時負荷于不同因素上的多維情況。

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