医学生职业认同与人文关怀能力、生涯自我效能感的关系

梅思佳

（温州医科大学 仁济学院，浙江 温州 325035）

近年来，伤医、杀医等医患关系恶化事件频繁发生，影响了医师的从业环境，在一定程度上冲击了他们的职业价值观、职业情感体验与职业认知，导致医师职业行为的异化、厌倦甚至离职[1]。医疗队伍稳定性的下降、医师职业高压力、高风险、高投入的性质，也对在校医学生的职业认同产生了负面影响，甚至出现了职业认同危机[2]。

职业认同是个体对所从事或即将从事的职业的目标、性质、内容、社会价值与其他因素的看法的总和，是职业价值观的最终体现[3]。它决定了个体基本的工作态度，影响着个体的自我认知及其对职业的感受[4]。London的职业动机理论指出，个体的职业决策自我效能会影响职业决策，进而影响职业认同[5]。亦有研究发现，职业认同与人文关怀能力间呈现出正相关关系，人文关怀能力能正向预测职业认同[6]。医学生作为未来医疗队伍的主力军，其职业认同在一定程度上决定了未来医疗队伍的服务水平与稳定性。基于此，本研究以在校医学生为研究对象，调查分析医学生职业认同的总体情况及其与人文关怀能力、生涯自我效能感的关系，揭示医学生人文关怀能力、生涯自我效能感对职业认同的影响机制，为进一步做好医学生职业教育提供依据。

1 对象和方法

1.1 对象 选取江浙地区6所不同类型和层次高校的大一至大三年级的在校医学类本科生开展调查。其中，985工程院校包括浙江大学、南京大学；211工程院校包括苏州大学、江南大学；普通本科院校包括温州医科大学、宁波大学。专业涵盖临床医学、预防医学、口腔医学等。本调查采用了班级整群抽样的方式，对6所高校的36个班级发放问卷1080份，回收有效问卷960份，回收有效率达88.89%，调查对象年龄18～21岁。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%）；有学生干部经历的医学生为495人（占51.56%），无学生干部经历的医学生为465人（占48.44%）。

1.2 方法

1.2.1 职业认同量表：职业认同量表由张丽莉[7]于2010年编制，包括职业认知、职业情感、职业行为、职业承诺、职业价值观与职业期望6个维度，共含38个条目，采用Likert5点计分，总分越高表明职业认同度越高，该量表的Cronbach’s α系数为0.908。

1.2.2 医学生人文关怀能力问卷：医学生人文关怀能力问卷由申正付等[8]于2013年编制，主要用于探讨医学生的人文关怀能力，包含利他、诚实、勇气、信任、耐心、谦逊与希望7个维度，共42个条目，采用Likert5点计分，从“完全不符合”到“完全符合”，得分越高说明医学生人文关怀能力越强，该问卷的Cronbach’s α系数为0.889。

1.2.3 大学生生涯自我效能感量表：大学生生涯自我效能感量表由刘保胜[9]于2011年编制，主要用于探讨大学生的生涯自我效能感，包括未来期望、自我评价、自主控制、克服困难与能力信念5个维度，共21个条目，采用Likert5点计分，总分越高表明生涯自我效能感越强，该问卷的Cronbach’s α系数为0.88，验证性因素分析的各项拟合指数较好。

1.3 问卷施测 主要采用问卷调研的方式进行，在正式调查时采取了研究者亲自集体施测与邮寄问卷委托施测两种方式进行数据的采集。集体施测的具体过程为：现场发放问卷，在施测前对被试者给予统一的指导语，要求被试者在规定时间内根据自身实际情况完成答题，并统一进行现场回收，现场设置问卷质量监测员，抽取部分问卷进行检测，主要是检查问卷答题的完整性与有效性。委托施测的具体过程为：研究者选择并确定需要调查的高校，然后联系对方教师，详细说明此次调查的目的、取样范围和施测标准，获得其同意后，将调查问卷、施测说明书等相关材料装入信封寄予对方。要求施测教师在施测前仔细阅读施测说明书和调查问卷，及时澄清问题，根据施测说明书对被试者进行集体测量，在被试者完成问卷填写后，现场统一回收，清点并装入信封直接回寄给研究者。

1.4 统计学处理方法 采用SPSS22.0统计软件进行统计分析。计量资料以±s表示，2组间比较采用独立样本t检验，多组间比较采用单因素方差分析。医学生人文关怀能力、生涯自我效能感与职业认同的关系采用多元线性回归分析和中介效应检验。P＜0.05为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 医学生职业认同的总体现状分析 医学生职业认同总分略高于中值3，总体上处于中等偏高水平，而职业情感、职业承诺、职业行为、职业期望与职业价值观5个维度的平均分也均略高于中值3。在职业认同的6个维度中，职业行为维度的平均分最高，其次为职业价值观，而职业认知维度的平均分最低，且略低于中值3。另外，依据标准差的结果可知，得分间差异最大的为职业情感维度。可见，医学生职业认同处于中等偏高水平，对于职业的认知度偏低，且在职业情感上出现两极选择。见表1。

表1 医学生职业认同的定量分析（n=960）

进一步分析发现，医学生职业认知度偏低的原因主要在于部分受试医学生认为医师工作压力大、风险高，医师的付出与所得匹配度不高，且目前的从医环境比较恶劣。见表2。

2.2 医学生职业认同的个体差异分析 在个体差异因素中，医学生的职业认同在学生干部经历因素上差异有统计学意义（P＜0.05），而在性别、年级因素上差异无统计学意义（P＞0.05）。有学生干部经历的医学生职业认同度显著高于无学生干部经历的医学生（P＜0.05）。其中，在职业认同的各个维度上，有学生干部经历的医学生职业情感、职业承诺与职业期望3个维度得分显著高于无学生干部经历的医学生，差异存在统计学意义（P＜0.05）。见表3。

表2 医学生职业认知维度分析（n=960）

2.3 医学生人文关怀能力、生涯自我效能感与职业认同的回归分析 为进一步探究医学生的人文关怀能力、生涯自我效能感与职业认同的关系，以人文关怀能力的7个维度与生涯自我效能感的5个维度为自变量，以职业认同为因变量，进行逐步多元线性回归分析。结果显示，最终进入回归方程式的显著变量共有4个，分别为未来期望、诚实、克服困难与耐心，这4个变量对职业认同有着正向影响，且能联合预测职业认同58.8%的变异量，就个别变量的解释量来看，未来期望层面的预测力最佳，其解释量为43.6%，其次为诚实变量，解释量为11.5%，这2个变量的联合预测力达55.1%。同时，未来期望、诚实、克服困难、耐心这4个变量的β系数为正，表示这4个变量对职业认同有着正向影响，即医学生对未来的期望越高、越能克服困难、越诚实、越有耐心，职业认同度就越高。见表4。

表3 不同性别、不同年级、有无学生干部经历的医学生职业认同的比较（n=960，±s）

表3 不同性别、不同年级、有无学生干部经历的医学生职业认同的比较（n=960，±s）

性别 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学生 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 无 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经历 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年级 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 医学生人文关怀能力、生涯自我效能感与职业认同的回归分析（n=960）

2.4 生涯自我效能感在职业认同与人文关怀能力之间的中介作用分析 为进一步检验生涯自我效能感在职业认同与人文关怀能力间的中介作用，按照温忠麟等[10]总结的方法，进行中介效应的依次检验。第一步检验人文关怀能力对职业认同的预测作用，第二步检验人文关怀能力对生涯自我效能感的预测作用，第三步以职业认同为因变量，人文关怀能力与生涯自我效能感分别进入回归方程。结果显示，当生涯自我效能感引入方程后，人文关怀能力对职业认同的解释量由48.7%上升到55.8%，β也由原来的0.698降低到了0.414，但影响仍然显著。说明了生涯自我效能感在职业认同与人文关怀能力之间起到了部分中介作用。见表5。

表5 生涯自我效能在职业认同和人文关怀能力间的中介效应检验（n=960）

3 讨论

3.1 医学生职业认同现状分析 本研究发现，医学生的职业认同处于中等偏高水平，且在各个维度上的得分比较平均。这与张丽娜等[2]的研究结果一致。但因职业认同平均得分略高于中间值，且未达到比较认同（4分）的水平，可见，医学生对于将来所要从事的职业态度尚未坚定。职业认同的各个维度中，职业行为维度上的得分最高，说明医学生比较重视自身职业兴趣的培养、职业素养的提高与职业能力的提升，积极参与与职业相关的学习活动。而职业认知维度上的得分最低，与医学生对于医师这一职业存在的压力与风险、从医环境质量以及职业价值等方面的主观评估有关。另外，有学生干部经历的医学生的职业认同度显著高于无学生干部经历的医学生，具体表现在职业情感、职业承诺与职业期望方面，这与吴琦等[11]的研究结果部分一致。相较于非学生干部，学生干部的经历促进了医学生综合素质与能力的提高，形成了强烈的自尊、自强与自立，表现出开朗自信、勇于挑战、责任心强、善于运用资源与处理人际关系等特点[12]。因而，在职业行为的参与中更有积极性与主动性，更容易获得强烈的职业正向情感体验，对职业发展的未来充满期待，有利于坚定职业信念，稳定专业思想[13]。

3.2 医学生的职业认同与人文关怀能力、生涯自我效能感的关系 本研究结果显示，生涯自我效能感中的未来期望、克服困难与人文关怀能力中的诚实、耐心这4个变量对职业认同度有着正向影响，即医学生对未来的期望越高、越能克服困难、越诚实、越有耐心，职业认同度就越高。其中，未来期望对职业认同的影响最大，其次为诚实维度。同时，本研究的中介效应检验结果发现，医学生的生涯自我效能感在人文关怀能力对职业认同的影响中起部分中介作用，说明人文关怀能力可通过生涯自我效能感这一中介变量来影响医学生的职业认同。以往研究认为人文关怀能力能够正向预测职业认同[14]，而本研究则发现人文关怀能力除了可以直接影响医学生的职业认同外，还会通过生涯自我效能感来影响职业认同。根据生涯自我效能理论，生涯自我效能感的形成受个体对环境因素与个人经验因素认知加工的影响，其对特定职业的自我效能和结果预期会直接影响个体的目标选择和对生涯行为的坚持[15]。人文关怀能力作为个人经验因素，通过认知加工影响到生涯自我效能感的形成。因而，人文关怀能力越高，生涯自我效能感也越高。同时，生涯自我效能感高的医学生对未来职业发展与自我发展充满信心，表现出积极、乐观、真诚的态度，充满正能量，即便是在职业发展的过程中遇到了困难或挫折，他们也能耐心地进行分析、正确地看待问题，并相信自己有能力妥善处理并解决这些困难或挫折，迎难而上，不轻易灰心气馁，不容易迷失方向[16]。因而，他们具有更为强烈的职业情感，对于自己的职业选择更易于坚持到底，职业认同度就越高。

综上，鉴于职业认同对医疗卫生队伍稳定性以及对医疗卫生事业发展的重要影响，在医学教育本科阶段提高医学生的职业认同度极其重要。职业认同是个体通过自身所从事或即将从事的职业认知自我、定位自我的反映，它不仅仅回答当前“我是谁”的问题，同时也需要回答未来“我要成为什么样的人”[17]。它的形成并非一蹴而就，需要一个潜移默化的长期过程。因而，医学生在校期间，除了需要充分认识自己的专业，找准定位，培养浓厚的职业兴趣以外，学校、医院、社会也应形成合力，针对不同时期医学生的心理发展特点，制定有针对性的培养措施，优化课程结构，加大人文课程的比重，提升人文教育的实效性；搭建临床见习、实习的多元化的实践平台，提供更多的历程化体验，鼓励其主动学习、丰富实践经历，提升科学与人文素养，强化医学生对职业理想的追求，提高个体岗位胜任力与竞争力；社会媒体也应客观、公正地报道医患关系，降低医学生对于职业风险的认知，客观地分析职业市场定位、展望职业发展前景，增强入职动力。