醫(yī)學(xué)生職業(yè)認同與人文關(guān)懷能力、生涯自我效能感的關(guān)系

梅思佳

（溫州醫(yī)科大學(xué) 仁濟學(xué)院，浙江 溫州 325035）

近年來，傷醫(yī)、殺醫(yī)等醫(yī)患關(guān)系惡化事件頻繁發(fā)生，影響了醫(yī)師的從業(yè)環(huán)境，在一定程度上沖擊了他們的職業(yè)價值觀、職業(yè)情感體驗與職業(yè)認知，導(dǎo)致醫(yī)師職業(yè)行為的異化、厭倦甚至離職[1]。醫(yī)療隊伍穩(wěn)定性的下降、醫(yī)師職業(yè)高壓力、高風(fēng)險、高投入的性質(zhì)，也對在校醫(yī)學(xué)生的職業(yè)認同產(chǎn)生了負面影響，甚至出現(xiàn)了職業(yè)認同危機[2]。

職業(yè)認同是個體對所從事或即將從事的職業(yè)的目標(biāo)、性質(zhì)、內(nèi)容、社會價值與其他因素的看法的總和，是職業(yè)價值觀的最終體現(xiàn)[3]。它決定了個體基本的工作態(tài)度，影響著個體的自我認知及其對職業(yè)的感受[4]。London的職業(yè)動機理論指出，個體的職業(yè)決策自我效能會影響職業(yè)決策，進而影響職業(yè)認同[5]。亦有研究發(fā)現(xiàn)，職業(yè)認同與人文關(guān)懷能力間呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，人文關(guān)懷能力能正向預(yù)測職業(yè)認同[6]。醫(yī)學(xué)生作為未來醫(yī)療隊伍的主力軍，其職業(yè)認同在一定程度上決定了未來醫(yī)療隊伍的服務(wù)水平與穩(wěn)定性。基于此，本研究以在校醫(yī)學(xué)生為研究對象，調(diào)查分析醫(yī)學(xué)生職業(yè)認同的總體情況及其與人文關(guān)懷能力、生涯自我效能感的關(guān)系，揭示醫(yī)學(xué)生人文關(guān)懷能力、生涯自我效能感對職業(yè)認同的影響機制，為進一步做好醫(yī)學(xué)生職業(yè)教育提供依據(jù)。

1 對象和方法

1.1 對象 選取江浙地區(qū)6所不同類型和層次高校的大一至大三年級的在校醫(yī)學(xué)類本科生開展調(diào)查。其中，985工程院校包括浙江大學(xué)、南京大學(xué)；211工程院校包括蘇州大學(xué)、江南大學(xué)；普通本科院校包括溫州醫(yī)科大學(xué)、寧波大學(xué)。專業(yè)涵蓋臨床醫(yī)學(xué)、預(yù)防醫(yī)學(xué)、口腔醫(yī)學(xué)等。本調(diào)查采用了班級整群抽樣的方式，對6所高校的36個班級發(fā)放問卷1080份，回收有效問卷960份，回收有效率達88.89%，調(diào)查對象年齡18～21歲。其中，男生463人（占48.23%），女生497人（占51.77%）；大一325人（占33.85%），大二420人（占43.75%），大三215人（占22.40%）；有學(xué)生干部經(jīng)歷的醫(yī)學(xué)生為495人（占51.56%），無學(xué)生干部經(jīng)歷的醫(yī)學(xué)生為465人（占48.44%）。

1.2 方法

1.2.1 職業(yè)認同量表：職業(yè)認同量表由張麗莉[7]于2010年編制，包括職業(yè)認知、職業(yè)情感、職業(yè)行為、職業(yè)承諾、職業(yè)價值觀與職業(yè)期望6個維度，共含38個條目，采用Likert5點計分，總分越高表明職業(yè)認同度越高，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.908。

1.2.2 醫(yī)學(xué)生人文關(guān)懷能力問卷：醫(yī)學(xué)生人文關(guān)懷能力問卷由申正付等[8]于2013年編制，主要用于探討醫(yī)學(xué)生的人文關(guān)懷能力，包含利他、誠實、勇氣、信任、耐心、謙遜與希望7個維度，共42個條目，采用Likert5點計分，從“完全不符合”到“完全符合”，得分越高說明醫(yī)學(xué)生人文關(guān)懷能力越強，該問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.889。

1.2.3 大學(xué)生生涯自我效能感量表：大學(xué)生生涯自我效能感量表由劉保勝[9]于2011年編制，主要用于探討大學(xué)生的生涯自我效能感，包括未來期望、自我評價、自主控制、克服困難與能力信念5個維度，共21個條目，采用Likert5點計分，總分越高表明生涯自我效能感越強，該問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.88，驗證性因素分析的各項擬合指數(shù)較好。

1.3 問卷施測 主要采用問卷調(diào)研的方式進行，在正式調(diào)查時采取了研究者親自集體施測與郵寄問卷委托施測兩種方式進行數(shù)據(jù)的采集。集體施測的具體過程為：現(xiàn)場發(fā)放問卷，在施測前對被試者給予統(tǒng)一的指導(dǎo)語，要求被試者在規(guī)定時間內(nèi)根據(jù)自身實際情況完成答題，并統(tǒng)一進行現(xiàn)場回收，現(xiàn)場設(shè)置問卷質(zhì)量監(jiān)測員，抽取部分問卷進行檢測，主要是檢查問卷答題的完整性與有效性。委托施測的具體過程為：研究者選擇并確定需要調(diào)查的高校，然后聯(lián)系對方教師，詳細說明此次調(diào)查的目的、取樣范圍和施測標(biāo)準(zhǔn)，獲得其同意后，將調(diào)查問卷、施測說明書等相關(guān)材料裝入信封寄予對方。要求施測教師在施測前仔細閱讀施測說明書和調(diào)查問卷，及時澄清問題，根據(jù)施測說明書對被試者進行集體測量，在被試者完成問卷填寫后，現(xiàn)場統(tǒng)一回收，清點并裝入信封直接回寄給研究者。

1.4 統(tǒng)計學(xué)處理方法 采用SPSS22.0統(tǒng)計軟件進行統(tǒng)計分析。計量資料以±s表示，2組間比較采用獨立樣本t檢驗，多組間比較采用單因素方差分析。醫(yī)學(xué)生人文關(guān)懷能力、生涯自我效能感與職業(yè)認同的關(guān)系采用多元線性回歸分析和中介效應(yīng)檢驗。P＜0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 醫(yī)學(xué)生職業(yè)認同的總體現(xiàn)狀分析 醫(yī)學(xué)生職業(yè)認同總分略高于中值3，總體上處于中等偏高水平，而職業(yè)情感、職業(yè)承諾、職業(yè)行為、職業(yè)期望與職業(yè)價值觀5個維度的平均分也均略高于中值3。在職業(yè)認同的6個維度中，職業(yè)行為維度的平均分最高，其次為職業(yè)價值觀，而職業(yè)認知維度的平均分最低，且略低于中值3。另外，依據(jù)標(biāo)準(zhǔn)差的結(jié)果可知，得分間差異最大的為職業(yè)情感維度。可見，醫(yī)學(xué)生職業(yè)認同處于中等偏高水平，對于職業(yè)的認知度偏低，且在職業(yè)情感上出現(xiàn)兩極選擇。見表1。

表1 醫(yī)學(xué)生職業(yè)認同的定量分析（n=960）

進一步分析發(fā)現(xiàn)，醫(yī)學(xué)生職業(yè)認知度偏低的原因主要在于部分受試醫(yī)學(xué)生認為醫(yī)師工作壓力大、風(fēng)險高，醫(yī)師的付出與所得匹配度不高，且目前的從醫(yī)環(huán)境比較惡劣。見表2。

2.2 醫(yī)學(xué)生職業(yè)認同的個體差異分析 在個體差異因素中，醫(yī)學(xué)生的職業(yè)認同在學(xué)生干部經(jīng)歷因素上差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05），而在性別、年級因素上差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）。有學(xué)生干部經(jīng)歷的醫(yī)學(xué)生職業(yè)認同度顯著高于無學(xué)生干部經(jīng)歷的醫(yī)學(xué)生（P＜0.05）。其中，在職業(yè)認同的各個維度上，有學(xué)生干部經(jīng)歷的醫(yī)學(xué)生職業(yè)情感、職業(yè)承諾與職業(yè)期望3個維度得分顯著高于無學(xué)生干部經(jīng)歷的醫(yī)學(xué)生，差異存在統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）。見表3。

表2 醫(yī)學(xué)生職業(yè)認知維度分析（n=960）

2.3 醫(yī)學(xué)生人文關(guān)懷能力、生涯自我效能感與職業(yè)認同的回歸分析 為進一步探究醫(yī)學(xué)生的人文關(guān)懷能力、生涯自我效能感與職業(yè)認同的關(guān)系，以人文關(guān)懷能力的7個維度與生涯自我效能感的5個維度為自變量，以職業(yè)認同為因變量，進行逐步多元線性回歸分析。結(jié)果顯示，最終進入回歸方程式的顯著變量共有4個，分別為未來期望、誠實、克服困難與耐心，這4個變量對職業(yè)認同有著正向影響，且能聯(lián)合預(yù)測職業(yè)認同58.8%的變異量，就個別變量的解釋量來看，未來期望層面的預(yù)測力最佳，其解釋量為43.6%，其次為誠實變量，解釋量為11.5%，這2個變量的聯(lián)合預(yù)測力達55.1%。同時，未來期望、誠實、克服困難、耐心這4個變量的β系數(shù)為正，表示這4個變量對職業(yè)認同有著正向影響，即醫(yī)學(xué)生對未來的期望越高、越能克服困難、越誠實、越有耐心，職業(yè)認同度就越高。見表4。

表3 不同性別、不同年級、有無學(xué)生干部經(jīng)歷的醫(yī)學(xué)生職業(yè)認同的比較（n=960，±s）

表3 不同性別、不同年級、有無學(xué)生干部經(jīng)歷的醫(yī)學(xué)生職業(yè)認同的比較（n=960，±s）

性別 男 3.00±0.60 3.59±1.07 3.65±0.91 3.74±1.06 3.52±0.92 3.66±0.86 3.84±0.56女 2.95±0.44 3.70±0.76 3.70±0.70 3.85±0.67 3.59±0.62 3.84±0.56 3.50±0.77 t 0.492 -0.691 -0.344 -0.692 -0.508 -1.330 -0.673 P 0.624 0.492 0.732 0.491 0.613 0.188 0.504學(xué)生 有 3.01±0.51 3.79±0.85 3.81±0.77 3.91±0.80 3.67±0.75 3.88±0.67 3.66±0.59干部 無 2.92±0.45 3.54±0.82 3.55±0.72 3.73±0.76 3.46±0.64 3.70±0.62 3.46±0.55經(jīng)歷 t 1.242 2.054 2.406 1.566 2.087 1.968 2.313 P 0.261 0.041 0.017 0.119 0.038 0.051 0.022年級 大一 3.06±0.46 3.71±0.84 3.69±0.75 3.73±0.74 3.55±0.60 3.81±0.56 3.57±0.52大二 2.96±0.49 3.74±0.86 3.76±0.78 3.84±0.81 3.66±0.76 3.82±0.73 3.61±0.61大三 2.91±0.49 3.71±0.85 3.60±0.74 3.86±0.79 3.48±0.70 3.75±0.61 3.50±0.56 F 1.311 0.865 0.869 0.423 1.222 0.207 0.702 P 0.272 0.423 0.421 0.656 0.297 0.813 0.497

表4 醫(yī)學(xué)生人文關(guān)懷能力、生涯自我效能感與職業(yè)認同的回歸分析（n=960）

2.4 生涯自我效能感在職業(yè)認同與人文關(guān)懷能力之間的中介作用分析 為進一步檢驗生涯自我效能感在職業(yè)認同與人文關(guān)懷能力間的中介作用，按照溫忠麟等[10]總結(jié)的方法，進行中介效應(yīng)的依次檢驗。第一步檢驗人文關(guān)懷能力對職業(yè)認同的預(yù)測作用，第二步檢驗人文關(guān)懷能力對生涯自我效能感的預(yù)測作用，第三步以職業(yè)認同為因變量，人文關(guān)懷能力與生涯自我效能感分別進入回歸方程。結(jié)果顯示，當(dāng)生涯自我效能感引入方程后，人文關(guān)懷能力對職業(yè)認同的解釋量由48.7%上升到55.8%，β也由原來的0.698降低到了0.414，但影響仍然顯著。說明了生涯自我效能感在職業(yè)認同與人文關(guān)懷能力之間起到了部分中介作用。見表5。

表5 生涯自我效能在職業(yè)認同和人文關(guān)懷能力間的中介效應(yīng)檢驗（n=960）

3 討論

3.1 醫(yī)學(xué)生職業(yè)認同現(xiàn)狀分析 本研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)學(xué)生的職業(yè)認同處于中等偏高水平，且在各個維度上的得分比較平均。這與張麗娜等[2]的研究結(jié)果一致。但因職業(yè)認同平均得分略高于中間值，且未達到比較認同（4分）的水平，可見，醫(yī)學(xué)生對于將來所要從事的職業(yè)態(tài)度尚未堅定。職業(yè)認同的各個維度中，職業(yè)行為維度上的得分最高，說明醫(yī)學(xué)生比較重視自身職業(yè)興趣的培養(yǎng)、職業(yè)素養(yǎng)的提高與職業(yè)能力的提升，積極參與與職業(yè)相關(guān)的學(xué)習(xí)活動。而職業(yè)認知維度上的得分最低，與醫(yī)學(xué)生對于醫(yī)師這一職業(yè)存在的壓力與風(fēng)險、從醫(yī)環(huán)境質(zhì)量以及職業(yè)價值等方面的主觀評估有關(guān)。另外，有學(xué)生干部經(jīng)歷的醫(yī)學(xué)生的職業(yè)認同度顯著高于無學(xué)生干部經(jīng)歷的醫(yī)學(xué)生，具體表現(xiàn)在職業(yè)情感、職業(yè)承諾與職業(yè)期望方面，這與吳琦等[11]的研究結(jié)果部分一致。相較于非學(xué)生干部，學(xué)生干部的經(jīng)歷促進了醫(yī)學(xué)生綜合素質(zhì)與能力的提高，形成了強烈的自尊、自強與自立，表現(xiàn)出開朗自信、勇于挑戰(zhàn)、責(zé)任心強、善于運用資源與處理人際關(guān)系等特點[12]。因而，在職業(yè)行為的參與中更有積極性與主動性，更容易獲得強烈的職業(yè)正向情感體驗，對職業(yè)發(fā)展的未來充滿期待，有利于堅定職業(yè)信念，穩(wěn)定專業(yè)思想[13]。

3.2 醫(yī)學(xué)生的職業(yè)認同與人文關(guān)懷能力、生涯自我效能感的關(guān)系 本研究結(jié)果顯示，生涯自我效能感中的未來期望、克服困難與人文關(guān)懷能力中的誠實、耐心這4個變量對職業(yè)認同度有著正向影響，即醫(yī)學(xué)生對未來的期望越高、越能克服困難、越誠實、越有耐心，職業(yè)認同度就越高。其中，未來期望對職業(yè)認同的影響最大，其次為誠實維度。同時，本研究的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，醫(yī)學(xué)生的生涯自我效能感在人文關(guān)懷能力對職業(yè)認同的影響中起部分中介作用，說明人文關(guān)懷能力可通過生涯自我效能感這一中介變量來影響醫(yī)學(xué)生的職業(yè)認同。以往研究認為人文關(guān)懷能力能夠正向預(yù)測職業(yè)認同[14]，而本研究則發(fā)現(xiàn)人文關(guān)懷能力除了可以直接影響醫(yī)學(xué)生的職業(yè)認同外，還會通過生涯自我效能感來影響職業(yè)認同。根據(jù)生涯自我效能理論，生涯自我效能感的形成受個體對環(huán)境因素與個人經(jīng)驗因素認知加工的影響，其對特定職業(yè)的自我效能和結(jié)果預(yù)期會直接影響個體的目標(biāo)選擇和對生涯行為的堅持[15]。人文關(guān)懷能力作為個人經(jīng)驗因素，通過認知加工影響到生涯自我效能感的形成。因而，人文關(guān)懷能力越高，生涯自我效能感也越高。同時，生涯自我效能感高的醫(yī)學(xué)生對未來職業(yè)發(fā)展與自我發(fā)展充滿信心，表現(xiàn)出積極、樂觀、真誠的態(tài)度，充滿正能量，即便是在職業(yè)發(fā)展的過程中遇到了困難或挫折，他們也能耐心地進行分析、正確地看待問題，并相信自己有能力妥善處理并解決這些困難或挫折，迎難而上，不輕易灰心氣餒，不容易迷失方向[16]。因而，他們具有更為強烈的職業(yè)情感，對于自己的職業(yè)選擇更易于堅持到底，職業(yè)認同度就越高。

綜上，鑒于職業(yè)認同對醫(yī)療衛(wèi)生隊伍穩(wěn)定性以及對醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展的重要影響，在醫(yī)學(xué)教育本科階段提高醫(yī)學(xué)生的職業(yè)認同度極其重要。職業(yè)認同是個體通過自身所從事或即將從事的職業(yè)認知自我、定位自我的反映，它不僅僅回答當(dāng)前“我是誰”的問題，同時也需要回答未來“我要成為什么樣的人”[17]。它的形成并非一蹴而就，需要一個潛移默化的長期過程。因而，醫(yī)學(xué)生在校期間，除了需要充分認識自己的專業(yè)，找準(zhǔn)定位，培養(yǎng)濃厚的職業(yè)興趣以外，學(xué)校、醫(yī)院、社會也應(yīng)形成合力，針對不同時期醫(yī)學(xué)生的心理發(fā)展特點，制定有針對性的培養(yǎng)措施，優(yōu)化課程結(jié)構(gòu)，加大人文課程的比重，提升人文教育的實效性；搭建臨床見習(xí)、實習(xí)的多元化的實踐平臺，提供更多的歷程化體驗，鼓勵其主動學(xué)習(xí)、豐富實踐經(jīng)歷，提升科學(xué)與人文素養(yǎng)，強化醫(yī)學(xué)生對職業(yè)理想的追求，提高個體崗位勝任力與競爭力；社會媒體也應(yīng)客觀、公正地報道醫(yī)患關(guān)系，降低醫(yī)學(xué)生對于職業(yè)風(fēng)險的認知，客觀地分析職業(yè)市場定位、展望職業(yè)發(fā)展前景，增強入職動力。