蔣露苗，徐玉林，劉曉琴，張春秀

華中科技大學(xué)同濟(jì)醫(yī)學(xué)院附屬同濟(jì)醫(yī)院，湖北 430030

自我能力否定傾向（imposter phenomenon，IP）最早于1978 年由美國(guó)學(xué)者Clance 等[1]在成就卓越的女性群體中發(fā)現(xiàn)，指?jìng)€(gè)體獲得成功后，傾向于把成功歸因?yàn)橐恍┩庠谠颍ㄈ邕\(yùn)氣、他人幫助等），認(rèn)為自己沒有足夠的能力，感覺在欺騙他人，并且害怕被發(fā)現(xiàn)的一種心理特征[1-2]。隨著研究的深入及社會(huì)的發(fā)展，眾多研究顯示，IP 已不再是成功女性所特有，而是廣泛存在于各個(gè)行業(yè)及各階段人群中[3]，約70%的人會(huì)在他們生命中的某個(gè)時(shí)刻或多或少地經(jīng)歷這種感覺[4]。IP 已被作為一種亞臨床認(rèn)知特征受到廣泛關(guān)注[5]。近年來，國(guó)外學(xué)者已相繼對(duì)臨床醫(yī)生、?？谱o(hù)士（clinical nurse specialist，CNS）、醫(yī)學(xué)生、護(hù)生等的IP 進(jìn)行研究，并表示其整體IP 水平較高[4,6-9]。我國(guó)對(duì)普通在校學(xué)生IP 的研究較少[10]。IP 不僅可導(dǎo)致護(hù)士在工作中對(duì)評(píng)價(jià)過于敏感，自我懷疑、情感耗竭感強(qiáng)，工作、家庭沖突水平高，還可導(dǎo)致護(hù)士面對(duì)任務(wù)過渡準(zhǔn)備、拖延、恐懼失敗，引發(fā)焦慮和職業(yè)倦怠，嚴(yán)重影響護(hù)士工作效率、心理健康及家庭生活[7]。已有研究顯示，IP 會(huì)妨礙護(hù)理人員在工作上表達(dá)自己的想法或做出進(jìn)一步改變，從而限制他們發(fā)揮最大潛能[4]。因此，研究我國(guó)護(hù)理人員IP對(duì)提高其職業(yè)積極性及個(gè)人幸福感等有重要意義。Clance 自我能力否定傾向量表（Clance Impostor Phenomenon Scale，CIPS）為國(guó)外最常用的IP 測(cè)評(píng)工具，具有較高敏感性和可靠性，其簡(jiǎn)潔、實(shí)用性好、應(yīng)用成熟、臨床適應(yīng)性強(qiáng)[11]，已被多個(gè)國(guó)家學(xué)者使用[12-15]，且均證實(shí)有良好信效度[11-15]。本研究選取CIPS 進(jìn)行研究，對(duì)其進(jìn)行漢化，并在護(hù)士群體中進(jìn)行信效度檢驗(yàn)，以期為研究我國(guó)護(hù)理人員IP 提供良好的測(cè)評(píng)工具。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 采用方便抽樣法于2021 年3 月—2021 年4 月選取全國(guó)各省市醫(yī)院357 名臨床護(hù)士為研究對(duì)象。納入標(biāo)準(zhǔn)：①醫(yī)院在職注冊(cè)護(hù)士；②參與臨床工作＞1 年；③自愿參加本研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：因病假/產(chǎn)假等原因脫離臨床工作＞30 d。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表 由研究小組在文獻(xiàn)回顧的基礎(chǔ)上自行設(shè)計(jì)而成，包括性別、年齡、婚姻狀況、工作地點(diǎn)、科室、職稱、學(xué)歷、崗位級(jí)別、是否為獨(dú)生子女、是否為專科護(hù)士等。

1.2.2 CIPS

1.2.2.1 量表介紹 該量表由Clance[16]于1985 年編制，是用于測(cè)量IP 水平及歸因的自評(píng)量表。量表共20個(gè)條目，采用Likert 5 級(jí)評(píng)分法評(píng)分，從“完全不符合”到“完全符合”依次計(jì)1～5 分，總分20～100 分，得分越高表明IP 越嚴(yán)重，＜40 分為沒有或輕度，41～60 分為中度，61～80 分為重度，＞80 分為極重度[16]。CIPS 總體及各維度Cronbach's α 系數(shù)為0.85～0.96[11,17]。目前國(guó)外關(guān)于IP 的研究主要集中在在讀本科生、研究生、醫(yī)務(wù)工作者、科研工作者、管理者等人群[6-8,18]，其對(duì)CIPS 維度的研究尚存爭(zhēng)議，研究結(jié)果以3 個(gè)特征維度為主，也有研究得到2 個(gè)特征維度[19]。德國(guó)學(xué)者研究顯示，3 因子模型擬合度優(yōu)于2 因子模型或1 因子模型，各維度內(nèi)容可以很好地代表IP 的核心特征，但其對(duì)外部測(cè)量的區(qū)別性不明顯，故建議使用總分對(duì)量表進(jìn)行評(píng)價(jià)[13]。

1.2.2.2 漢化過程 研究者通過郵件征得原量表作者授權(quán)后，邀請(qǐng)1 名英語專業(yè)教授、1 名有留學(xué)經(jīng)歷的英語專業(yè)碩士，1 名護(hù)理專業(yè)副教授、1 名有國(guó)外訪學(xué)經(jīng)歷的護(hù)理學(xué)碩士，1 名有留學(xué)經(jīng)歷的醫(yī)學(xué)博士、1 名心理學(xué)碩士成立專家小組。參照改良版Brislin 翻譯模型對(duì)CIPS 進(jìn)行漢化，由1 名有留學(xué)經(jīng)歷的英語專業(yè)碩士和1 名護(hù)理專業(yè)副教授同時(shí)獨(dú)立將量表各條目翻譯為中文，再由1 名英語專業(yè)教授和1 名有留學(xué)經(jīng)歷的醫(yī)學(xué)博士將2 個(gè)中文翻譯版本獨(dú)立回譯為英文，對(duì)比回譯版CIPS 與CIPS 原量表，不一致部分由以上4 名專家進(jìn)行討論，形成中文版CIPS Ⅰ。再由1 名心理學(xué)碩士及1 名有國(guó)外訪學(xué)經(jīng)歷的護(hù)理學(xué)碩士對(duì)中文版CIPS Ⅰ進(jìn)行文化調(diào)試，修改后形成CIPS Ⅱ。專家小組所有成員共同討論進(jìn)一步修訂，形成中文版CIPS Ⅲ。將中文版CIPS Ⅲ發(fā)予原量表作者，作者表示認(rèn)同，未給予相關(guān)意見。

1.2.2.3 預(yù)調(diào)查 選取22 名臨床護(hù)士進(jìn)行預(yù)調(diào)查，結(jié)果顯示中文版CIPS Ⅲ的Cronbach's α 系數(shù)為0.770。22 名臨床護(hù)士均表示可理解各條目意思，但通過訪談發(fā)現(xiàn)個(gè)別護(hù)士對(duì)題目的理解與條目本意存在偏差，針對(duì)性修改后形成中文版CIPS 終稿。

1.3 資料收集方法 使用問卷星對(duì)臨床護(hù)士進(jìn)行線上調(diào)查，要求其獨(dú)立完成問卷，為提高問卷有效率，設(shè)置每道題目均為必答題目。累計(jì)發(fā)放問卷380 份，收回有效問卷357 份，問卷有效回收率為93.95%。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 23.0 及AMOS 26.0 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析，定量資料以均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差（±s）表示，定性資料以頻數(shù)及百分比（%）表示。使用答案分析法、離散趨勢(shì)法、相關(guān)系數(shù)法、克朗巴赫系數(shù)法篩選量表?xiàng)l目。使用內(nèi)部一致性信度分析法和折半信度分析法評(píng)定量表信度，使用內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度評(píng)定量表效度，其中，結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)包括探索性因子分析法和驗(yàn)證性因子分析法。

2 結(jié)果

2.1 量表漢化及預(yù)調(diào)查結(jié)果 將條目10“我很難真正相信別人對(duì)我聰明才智或成就的贊揚(yáng)”改為“我很難真正認(rèn)同別人對(duì)我聰明才智或成就的贊揚(yáng)”；將條目14“我經(jīng)常擔(dān)心我可能會(huì)在新的任務(wù)或工作中失敗，即使我一般都做的很好”改為“我經(jīng)常擔(dān)心我不能勝任新的任務(wù)或工作，即使我通常都做的很好”；將條目20“在成就方面，如果我不是‘最好的’或者至少不是‘非常特別的’，我會(huì)感到糟糕和沮喪”改為“當(dāng)我在某方面取得成就時(shí)，如果我不是‘最好的’或者‘非常特別的’，我會(huì)感到糟糕和沮喪”。

2.2 臨床護(hù)士一般資料 本研究共納入357 名臨床護(hù)士，其中，男9 人（2.5%），女348 人（97.5%）；年齡22～56（31.46±6.91）歲；未婚128 人（35.9%），已婚221 人（61.9%），離異8 人（2.2%）；獨(dú)生子女92 人（25.8%），非獨(dú)生子女265 人（74.2%）；湖北省303 人（84.9%），其他省份54 人（15.1%）；內(nèi)科190 人（53.2%），外科66 人（18.5%），婦科6 人（1.7%），兒科20人（5.6%），其他科室75人（21.0%）；工作時(shí)間＞1～＜2 年55 人（15.4%），2～5 年88 人（24.6%），＞5～10 年86 人（24.1%），＞10 年128 人（35.9%）；初級(jí)職稱233人（65.3%），中級(jí)職稱112 人（31.4%），副高級(jí)職稱11人（3.1%），正高級(jí)職稱1 人（0.3%）；?？?2 人（6.2%），本科313 人（87.7%），研究生22 人（6.2%）；管理崗16 人（4.5%），非管理崗341 人（95.5%）；專科護(hù)士62 人（17.4%），非專科護(hù)士295 人（82.6%）。

2.3 項(xiàng)目分析 ①對(duì)量表的所有條目進(jìn)行頻數(shù)分析，20 個(gè)條目各選項(xiàng)的選擇率均小于80%，說明各條目有較好的區(qū)分能力[20]。②計(jì)算各條目得分及變異系數(shù)（CV），當(dāng)?shù)梅謽?biāo)準(zhǔn)差＜0.75 或CV＜0.15 時(shí)考慮刪除，結(jié)果顯示各條目標(biāo)準(zhǔn)差為0.827～1.066，CV 為0.24～0.41，即各條目敏感性均較高[20]。③將條目得分與量表總分進(jìn)行Pearson 相關(guān)分析，結(jié)果顯示條目2 得分與量表總分相關(guān)系數(shù)較小，為0.154，其余條目得分與量表總分相關(guān)系數(shù)為0.403～0.784，20 個(gè)條目得分與總分均呈正相關(guān)（均P＜0.05）。④當(dāng)刪除某一條目時(shí)量表Cronbach's α 系數(shù)增大，則考慮刪除該條目[20]。結(jié)果顯示，刪除條目1 和條目2 后量表的Cronbach's α 系數(shù)分別為0.924 和0.928，大于原量表總體Cronbach's α 系數(shù)（0.923），其余條目刪除后的Cronbach's α 系數(shù)為0.915～0.922。因此，條目1 和條目2 符合刪除標(biāo)準(zhǔn)，經(jīng)專家小組討論并綜合分析國(guó)外目前研究結(jié)果后將其刪除。

2.4 效度

2.4.1 內(nèi)容效度 成立專家函詢小組對(duì)中文版CIPS的條目水平內(nèi)容效度指數(shù)（item-content validity index，I-CVI）及量表水平內(nèi)容效度指數(shù)（scale-content validity index，S-CVI）進(jìn)行評(píng)價(jià)。小組成員包括心理護(hù)理專家3 名、護(hù)理管理者2 名、心理學(xué)專家1 名，6 名專家工作年限為11～31 年，其中，副高級(jí)職稱2 名，主管護(hù)師4 名，碩士學(xué)歷5 名，博士學(xué)歷1 名。采用Likert 4 級(jí)評(píng)分法（1 分為不相關(guān)，2 分為弱相關(guān)，3 分為較強(qiáng)相關(guān)，4 分為非常相關(guān)）對(duì)問卷?xiàng)l目與調(diào)查內(nèi)容的相關(guān)性/代表性進(jìn)行評(píng)分，結(jié)果顯示，18 個(gè)條目的I-CVI為0.83～1.00，總量表的S-CVI 為0.96。

2.4.2 結(jié)構(gòu)效度

2.4.2.1 探索性因子分析 中文版CIPS 的KMO 值為0.948，Barelett's 球形檢驗(yàn)χ2值為3 302.707（P＜0.01），適合進(jìn)行探索性因子分析[21]。對(duì)中文版CIPS進(jìn)行主成分分析和最大方差正交旋轉(zhuǎn)后，共提取3 個(gè)特征根大于1 的公因子，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為60.424%，其中，因子1 包含8 個(gè)條目，因子2 包含6 個(gè)條目，因子3 包含4 個(gè)條目，18 個(gè)條目在所屬公因子上的載荷值為0.491～0.792（＞0.4），各條目共同性為0.465～0.710（＞0.2）。根據(jù)條目主要特征及國(guó)外學(xué)者對(duì)3 個(gè)因子的命名結(jié)果，將因子1 命名為自我懷疑，因子2 命名為外界歸因，因子3 命名為被動(dòng)偽裝[17]。中文版CIPS 因子載荷矩陣詳見表1。

表1 中文版CIPS 因子載荷矩陣

2.4.2.2 驗(yàn)證性因子分析 采用AMOS 26.0 對(duì)中文版CIPS 進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，整體擬合結(jié)果顯示，卡方自由度比（χ2/df）為2.536，近似誤差均方根（RMSEA）為0.066，比較擬合優(yōu)度指數(shù)（CFI）為0.937，遞增擬合指數(shù)（IFI）為0.937，Tucker-Lewis 指數(shù)（TLI）為0.927，模擬擬合指數(shù)（NFI）為0.901。根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)（因素負(fù)荷量）估計(jì)值計(jì)算3 個(gè)潛變量的組合信度（CR），因子1～因子3 的CR 值分別為0.892，0.860 和0.783。中文版CIPS 驗(yàn)證性因子分析模型見圖1。

圖1 中文版CIPS 三維度預(yù)設(shè)模型擬合圖

2.5 信度 總量表的Cronbach's α 系數(shù)為0.930，3 個(gè)因子的Cronbach's α 系數(shù)依次為0.890，0.857 和0.786?？偭勘淼恼郯胄哦葹?.859。

3 討論

3.1 中文版CIPS 鑒別度良好 答案分析法及離散趨勢(shì)法項(xiàng)目分析結(jié)果顯示，量表各條目具有較好的區(qū)分度及敏感性。但條目2“我可以給人一種我比實(shí)際更有能力的印象”與原量表總分相關(guān)性較低，且條目1“我經(jīng)常成功地完成一項(xiàng)測(cè)試（考試）或任務(wù)，即使在著手做這項(xiàng)任務(wù)之前，我擔(dān)心自己做不好”和條目2“我可以給人一種我比實(shí)際更有能力的印象”刪除后量表Cronbach's α 系數(shù)升高，對(duì)量表內(nèi)部一致性有所影響?？紤]到原量表初始調(diào)查對(duì)象為已經(jīng)在事業(yè)、學(xué)業(yè)等方面獲得較大成就的女性，而本研究調(diào)查對(duì)象包括各崗位、各層級(jí)護(hù)士，且日本、德國(guó)版的CIPS 被刪除項(xiàng)目均包括條目1 與條目2[13-14]，量表作者Clance 參與的使用CIPS 對(duì)大學(xué)生群體的研究條目1、條目2 得分也因與量表總分相關(guān)性較低未被納入驗(yàn)證性因子分析[17]，為保證量表適切性與可靠性，專家小組討論后決定將條目1、條目2 刪除。

3.2 中文版CIPS 具有良好的效度 本研究結(jié)果顯示，中文版CIPS 的S-CVI＞0.9，I-CVI 均＞0.8，表明量表?xiàng)l目有一定代表性且符合測(cè)量目的，內(nèi)容效度較好[22]。對(duì)中文版CIPS 進(jìn)行探索性因子分析，提取3 個(gè)公因子，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為60.424%，3 個(gè)公因子條目數(shù)量均大于3 個(gè)。最大方差正交旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣顯示，18 個(gè)條目在所屬公因子上的載荷值均大于0.4，量表各條目共同性均＞0.2，初步說明模型結(jié)構(gòu)較為合理，結(jié)構(gòu)效度良好[23]。進(jìn)一步采取驗(yàn)證性因子分析，模型適配指標(biāo)結(jié)果顯示，χ2/df＜3，RMSEA＞0.05，CFI、IFI、TLI、NFI 值均大于0.9，3 個(gè)因子CR 值均大于0.60，說明模型適配理想，擬合度良好，即中文版CIPS結(jié)構(gòu)合理，內(nèi)在質(zhì)量佳[24]。

3.3 中文版CIPS 具有良好的信度 中文版CIPS 總量表的Cronbach's α 系數(shù)＞0.9，折半信度＞0.8，各因子的Cronbach's α 系數(shù)均＞0.7。表明中文版CIPS 信度較高[20]，有較好的一致性和穩(wěn)定性。

4 研究意義與不足

“十四五”規(guī)劃和2035 年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要提出要大力加強(qiáng)護(hù)士隊(duì)伍建設(shè)，醫(yī)療機(jī)構(gòu)應(yīng)充分調(diào)動(dòng)護(hù)士積極性，加強(qiáng)護(hù)士培養(yǎng)，提高整體素質(zhì)。本研究經(jīng)過嚴(yán)格的翻譯、回譯、文化調(diào)試、預(yù)調(diào)查修訂形成中文版CIPS。量表包含18 個(gè)條目，數(shù)量適中、內(nèi)容簡(jiǎn)潔明了、語言通俗易懂，在護(hù)士群體中經(jīng)過檢驗(yàn)，信效度良好，有較強(qiáng)的實(shí)用性和可操作性，可用于臨床護(hù)士的IP 調(diào)查，進(jìn)而指導(dǎo)研究者探索改善護(hù)士IP 的干預(yù)措施，促進(jìn)我國(guó)護(hù)理隊(duì)伍心理健康水平及綜合實(shí)力的提升。但本研究樣本多取自華中地區(qū)，且多為省級(jí)三級(jí)甲等醫(yī)院護(hù)士，存在一定局限性。在今后研究中，可以擴(kuò)大調(diào)查范圍，進(jìn)一步驗(yàn)證量表的適用性及可靠性。同時(shí)，也可開展我國(guó)護(hù)生IP 相關(guān)研究，了解在校護(hù)生IP 現(xiàn)狀，探索加強(qiáng)學(xué)校早期干預(yù)對(duì)護(hù)士群體IP 的影響。