MBI-HSS量表在煙臺某“三甲”醫(yī)院護士中應用的信效度分析

馬夢真 ，張文靜 ，2，范燕燕 *，李方園

（1.濱州醫(yī)學院護理學院，山東 煙臺 264003；2.青島大學附屬煙臺毓璜頂醫(yī)院，山東 煙臺 264000）

職業(yè)倦怠又稱工作倦怠，是由美國心理學家Freudenberg[1]于1974年在研究職業(yè)緊張時首次提出的，是一種與工作情景有關的綜合癥狀[2]。為量化職業(yè)倦怠，Maslach和Jackson于1981年編制了 Maslach職業(yè)倦怠量表（MBI）[3]，并在英國、美國、澳大利亞、西班牙、巴西、沙特阿拉伯等國家得到廣泛應用[4-5]，呈現(xiàn)了較好的信效度指標[4，6-9]。如國外一項對8個國家646家醫(yī)院54 738名護士應用MBI的因子分析顯示[10]：該量表可提取3個因子，各因子載荷均＞0.3；驗證性因子分析中，7個國家的漸進殘差均方和平方根（RMSEA）均小于0.08。中國最早在2000年由李小妹等[11]將Maslach職業(yè)倦怠-服務行業(yè)版量表（MBI-HSS）翻譯后應用于西安市內(nèi)外婦兒護士的職業(yè)倦怠測量，在該人群中MBI-HSS總量表及各維度的Cronbach's α系數(shù)均大于0.8。2005年李永鑫等[12]對MBI進行了文化調(diào)適，形成了中國職業(yè)倦怠量表（CMBI），在包括護士（72人，占24.6%）在內(nèi)的多個職業(yè)人群中應用顯示，CMBI的同質(zhì)信度、分半信度、重測信度均＞0.7，各因子負荷均＞0.5。自此，MBI便在中國護士的職業(yè)倦怠測量中得到廣泛應用。但是追溯其應用過程發(fā)現(xiàn)，截至目前，缺少MBI尤其是MBI-HSS在中國護士群體中應用的效度測量數(shù)據(jù)。另外有心理學家指出，MBI的信度和效度測量均具有時效性[13]。為了保證MBI在國內(nèi)護士群體中應用的規(guī)范性和嚴謹性，本研究擬選取煙臺市“三甲”醫(yī)院護士為研究對象，檢驗MBI-HSS在該人群中應用的信效度指標。

1 資料與方法

1.1 一般資料

便利抽樣煙臺某地區(qū)三級甲等綜合醫(yī)院，于2020年4月—5月期間進行在線調(diào)查，累計調(diào)研護士271名。納入標準：（1）持有中華人民共和國注冊護士執(zhí)照；（2）從事臨床護理工作1年及以上；（3）年齡在18周歲以上；（4）自愿參加本研究。排除標準：（1）進修、實習、退休返聘護士；（2）調(diào)查期間因病假、產(chǎn)假、進修外出學習（≥1周）不在崗者。

1.2 樣本量估算

MBI-HSS量表共22個條目，根據(jù)樣本量應為量表條目數(shù)5～10倍的原則[14]，按照10倍條目數(shù)計算，樣本量應至少為22×10=220人。考慮到10%的無效問卷，因此預估樣本至少在242人以上。

1.3 調(diào)查問卷

MBI職業(yè)倦怠量表由美國心理學家Maslach等于1981年編制[3]，包括服務行業(yè)、教師、通用3個版本。本研究選取經(jīng)李小妹、陳素坤等[11，15]漢化修訂的 MBI-服務行業(yè)版（MBI-HSS），該版本適用于從事服務行業(yè)的人員，包括醫(yī)護人員、警察和社會工作者等。量表共計3個維度22個條目，分別為情感衰竭維度（9個條目，評價由于工作引起的情緒反應）、去人格化維度（5個條目，評價護士對服務對象的態(tài)度及感覺）和個人成就感維度（8個條目，評價護士的工作成就）。采用Likert 7級評分法，按0～6分計分，總分越高職業(yè)倦怠程度越重。

1.4 調(diào)查方法

制作問卷星電子量表，采用護理部集中部署、大科護士長到護士長層層傳達的方法，督促護士于空閑時間在安靜環(huán)境中獨自填寫，以保證量表的回收質(zhì)量。

1.5 統(tǒng)計學方法

將問卷星數(shù)據(jù)導出，應用SPSS 16.0和Amos19.0軟件對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，具體內(nèi)容如下。

1.5.1 項目分析（1）鑒別度檢驗：根據(jù)量表得分劃分為高得分組（總得分前27%）和低得分組（總得分后27%），行獨立樣本t檢驗，t值越高提示條目區(qū)分度越高，通常刪除t值＜3.000的條目和檢驗未達到統(tǒng)計學差異的條目。（2）同質(zhì)性檢驗：計算各條目得分與量表總得分的Pearson相關系數(shù)，r＞0.7表示高度相關，r=0.4～0.7表示中度相關，r≤0.3表示低相關，通常刪除r≤0.3的條目。

1.5.2 信度檢驗 采用Cronbach’s α系數(shù)評價量表內(nèi)部一致性（＞0.9表示一致性非常好，0.8～0.9表示一致性較好，0.7～＜0.8表示一致性可以接受）。

1.5.3 效度分析（1）探索性因子分析（EFA）：當Bartlett球形檢驗P＜0.05、取樣適切性量數(shù)（KMO）＞0.5時，可進行探索性因子分析。選取因子載荷值0.5以上的條目進行分析[16]。（2）驗證性因子分析（CFA）。①結(jié)構(gòu)效度判定指標[17-18]：模型擬合度和模型基本適配度。模型擬合度良好指標：χ2/df（卡方自由度比值）＜3，RMSEA（漸進殘差均方和平方根）＜0.08，TLI（非規(guī)準適配指數(shù)）＞0.9，CFI（比較適配指數(shù)）＞0.9，SRMR（標準化殘差均方和平方根）＜0.08。若距離上述指標差異較大，則需對初始模型中修正指數(shù)（MI）數(shù)值較大的參數(shù)進行修正，即將其由固定參數(shù)改為自由參數(shù)[19]。模型的基本適配度良好指標：各因子載荷值＞0.5。②聚斂效度理想的判定指標：組合信度（CR）＞0.7，平均方差變異（AVE）＞0.5[20-21]。③區(qū)分效度理想的判定指標：維度AVE平方根＞該維度與其他維度的相關系數(shù)[17]。

2 結(jié)果

2.1 一般資料

271名護士中，女性占93.7%，男性占6.3%；年齡21～54歲，平均（31.46±7.07）歲；工作年限 1～36 年，平均（8.91±7.78）年；大專及以下學歷占24.0%，本科及以上學歷占76.0%（包括有學士學位和無學士學位者）；內(nèi)科84人（31.0%），外科69人（25.5%），婦產(chǎn)科17人（6.3%），兒科 20人（7.4%），重癥醫(yī)學科20人（7.4%），手術室 18人（6.6%），急診18人（6.6%），其他科室25人（9.2%）。

2.2 項目分析

2.2.1 鑒別度檢驗 t檢驗結(jié)果顯示，22個條目的得分差異均有統(tǒng)計學意義（P＜0.01），且|t|介于 6.965～18.857 之間（詳見表 1），均＞3.000，提示各條目區(qū)分度好，所有條目均可保留。

2.2.2 同質(zhì)性檢驗 Pearson分析顯示，MBI-HSS量表各條目得分與量表總分的相關系數(shù)為 0.375～0.762（P＜0.01），其中＞0.7 的條目4個，高度相關占比18.2%，＞0.4的條目20個，中度及以上相關占比90.9%（詳見表1），提示各條目具備一定的穩(wěn)定性和可靠性。

表1 職業(yè)倦怠量表各條目t值及與總量表得分的相關系數(shù)（n=271）

2.3 信度分析

總量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.912，情感衰竭維度、去人格化維度和個人成就感維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.921、0.842和0.857，均＞0.8。提示量表信度較好，具有較高的可靠性。

2.4 效度分析

2.4.1 探索性因子分析 可行性檢驗顯示，KMO值為0.901，Bartlett球形檢驗值為 3 618.776，自由度為 231，P＜0.05，達顯著水平，說明適合進行探索性因子分析。主成分分析以特征根大于1為標準抽取共同因素，并設定因子載荷小于0.5的條目在結(jié)果中不顯示。結(jié)果顯示，22個條目因子載荷均在0.557及以上（詳見表2），3個因子的旋轉(zhuǎn)平方和載入累積貢獻率為61.856%（詳見表3），提示量表具有良好的效度。

表2 職業(yè)倦怠量表的因子結(jié)構(gòu)

表3 職業(yè)倦怠量表3個因子累計貢獻率

2.4.2 驗證性因子分析（1）結(jié)構(gòu)效度。①三因子結(jié)構(gòu)效度。將22個條目作為觀察變量，將情感衰竭維度、去人格化維度和個人成就感維度作為潛變量確定預設模型。結(jié)果顯示，初始模型擬合指標不理想（詳見表4，修正前），提示初始模型與調(diào)查數(shù)據(jù)的模型擬合效果較差，需要根據(jù)修正指數(shù)（MI）對初始模型進行修正[19]。選擇模型中MI值較高的誤差變量e2與e3、e16與e17、e1與e2，分別兩兩建立相關，將其由固定參數(shù)改為自由參數(shù)，以便降低χ2值。修正后擬合指標均在可接受范圍內(nèi)（詳見表4，三因子模型）。另外，修正后條目因子載荷在0.5以上者占90.9%（詳見表5），提示模型基本適配度良好，能基本反映要測得的結(jié)構(gòu)效度。②二因子結(jié)構(gòu)效度?；诩韧芯坑刑峒扒楦兴ソ呔S度和去人格化維度相關性較高，建議可考慮將二者化為一個因子結(jié)構(gòu)。另外本研究相關分析也顯示，情感衰竭維度與去人格化維度的相關系數(shù)高達0.628（詳見表6），故將22個條目作為觀察變量，將情感衰竭合并去人格化作為一個維度和個人成就感維度一起作為潛變量確定預設模型。結(jié)果顯示，修正前后模型擬合指標均不理想（詳見表4，二因子模型）。

表4 不同模型擬合指數(shù)

表5 三因子模型條目因子載荷

表6 各維度得分的相關性分析（區(qū)分結(jié)果）

表7 聚斂結(jié)果

3 討論

3.1 MBI-HSS各條目同質(zhì)性好且具備一定區(qū)分度

項目分析顯示，MBI-HSS量表在煙臺地區(qū)“三甲”醫(yī)院護士中應用，各條目高低得分分組比較，差異均有統(tǒng)計學意義（P＜0.01），且各條目|t|均在3.000以上，提示各條目鑒別區(qū)分度良好，所有條目可保留。同時Pearson相關分析顯示，MBI-HSS量表20個條目得分與量表總分相關系數(shù)均大于0.4，提示各條目的同質(zhì)性好，具有一定穩(wěn)定性。

3.2 MBI-HSS量表信度可靠

本研究主要采用了內(nèi)部一致性檢驗作為信度檢驗的指標，結(jié)果顯示，MBI-HSS量表在煙臺地區(qū)“三甲”醫(yī)院護士中應用，總量表與3個維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.912、0.921、0.842及0.857，均＞0.8，提示一致性較好[19]。該結(jié)果與李小妹等[11]在西安護士中應用MBI-HSS量表的信度指標一致（0.93、0.91、0.84、0.81）。由此提示，MBI-HSS 量表應用于煙臺地區(qū)“三甲”醫(yī)院護士中具有可靠性。

3.3 MBI-HSS量表在三因子結(jié)構(gòu)下的效度指標理想

探索性因子分析顯示，MBI-HSS量表在煙臺地區(qū)“三甲”醫(yī)院的護士中應用可提取3個公因子，且條目因子載荷值在0.557～0.874之間，滿足因子載荷值不低于0.5的標準要求[16]，說明題項變量對各共同因素的關聯(lián)強度達標。驗證性因子分析顯示，三因子結(jié)構(gòu)模型經(jīng)過修正后，其模型擬合度指標滿足如下標準：χ2/df＜3，RMSEA＜0.08，TLI＞0.9，CFI＞0.9，SRMR＜0.08[19]，且修正后的條目因子載荷90.9%在0.5以上，說明模型基本適配度良好。該結(jié)果支持魏雪梅等[13]在南充市“二甲”及以上等級醫(yī)院臨床護士帶教教師中應用MBI-HSS的結(jié)構(gòu)效度檢驗結(jié)果（三因子結(jié)構(gòu)：GFI＞0.9，RMSEA＜0.06，相對擬合指數(shù) NFI、CFI、IFI、TLI均在0.9以上）。另外，既往有學者在應用MBI通用版量表（MBI-GA）時有涉及其二因子和三因子結(jié)構(gòu)的爭論[12，22-23]。李永鑫[24]認為介于MBI的情感衰竭維度和去人格化維度存在高度相關性，曾建議可考慮將二者化為一個因子結(jié)構(gòu)以進一步探討其二因子結(jié)構(gòu)的擬合度。而本研究結(jié)果中（見表6）呈現(xiàn)的情感衰竭維度與去人格化維度相關性也較高，為0.628。基于此，本研究又對MBI-HSS的二因子結(jié)構(gòu)模型進行了結(jié)構(gòu)效度檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)修正前后，模型各擬合指標均不理想。

由此提示，MBI-HSS量表在煙臺地區(qū)“三甲”醫(yī)院護士中應用呈現(xiàn)三因子結(jié)構(gòu)：情感衰竭、去人格化、個人成就感。另外，本研究結(jié)果顯示各維度的CR值均大于0.7，AVE均大于0.5，提示歸屬同一維度的題項之間存在高度相關，即MBI-HSS量表的聚合效度理想：測量相同潛在特質(zhì)的題項會落在同一個因素構(gòu)面上[19]。同時，本研究結(jié)果顯示各維度AVE平方根（0.704～0.752）均大于該維度得分與其他維度得分的相關系數(shù)絕對值（0.321～0.628），提示不同維度之間具有差異，即MBI-HSS量表的區(qū)別效度理想：不同構(gòu)面所代表的潛在特質(zhì)低相關或存在顯著差異[19]。

綜上所述，MBI-HSS量表在煙臺“三甲”醫(yī)院護士群體中應用體現(xiàn)了較好的信效度指標，并且支持三因子的量表結(jié)構(gòu)，因此推薦MBI-HSS量表在煙臺地區(qū)護士群體中的應用。但對于中西部地區(qū)應用MBI-HSS量表測量護士群體職業(yè)倦怠的可靠性和準確性，則有待相關地區(qū)的研究進一步提供信效度指標的支持數(shù)據(jù)，以促進MBI-HSS量表在中國護士群中推廣應用的科學性。