造口患者自我照护行为意向问卷的编制及信效度检验

(1．青岛大学护理学院 山东青岛266021；2.青岛大学附属医院)

随着现代诊疗技术和人们健康意识的提高，肠造口患者在出院后进入到慢性病照护阶段，需要对造口进行长期有效的自我照护。自我照护是指个体为预防或维持疾病稳定、监测症状和体征及对疾病恶化的症状和体征作出反应而采取的行为[1]。有研究表明，肠造口患者的自我照护行为处于中等水平，探索和了解造口患者自我照护行为的影响因素，找出目前患者护理造口时存在的障碍和问题，有助于对其进行行为干预、制定有效的行为改变策略[2-3]。有研究表明，计划行为理论在戒烟、献血、锻炼、服药依从性等行为中均具有较好的解释力，它帮助研究者系统地理解影响行为改变的因素并提供了理论框架[4-7]。该理论认为，可能影响行为的因素都是通过作用于行为意向来间接实现的，行为态度、主观规范和知觉行为控制是行为意向的主要影响因素。目前，使用完整的理论框架来了解造口患者自我照护行为意向的研究较少，缺乏基于计划行为理论框架来测定自我照护行为意向的研究工具。本研究基于计划行为理论，依据Ajzen[8]提供的问卷编制指导原则，从行为态度、主观规范、知觉行为控制、自我照护意向4个方面编制一套适用于评估肠造口患者自我照护行为意向状况及其影响因素的心理社会测评问卷，以期为自我照护行为影响因素的研究提供评估工具。

1 资料与方法

1.1 一般资料

1.1.1 函询专家 邀请27名专家对问卷条目进行筛选。纳入标准：①从事临床护理、护理教育、护理管理的护理专家及熟悉该领域的心理专家，在相关领域有10年以上工作经验；②受教育程度为本科及以上，获得中级及以上技术职称；③工作单位为三级甲等医院或普通高等院校；④自愿完成专家函询问卷。函询专家从事伤口造口护理20名，护理教育4名，护理心理1名；三级甲等综合医院21名，高等护理院校4名；正高级职称2名，副高级职称15名，中级职称8名；年龄36～55(45.70±5.42)岁；工作年限11～37(25.20±6.62)年。

1.1.2 调查对象 采用便利抽样法，选取2019年9月1日～2020年1月31日青岛市3家三级甲等医院门诊复诊的355例永久性肠造口患者。纳入标准：①永久性肠造口患者术后>1个月；②无语言障碍，有理解交流能力；③自愿参加本研究。排除标准：①既往或目前有精神疾病者；②肿瘤复发、转移或有合并其他严重疾病者；③近期受到其他精神刺激者。其中男172例(48.5%)、女183例(51.5%),年龄21～84(58.5±12.1)岁；已婚319例(89.9%)；退休171例(48.2%)；结肠造口261(73.5%)；完全自理造口130例(36.6%)；存在造口并发症112例(31.5%)。

1.2 研究方法

1.2.1 问卷的初步构建 成立课题研究小组，研究组包括6名成员，由1名硕士生导师、2名国际造口治疗师、1名心理专家、2名护理研究生组成。研究小组工作内容为问卷条目池形成和条目筛选、编制专家函询问卷并进行发放回收、根据专家意见对问卷进行修订、数据统计与分析。采用理论研究、文献分析、小组讨论等形式，初步协商形成造口患者自我照护行为意向问卷的21个条目池。

1.2.2 专家函询 根据初步构建的造口患者自我照护行为意向问卷条目，形成第1轮专家函询，包括3部分。①致专家信：简要说明研究目的、内容及专家函询的方法。②造口患者自我照护行为意向问卷条目的专家意见。专家依据Likert 5级评分法评定各条目的重要程度，“很重要为5分、较重要为4分、一般为3分、不太重要为2分、不重要为1分”,设置“修改” “新增”栏，以便专家对条目进行修改和补充。③专家基本情况调查表：包括专家一般资料、判断依据及对调查内容的熟悉程度评分。判断依据分为理论分析、工作经验、参考国内外资料、直觉判断4个方面，每个方面根据对专家判断影响程度的分为大、中、小 3个层次。专家熟悉程度分为“很熟悉、较熟悉、一般、不太熟悉、不熟悉”5个等级，依次赋值为1.0、0.8、0.6、0.4、0.2分。采用发放纸质问卷和电子邮件的方式共进行2轮专家函询。采用条目重要性评分的均数≥3.5分及变异系数≤0.25为筛选标准[9]，对条目进行筛选。课题小组结合专家意见修改，删除表达含义相近6个条目，如“对我来说，自我照护造口是能够做到的事”与“进行造口自我照护在我自己的能力范围内”意思相近，但前者表达更为准确，故删除后者；修订问卷中语言表达有歧义或表达不清的3个条目，如“对我来说，自我照护造口是愉快的”，患者在护理造口时很难做到心情是愉快，故将 “愉快的”修订为“不沮丧的”。经两轮专家函询后，专家意见趋于集中，协调程度提高。最终形成包含15个条目的造口患者自我照护行为意向问卷初稿。

1.2.3 预调查 造口患者自我照护行为意向问卷包括4个维度：行为态度、主观规范、知觉行为控制和自我照护意向。各维度均采用Likert 5级评分法，条目答案依次计1～5分，分别代表完全不同意、不同意、不确定、同意和完全同意，总分14～70分，得分越高说明患者行为意向越好。根据样本量为条目数的5～10倍计算，本研究使用的比率为10∶1，样本量定为150例。考虑计算探索性因子分析和验证性因子分析时需使用两个独立样本，构建结构方程模型至少需要200例，因此两个样本的样本量分别为150例和205例，总样本量为355例。

1.3 统计学方法 采用Excel 2007、SPSS 22.0、Amos 24.0进行数据录入和分析。采用专家积极系数、权威系数、变异系数及肯德尔和谐系数等指标分析专家函询的可靠性；运用临界比值法、条目与总分相关系数法、内部一致性系数法考评问卷初稿的适切性；采用探索性因子分析、验证性因子分析及内容效度评价问卷效度；采用内部一致性信度和折半信度评价各条目间测量内容的一致性。

2 结果

2.1 Delphi专家函询结果 邀请来自山东、上海、江苏、浙江、江西5个省市(自治区)的20所三级甲等医院及4所高等院校共27名专家对问卷条目进行筛选。两轮问卷的回收率分别为100.0%、92.6%，问卷有效率均为100%；专家权威系数分别为0.883、0.900(≥0.700)[10]；两轮专家函询问卷条目的变异系数范围为0.094～0.285、0.040～0.232；平均变异系数为0.179、0.098；两轮专家协调程度(Kendall′s W)分别为0.331和0.501，以P<0.05为差异有统计学意义。

2.2 项目分析结果

2.2.1 临界比值法 将问卷依据测验总分进行高低排序，前后各取27%作为高分组和低分组，通过独立样本t检验可知，条目14“我打算定期医院复查”的决断值(CR值)为0.584，P>0.05，考虑删除该条目。剩余各条目的CR值均>3.00，两组得分比较差异均有统计学意义(P<0.05)[11]，各条目均具有较好的鉴别度。

2.2.2 条目与总分相关系数法 计算各条目与总问卷的相关系数可知，条目14的相关系数为0.077，且未达到显著水平(P>0.05)，考虑删除该条目。剩余各条目与问卷总分的Pearson相关系数在0.427～0.756之间。相关系数均达到显著水平，且相关系数均>0.4[12]，表明条目与问卷有较高的同质性。

2.2.3 内部一致性系数法 利用Cronbach′s α系数进一步检验问卷的同质性。如果删除某个条目后问卷整体的Cronba-ch′s α显著提高，表明该条目与问卷其他条目的同质性不高[13]。在删除条目14时问卷总体Cronbach′s α从0.867提升至0.881，予以删除。对剩余14个条目进行信效度检验。

2.3 效度分析

2.3.1 探索性因子分析 问卷KMO值为0.834，Bartlett球形检验值为961.415(P<0.001)，适用于因子分析。应用主成分分析法提取公因子，并以最大方差正交旋转，以碎石图及特征值≥1.0的标准，得到4个公因子，累计方差贡献率为67.752%，见表1。各条目在相应因子上的载荷均>0.5，且无多重载荷[13]。根据各公因子所包含的条目内容，分别将公因子命名为行为态度(条目1～5)、主观规范(条目6～8)、知觉行为控制(条目9～11)、自我照护意向(条目12～14)。

表1 造口患者自我照护行为意向问卷探索性因子分析结果(n=150)

2.3.2 验证性因子分析 采用极大似然法进行验证性因子分析，模型拟合指数如下：卡方自由度比(χ2/df)为1.529，拟合优度指数(Goodness of Fit Index，GFI)为0.939，调整后拟合优度指数(Adjust Goodness of Fit Index，AGFI)为0.899，正规拟合指数(Normed Fit Index，NFI)为0.933，比较拟合优度指数(Comparative Fit Index，CFI)为0.975，Tucker-Lewis指数(Tucker-Lewis Index，TLI)为0.964，渐进残差均方和平方根(Root Mean Square Error of Approximation，RMSEA)为0.051，各项指标均为拟接受水平，说明模型拟合度良好。验证性因子分析模型图如图1所示。

图1 造口患者自我照护行为意向问卷验证性因子分析模型图

2.3.3 内容效度 选取第2轮专家咨询中知晓问卷编制程序与方法的7名护理学专家来评定问卷内容科学性。问卷各条目内容效度指数为0.857～1.000，全部条目的平均内容指数为0.962。

2.4 信度分析

2.4.1 内部一致性信度 内部一致性信度通常采用Cronbach′s α系数作为反应指标，问卷整体的Cronbach′s α系数>0.7，表明信度较好，各维度Cronbach′s α系数建议>0.6[14]。该问卷总体Cronbach′s α为0.881，行为态度、主观规范、知觉行为控制、自我照护意向各因子的Cronbach′s α分别为0.794、0.827、0.861、0.685。

2.4.2 折半信度 采用前后折半法将问卷条目前后折半，结果显示，问卷的Spearman-Brown折半信度系数为0.794。

3 讨论

3.1 问卷编制的实用性 肠造口患者在经过急性住院治疗后，进入慢性病自我照护阶段。已有研究表明[15]，有效的自我照护行为能够促进肠造口患者造口自理，提高患者出院后的生活质量。但造口患者自我照护行为不佳，探索和了解其自我照护行为的影响因素，是制定有效的行为干预策略，促进健康行为的前提和基础。在计划行为理论中，可能影响行为的因素都是通过作用于行为意向间接实现的。而主要影响行为意向的因素有行为态度、主观规范和知觉行为控制[16]。行为态度是指肠造口患者在护理造口及其周围皮肤时所持的正面或负面的观点。主观规范是指肠造口患者对于是否执行自我照护行为感知到的社会压力，即确定那些对其行为决策具有影响力的人或团体对于肠造口患者是否执行自我照护行为所发挥的影响作用大小。知觉行为控制是肠造口患者在护理造口及周围皮肤时感知到所采取的自我照护行为的难易程度，包括2个方面：一是肠造口患者对造口照护行为有多大的控制力，例如对我来说，自我照护造口是能够做到事情；二是肠造口患者对能够执行自我照护行为的自信程度，例如只要我有信心，我就可以自我照护造口。国内外行为医学领域对计划行为理论进行了相关研究，但涉及造口患者的研究较少，且缺少具有针对性的调查问卷。本研究以计划行为理论为理论基础，行为意向对健康行为有较好的解释和预测能力，以行为态度、主观规范、知觉行为控制、自我照护意向4个要素为结构框架，编制造口患者自我照护行为意向问卷，测评肠造口患者自我照护意向及相关影响因素，具有一定的实用性。

3.2 问卷编制的科学性 课题组严格依据Ajzen提供的计划行为理论问卷编制程序，结合《计划行为理论问卷：研究人员手册》[17]，查阅国内外大量文献，采用头脑风暴、小组讨论等形式构建问卷条目池。采用德尔菲法筛选问卷条目，参与专家分别来自山东、上海、江苏、浙江、江西5个省市的20所三级甲等医院及4所高等院校，涉及伤口造口护理、 护理心理学领域，且从业年限为11～37(25.20±6.62)年；两轮函询的专家权威系数为0.882、0.901，具有一定权威性和代表性。造口患者自我照护行为意向问卷的编制过程严谨，结构合理，具有较好的信效度，能切实评价肠造口患者自我照护行为意向及其影响因素情况，具有较好的科学性。

3.3 问卷具有较好的效度 效度分析是检验自设问卷是否反应它所期望研究概念的程度。总问卷内容效度为0.962，各条目内容效度为0.857～1.000，具有较好的内容效度。结构效度通过因子分析来描述，包括探索性因子分析和验证性因子分析2部分，前者建立问卷的建构效度，后者检验此建构效度的适切性与真实性。探索性因子分析提取出4个公因子，累计方差贡献率为67.752%，问卷14个条目的载荷量为0.516～0.852，各条目载荷量均>0.5，且无双重载荷，可以较好地反映计划行为理论概念框架，各条目均可反映所属维度的特点和属性。验证性因子分析结果显示，模型拟合指标基本达标，χ2/df为1.529(≤3)、RMSEA为0.051(≤0.08)和较高的 GFI、AGFI、NFI、TLI、CFI 值[18]。验证性因子分析模型适配拟合指标良好，基本达到建议值，表示该模型能够契合实际数据，适配度良好，具有良好的结构效度。

3.4 问卷具有较好的信度 信度是检验问卷测量结果的一致性、可靠性，一般认为各维度信度应>0.600，问卷整体信度>0.700 则认为具有较好的信度[19]。问卷总的Cronbach′s α系数为0.881，各因子的Cronbach′s α系数均 >0.600，说明本问卷具有较好的同质性和内在相关性。Spearman-Brown折半信度系数为0.794，说明问卷具有较好的内在一致性，信度较为可靠。

3.5 问卷局限性 计划行为理论的发展过程中，研究者对该理论的主要变量仍有争议，除行为意向外可能还存在其他未知变量可以增加行为方差的解释力，今后还需要进一步探究造口患者自我照护行为的其他影响因素；本研究只调查了青岛市的肠造口患者，今后还需扩大样本地域范围，去除不同地域生活环境、医保政策、思想行为方式的干扰，进一步验证问卷的测试能力。

本研究编制的造口患者自我照护行为意向问卷具有较好的信度、效度，各指标均达到测量学标准，具有一定的推广价值。可用于我国肠造口患者测评自我照护行为意向及其影响因素情况，便于日后护理人员为患者设计相应的行为干预方案，为提高患者的自护能力提供参考依据。