罗梦娜，汪丹，林思婷，李泽楷

(1.暨南大学 第一临床医院，广东 广州 510632；2.暨南大学 护理学院,广东 广州 510632)

控制源(locus of control，LOC)主要指个体对行为或事件结果的一般性看法，存在内控与外控的差异[1]。内控(internal control)指个体相信未来结果的控制主要取决于自身，即个人的行为、个性和能力是事情发展的决定因素，对事情结果负有主要责任，把成功归因于个人的努力或能力，把失败归因于个人的疏忽或能力不足，并将个人视为命运的主宰者；外控(external control)指个体相信凡事不由己定，事情结果主要由外部因素控制，如运气、社会背景、他人控制等[2]。职业控制源是指个体对决定其职业生涯成功的多种因素的一般信念[3]。Rotter[1]研究表明，内控的个体将行为结果归于自身的能力和努力，因此他们更加主动发展相关的能力和技能以获得良好的职业成果。内控与职业适应力、职业自我决策效能呈正相关[4]。越偏向于内控的护理本科生(以下简称护生)，其职业认同感和职业成熟度水平更高[5-6]。对护生职业控制源的调查，可以了解其对职业结果的看法，帮助护理教育者进行职业教育。目前我国的大学生职业控制源量表是翻译国外量表修订而成，尚未进行本土化；且信效度较低，语句存在欠缺等；亦尚未发现护生职业控制源的测量工具。因此，本研究拟通过编制护生职业控制源量表，为护生职业控制源的评估提供可靠的测量工具。

1 资料与方法

1.1 量表的编制

1.1.1 理论基础 本研究以社会学习理论、归因理论、自我效能理论为基础。其中社会学习理论由Rotter提出，社会学习理论阐述了控制源预测行为的原理，Rotter[1]认为个体某种行为的产生主要是该行为受到强化的期望及该强化对个体价值而形成的。内控者期望其行为本身就可决定强化是否出现，外控者则认为个人某一行为是否受到强化由运气或个人无法控制的力量造成。归因理论由Weiner提出，Weiner将活动成败的原因归结为下面六个因素，分别为能力、努力、任务难度、 运气、身心状态、外界环境等[7]。自我效能理论由美国心理学家Bandura[8]提出，Bandura[8]认为，自我效能(self -efficacy)为个体对自己是否有能力完成某项活动或任务的信心或主体对自我的感觉和把握，人们面临某项任务时选取何种行为，不仅与个体是否相信该行为能产生特定的强化结果有关，还与其信念、意志和信心等有关。

1.2 量表的形成

1.2.1 条目池构建 通过文献回顾及理论研究，以Millar[9]的四维度模型为基础，借鉴侯志瑾等[10]翻译、汉化的大学生职业控制源量表， Dag等[11]编制的大学生职业控制源量表。编制了包括职业内控(13个条目)、职业机遇(8个条目)、低职业效感(10个条目)、职业他控(9个条目)4个维度(共40个备选条目)的护生职业控制源初始量表。

1.2.2 专家咨询 邀请16名专家对量表条目进行咨询。咨询专家中包括护理心理学专家8名(50.0%)、临床护理专家4名(25.0%)、应用心理学专家4名(25.0%)；女12名(75.0%)、男4名(25.0%)；年龄为33～64岁，平均(47.44±8.17)岁；工作年限为4～40年，平均(24.44±10.68)年；博士8名(50.0%)、硕士5名(31.3%)、本科3名(18.8%)。本研究进行了两轮专家咨询，两轮问卷的回收率均为100%，咨询中专家提出修改意见分别占56.25%和37.50%；专家的权威程度用权威系数Cr表示，本研究两轮专家的Cr分别为0.84 和0.85。专家对条目的重要性进行评分，选项采用Likert 5 级评分，选项分别从“非常重要”到“不重要”，分别赋值为5～1分；筛选标准为条目重要性评分的均数≥4分、变异系数≤0.30。通过两轮专家咨询后，各条目的变异系数范围为0.07～0.23。通过对条目进行筛选，两轮专家咨询的协调程度(Kendall’s W)分别为 0.21和 0.25，差异具有统计学意义(P<0.05)；通过专家咨询的结果及文献查阅，最后删除15个条目，合并6个重复条目，增加1个条目，修改8个措词不佳条目，得到20个条目的正式量表。

1.3 量表的信效度检验

1.3.1 调查对象 2017年12月～2018年5月，采用方便整群抽样法选取广东省3所护理院校的580名全日制护理本科生为研究对象。其中女521名(89.80 %)，男59名(10.20%)；年龄17～24岁，平均(20.71±1.47)岁；一年级147名(25.30 %)、二年级145名(25.00 %)、三年级145名(25.00 %)、四年级143名(24.70%)。

1.3.2 调查工具 将量表制成问卷，问卷由一般资料调查表、护生职业控制源量表、大学生职业成熟度量表3部分组成。一般资料调查表是研究者自行设计，内容包括性别、年龄、所在年级；大学生职业成熟度问卷由张智勇等[12]编制，在护生人群中的信度为0.79[5]；护生职业控制源量表是在查阅相关文献及通过专家咨询法的基础上形成。护生根据自身的情况，结合个人的实际感受与条目的内容，选项采用Likert 5级评分法，“非常同意”计5分 ，“比较同意”计4分，“同意”计3分，“比较不同意”计2分，“非常不同意”计1分。

1.3.3 资料收集 调查前获得各护理院校负责人的同意及支持。调查前调查者向护生说明调查目的、内容及意义，阐述本问卷的填写要求，获得知情同意后统一发放问卷，采取匿名方式调查。问卷由护生独立填写，调查者当场检查问卷是否存在错填或漏填的情况并予以指正，问卷当场回收。

1.4 统计学处理 运用Excel 2013建立数据库，使用SPSS 20.0软件包对资料进行分析和处理。对专家咨询资料及护生的一般资料进行描述性统计分析；采用项目分析、内容效度、结构效度、校标关联效度对量表进行效度分析；运用内部一致性分析、重测信度对量表的信度进行评价。以P<0.05或P<0.01表示差异有统计学意义。

2 结果

2.1 项目分析 采用极端组法计算条目决断值，将量表按得分高低排序，得分前27%和后27%的护生作为高分组和低分组，采用独立样本t检验求出各条目的临界比或决断值[13]。经验证高低两组各条目得分差异均有统计学意义(P<0.05)，未删除条目。计算总量表与每个条目得分的相关系数，量表总分和所有条目的相关系数均大于0.30，未删除条目，量表条目数为20。

2.2 效度分析

2.2.1 内容效度 内容效度主要通过专家咨询的方式获得，本研究通过专家咨询中的专家(共16名专家，其中包括心理护理教育者、护理管理者、应用心理学专家)对量表内容的相关性进行评价，根据评价结果计算得出量表的内容效度[14]。各条目的 CVI 范围为0.850～1.000，总量表的内容效度为0.90。

2.2.2 结构效度 (1)探索性因子分析结果显示，得到取样切合性量数(Kaiser-Meyer-Olkin，KMO)值为0.821，Bartlett球形检验值为4390.029(P<0.05)，表明数据可以进行探索性因子分析[15]。提取特征根大于1的4个公因子，累计贡献率为57.65%。条目因子载荷均≥0.40，载荷范围为0.514～0.843，无多重载荷，满足要求，得到最终版量表。具体因子载荷量表见表1。根据控制源的理论基础及查阅国内外文献，各因子的名称分别为职业内控(条目A1～A7)，职业机遇(条目B8～B10)，低职业效能(条目C11～C14)，职业他控(条目D15～D20)。(2)结构效度分析显示，各条目与总分相关系数范围0.344～0.565，4个因子与总分相关系数范围0.469～0.758。因子1与自身条目相关系数0.623～0.782，因子2与自身条目相关系数0.434～0.838，因子3与自身条目相关系数0.431～0.772，因子4与自身条目相关系数0.301～0.629，差异均有统计学意义(均P<0.05)。

表1 护生职业控制源问卷探索性因子分析结果

2.2.3 校标关联效度 校标关联效度分析显示，职业控制源及其各维度得分与职业成熟度总分的相关系数在0.239～0.503之间，差异有统计学意义(P<0.05)。

2.3 信度分析

2.3.1 内部一致性分析 总量表Cronbach’s α系数为0.812，4个因子职业内控、职业机遇、低职业效能、职业他控的Cronbach’s α系数分别为0.834、0.774、0.816、0.795；总量表折半信度为0.888，职业内控、职业机遇、低职业效能、职业他控4个因子的折半信度分别为0.817、0.692、0.758、0.704。

2.3.2 重测信度 通过随机抽取48名护理本科生，在完成第1次测量的两周后进行第2次测量，总量表的重测信度系数为0.888，4个因子职业内控、职业机遇、低职业效能、职业他控的重测信度系数分别为0.841、0.787、0.709、0.844。

3 讨论

3.1 护生职业控制源量表的意义 与大学生职业控制源量表相比，本研究增加符合我国文化和护理发展现状的间接影响因素，包括“职业环境”和“用人单位的需求”，同时，用“人脉背景”这一条目将社会资源及公平与否等条目进行概括，用“低职业效能”这一维度将自我效能和职业无助进行概括，将“努力”、“职业规划”等维度归为“职业内控”。对职业机遇这一维度的条目进行主语的修改，避免条目的重复。针对部分语句用词不当进行修改，增加具有时代和文化特色的条目，且本问卷函询的对象多数为护理领域的专家，问卷的条目经专家的修改和补充更符合护理事业发展的现状。

大学阶段是护生职业生涯发展的准备期也是工作前的缓冲期，护生职业生涯规划受到不同因素影响，包括个体心理、生理方面等主观因素；还有社会环境、机遇等客观因素。Weiner[16]提出不同的归因方式会对个体产生不同的影响，如将正性结果归于个体内在、稳定的因素，则个体会拥有更强的自信心和自尊心；反之，个体将负性结果归于内在、稳定和不可控制因素，则个体会产生抑郁、自卑等消极情绪。职业控制源可以评估护生对未来职业生涯的预期和信念，对职业控制源与职业发展的相关变量的关系进行研究，进而了解职业控制源对护生职业认同、职业决策效能、职业决策困难、职业成熟度等变量的影响，从而寻找帮助护生进行职业干预的有效方法。

3.2 量表的效度 根据探索性因子分析，得出4个维度可以解释57.65%的总变异，护生职业控制源量表的各条目载荷均≥0.40，且没有多重载荷，其维度包括职业内控、职业机遇、低职业效能、职业他控，与量表编制的理论结构基本一致。护生的职业控制源量表结构清晰，量表的结构效度中4个维度与总量表间的相关系数范围为0.469～0.758，各条目与总分相关系数范围0.344～0.565。本研究护生职业控制源量表总的内容效度值为0.90，量表各条目的内容效度数值范围为0.850～1.000。当量表的内容效度数值高于0.80时，则说明量表具有较好的内容效度。

3.3 量表的信度 信度的检测可反映量表条目的一致性程度，也是量表的有效性和可靠性的衡量指标。本研究对量表的信度进行测评采用的是Cronbach’s α系数和重测信度两个指标。量表的Cronbach’s α系数高于0.80，则表示该量表内在一致性良好[15]。本研究结果显示，量表各条目的Cronbach’s α系数是0.774～0.834，总量表的Cronbach’s α系数是0.812；当量表的折半信度高于0.80，则表示较好[15]。结果显示，总量表的折半信度为0.888。此外，本量表还具有较好的可行性，结构简单，内容易懂，数量适宜，适合在护生人群中应用与推广。

4 小结

本研究编制的护生职业控制源量表经项目分析、信度和效度检验，各指标均达到测量学标准，可用于护理本科生职业控制源测量。量表信度检验中发现，尽管总量表信度较高，但职业机遇维度的Cronbach’s α系数明显低于其他维度，且折半系数也相对较低。原因可能是由于该维度的条目较少，稳定性相对较差。由于本研究条件受限，取样范围局限于广东省3所护理本科院校，今后可以扩大样本的取样范围，建立全国常模。