自我能力否定倾向量表的汉化及在医院护理管理者中的信度效度检验

彭莹 涂惠 马兆佳 熊晓云 郭婷 熊楚妍 程婷 陈祎慧 李雯欣

自我能力否定倾向（Impostor Phenomenon，IP）是指个体怀疑自己的能力或智商不足，并将取得成功归因于运气等外部因素的一种心理[1]。据不完全统计，70%的美国人在一生中至少经历一次与IP 一致的感受[2]。国外研究已证实，IP 与消极的心理健康结果有关，如焦虑、抑郁、职业倦怠和自杀[3-5]。不同文化、职业的人群都会受到IP 的影响[6-7]。文献回顾显示，IP 也存在于护理管理者中[8]。护理管理者肩负的角色多样，既是临床护理工作的监督者，又是科室护理管理的执行者，承担着科室人力、物力、财力管理及护理教学和科研等多方面工作，其工作常处于超负荷状态。有学者调查我国某医院护理管理者，结果显示，其心理健康现状不容乐观，其中焦虑、抑郁、职业倦怠等负性情绪突出，而IP 将增加产生此类负性情绪的风险，加重其身心负担[9]。目前研究多关注临床护士的心理健康，而关注护理管理者身心健康的研究较少。本研究引进的自我能力否定倾向量表（Clance Impostor Phenomenon Scale，CIPS）由美国Clance 教授[10]于1985 年编制，是目前用来评估IP的经典工具，在美国等以英语为母语的国家广泛应用，德国、韩国、俄罗斯、巴西、克罗地亚等国家也先后翻译了各自语言版本的量表[11-15]，目前国内尚未发现CIPS 的汉化版本。本研究根据规范的流程，获得原量表作者授权后汉化该量表并在医院护理管理者中检验其信度、效度，以期为后续开展IP 相关研究提供可靠的评估工具。

1 对象与方法

1.1 研究对象

在2021 年10 月至2022 年2 月期间，采用便利抽样法选取来自江西省10 家医院的护理管理者为研究对象。纳入标准：①目前担任医院护理管理者职位，包括病区护士长、科护士长、总护士长、护理部副主任、护理部主任及分管护理的其他管理者职位；②所在医院等级为三级甲等，医院所有制形式不限，医院类型不限（包括综合和专科医院）；③同意参加本研究。排除标准：①调查期间在职不在岗；②调查期间无法填写问卷。本研究已通过南昌大学第二附属医院生物医学研究伦理委员会审查，审批号为（2022）医研伦审第（62）号。

1.2 研究方法

1.2.1 原量表介绍

CIPS 是1985 年由Clance 教授编制[10]，已先后被翻译为德国[11]、韩国[12]、俄罗斯[13]、巴西[14]和克罗地亚[15]等语言版本，被广泛用于各种人群中[6-7]。该量表包括20 个条目，包括虚假（13 个条目）、运气（4 个条目）和折扣（3 个条目）3 个维度，采用Likert 5 级评分，“非常正确”计5 分、“经常”计4 分、“有时”计3 分、“很少”计2 分、“非常不正确”计1 分，均为正向计分条目，分数越高表示IP 越严重。量表信度较好，总Cronbach’sα系数为0．920，各维度的Cronbach’sα系数为0．70 ～0．84。

1.2.2 量表汉化

获得Clance 教授量表汉化授权后，根据Brislin 翻译模型[16]，对CIPS 进行翻译、回译、原作者审核、文化调适并进行预调查。①翻译：2 名翻译人员（英语专业博士和护理学专业博士，均有国外学习经历）单独翻译后，将2 份翻译初稿合并，研究者加入翻译小组，对有争议之处讨论修改直至3人达成一致，形成CIPS 翻译稿。②回译：2 名未接触过CIPS 的回译人员（护理心理学专业博士和已取得博士学位的英语教师）将CIPS 翻译稿单独译回英文后，将2 份回译初稿合并，研究者加入回译小组，对有争议之处进行讨论、修改，直至3人意见一致，形成CIPS回译稿。③原作者审核：将CIPS 回译稿通过电子邮件发给Clance 教授审核。根据Clance 教授的反馈结果，召开研究小组讨论会，修改翻译稿，形成CIPS 中文版初稿。④跨文化调适：邀请6 名心理护理学和心理治疗领域且相应临床经验丰富的具有中级及以上职称的专家，参照原量表对CIPS 中文版初稿进行跨文化调适，并采用Likert 4 级评分法的内容效度评价表评估中文版CIPS 的内容效度，“不相关”计1 分，“弱相关”计2 分，“比较相关”计3 分，“非常相关”计4 分。⑤预调查：随机选取15 名医院护理管理者进行预调查，评估中文版量表表达是否清晰。在预调查过程中，调查对象表示条目内容通俗易懂，易于理解，因此，此阶段量表条目内容未作修改。

1.2.3 资料收集方法

采用问卷星进行线上调查，取得医院相关部门同意，统一由一名经过培训的调查员发放问卷。使用统一指导语说明研究目的及填写要求，并告知被调查者匿名填写和自愿参加原则，如同意参加，需要签署知情同意书才能纳入此次调查。通过问卷星在线发放2 轮问卷，共调查333 名来自医院的护理管理者，发放并回收333 份问卷（第一轮111 份、第二轮222 份），问卷回收率为100．0%，剔除无效问卷后，有效问卷为315 份，第一轮用于探索性因子分析的问卷有105 份，第二轮用于验证性因子分析的问卷有210 份，问卷有效率为94．6%。间隔2 周随机选取20 名护理管理者进行复测，问卷回收率为100．0%，有效率为100．0%。

1.2.4 统计学方法

使用SPSS 26．0 软件进行数据分析，包括描述性统计、项目分析、探索性因子分析以及内容效度、内部一致性信度和重测信度。符合正态分布的定量资料采用均数±标准差描述；定性资料采用频数和构成比进行统计描述。使用AMOS 26．0软件进行验证性因子分析。本研究的检验水准取α=0．05（双侧）。

2 结果

2.1 医院护理管理者的一般资料

315 名医院护理管理者年龄为（40．55±6．50）岁，工作年限为（21．71±7．49）年，现任职务年限（6．58±5．75）年，其他资料见表1。

?

2.2 跨文化调适结果

为保证量表更符合我国文化背景和语言习惯，结合专家建议，经研究小组讨论并修改了3 个条目的表述。将条目2“我给人的印象是我比真实的自己更有能力”修改为“我能够给人一种更能干的（超出自己实际能力的）印象”。将条目15“当我在某任务上已经取得成功，我的成就得到认可时，我会怀疑自己能否在同样的任务继续重复这一成功”修改为“当我在某件事情上取得成功，并得到认可时，我会怀疑自己能否继续取得同样的成功”。将条目16“如果我完成的事情得到很多赞扬和认可，我倾向于忽视我所做的那些事情的价值”修改为“如果我因为完成了某些事而得到很多赞扬和认可，我倾向于认为我所做的那些事情并没有如此重要”。

2.3 项目分析结果

采用2 种方法进行项目分析。第一种是题总相关法，计算量表各条目得分与总分之间的相关系数。由于各条目得分和总分的数据呈正态分布，采用Pearson 相关分析。条目1、条目2 和条目19 的Pearson 相关系数＜0．4，应予以删除。剩余17 个条目的Pearson 相关系数为0．454 ～0．748（P均＜0．001）。第二种是临界比值法，将总分按降序排列，选择前27%（前85 例）为高分组，后27%（后85 例）为低分组，采用两独立样本t检验比较高分组和低分组之间的差异，t值即临界比值（Critical Ratio，CR），结果显示，条目1 和条目2 的CR 值＜3（P＞0．05），应予以删除。剩余18 个条目的CR 值为4．302 ～16．176（P＜0．001）。根据条目删除后量表总Cronbach’sα系数提高的标准[17]，删除条目1 和条目2 的量表总Cronbach’sα系数为0．879，在此基础上删除条目19后，量表的Cronbach’sα系数上升至0．887，同时与专家讨论，决定删除条目1“尽管在接受任务前担心自己不能做好，但我常常能够顺利完成”、条目2“我能够给人一种更能干的（超出自己实际能力的）印象”和条目19“如果我即将晋升或获得某种认可，我会犹豫是否要告诉别人，除非这件事已成事实”。

2.4 效度分析结果

2.4.1 结构效度

探索性因子分析样本量至少为100，当变量的共同度（h2）较大时，小样本可以确保因子载荷的稳定[18]。对剩余的17 个条目进行探索性因子分析，KMO 值为0．854，Bartlett球形检验显著性好，χ2=816．127，df=136，P＜0．001，说明数据进行因子分析效果较好。根据特征值大于1 的标准，使用主轴法进行因子提取，初步提取4 个因子，累计方差解释率为51．7%。然而，条目3、条目5、条目7、条目8、条目12、条目16 和条目20 表现不佳（h2＜0．4），被逐一剔除，最终剩余10 个条目，提取2 个因子。仍采用主轴法进行提取，设定提取2 个因子，累计方差解释率为54．5%；采用直接斜交法（Delta=0）进行旋转，模式矩阵下的因子载荷分布见表2。

?

验证二因子模型结构。Jackson等[19]推荐常使用以下拟合指数来评估模型，二因子原始模型拟合指数为χ2/df=4．533，P＜0．001，GFI=0．876，AGFI=0．800，CFI=0．862，TLI=0．817，RMSEA=0．13，模型拟合效果不理想。后根据标准化因素负荷量要求大于0．5 和修正指数（MI）进行修正，逐一删除条目15 和条目6，得到了令人满意的结果。修正的二因子模型见图1，其拟合指数为χ2/df=2．225，P=0．002，GFI=0．952，AGFI=0．909，CFI=0．959，TLI=0．940，RMSEA=0．077，符合测量学标准[20]，见表3。中文版CIPS 的最终因子结构为2 个因子，因子1 心虚包括条目4、条目13、条目14、条目17、条目18；因子2 自我否定包括条目9、条目10、条目11。因子1 与因子2 的相关系数为0．51。

?

2.4.2 内容效度

参加跨文化调适的6 名专家对量表内容效度进行评定，计算条目内容效度指数（Item-level Content Validity Index，I-CVI） 和量表平均内容效度指数（Scale-level Content Validity Index/Average，S-CVI/Ave）。结果显示，“比较相关（3 分）”和“非常相关（4 分）”的专家人数占总专家人数的83．0%～100．0%，各条目的I-CVI值为0．83～1．00；S-CVI/Ave 为0．936，表明内容效度良好，条目具有代表性。

2.5 信度分析结果

中文版CIPS 的Cronbach’sα系数为0．837。2 个因子的Cronbach’sα系数分别为0．847 和0．701。在收集数据2 周后，随机选取20 名护理管理者进行复测，量表的重测信度为0．914。

3 讨论

3.1 中文版自我能力否定倾向量表的效度良好

本研究采用主轴法和直接斜交法进行因子分析。主轴法对数据分布不做要求，相比主成分法提取因子更能得出准确的结果[21]。Widaman[22]也提出，相比主成分法，更推荐主轴法提取因子。原量表各因子之间高度相关，因此，采用直接斜交法(Delta=0)旋转。以累计方差解释率＞50．0%、共同度＞0．4、因子载荷量＞0．5，交叉载荷量较低为因子提取原则[23]。根据此原则，删除条目后，经探索性因子分析得出2 个因子，与French 等[24]的研究结果一致。参照原量表各条目的因子归属，对2 个因子重新命名。原量表理论结构不完善，在国外不同人群检验中得出单因子（20 个条目）[13-14]、二因子（16 个条目）[24]、三因子（12 个条目）[11]和四因子（19 个条目）[25]不同结构，但目前学者比较认可三因子结构。原量表三因子结构中，虚假（Fake）维度描述内心觉得能力或智商不足而感到心虚。始于担心被发现能力或智商不足，害怕失败，会竭尽所能展示自己的能力，导致完美主义等。运气（Luck）维度指将取得成功归因于外部因素，如运气等。折扣（Discount）维度指会忽视或难以接受或消极地对待对自己积极的赞美。本研究得出2 个因子，因子1 将虚假维度命名为“心虚”，即因能力或智商不足而心虚，担心被发现，害怕失败。因子2 将运气和折扣合并为一个维度，命名为“自我否定”，即否定自我，将取得成功归因于运气等外部原因，并消极地对待对自己的赞美。经检验，各条目的I-CVI为0．83～1．00（均＞0．78），S-CVI/Ave 为0．936（＞0．9），达到量表内容效度的测量学要求；修正二因子模型拟合指标达到标准且各个因子之间有中等程度的相关（r=0．51），即0．30＜r＜0．70，是适合中国的自我能力否定倾向量表结构。

3.2 中文版自我能力否定倾向量表的信度良好

常用的量表信度评价指标为内部一致性信度和重测信度。内部一致性信度用Cronbach’sα系数表示，Cronbach’sα系数＞0．7，重测信度＞0．75 则认为信度良好[26]。中文版CIPS 的总Cronbach’sα系数为0．837，2 个因子的Cronbach’sα系数分别为0．847 和0．701。表明中文版CIPS 与各维度均有良好的内部一致性。虽然略低于英文版量表的Cronbach’sα系数，即0．92[27]，但与韩语版量表的Cronbach’sα系数相近，即0．84[12]，分析其原因可能是因为条目变少，测验长度变短，信度有所下降[28]。中文版CIPS 的重测信度为0．914，说明量表具有良好的稳定性。

3.3 中文版自我能力否定倾向量表有良好的应用前景

近年来，IP 受到越来越多的关注，主要原因是它对心理健康有消极的影响[3-5]，且已证实这种影响普遍存在于不同职业人群，如医生、护士、医学生和管理者。已在德国、韩国、俄罗斯、巴西、克罗地亚等不同文化的人群中证实了IP 存在。IP 是否存在于我国人群，以一个准确、有效、可靠、符合我国文化的评估工具来测量是至关重要的。本研究严格遵守规范的汉化流程，汉化过程及结果均获得原作者支持和认可，为评估我国医院护理管理者人群的IP 提供可靠的工具。该量表不仅能够及时识别IP，还可指导未来研究制定IP 干预措施，为医院护理管理者减少焦虑等负性情绪和职业倦怠风险，使其在管理岗位上更好地发挥作用。

4 小结

中文版CIPS 最终为2 个因子、8 个条目，在医院护理管理者人群中信度、效度较好。条目数较少，量表更方便实用，有助于快速识别和评估IP，并指导制定相应的干预措施。本研究存在以下局限性：一是原量表有20 个条目，汉化版只剩8 个条目，且原量表在国外不同人群检验中得出不同因子结构，说明原量表的理论结构和条目设置值得探讨，建议后续研究在中国人群中选择不同样本进行重复验证；二是研究对象来自三级甲等医院，缺乏其他等级医疗机构护理管理者的样本来源，建议未来开展更大样本的研究。