張 瑜，萬小娟，吳 臣，劉 妍，王克芳

（山東大學(xué) 護理學(xué)院，山東 濟南 250012）

排尿行為是指在各種社會心理因素的作用下，個體對自身膀胱內(nèi)尿液的容量感知及尿意產(chǎn)生后的一系列與排尿有關(guān)的行為過程，包括排尿時間、排尿地點、排尿姿勢以及排尿方式的選擇[1]。健康的排尿行為包括：有尿意時及時排尿；在合適的地點排尿；蹲在蹲便器上排尿或坐在坐便器上排尿，排尿時腹部不額外用力和不用手按壓腹部。Johnson的行為系統(tǒng)模式[2]指出，排尿行為不僅僅是一個生理過程，還受到社會文化和環(huán)境等方面因素的影響，而文化和環(huán)境制約會使個體產(chǎn)生不健康的排尿行為，如：提前排尿、憋尿、衛(wèi)生條件不好時蜷蹲或半蹲在坐便器上排尿、半蹲在蹲便器上排尿、排尿時腹部用力或用手按壓腹部等[3-5]。憋尿會導(dǎo)致膀胱過度擴張，提前排尿會導(dǎo)致膀胱敏感性增加，用力排尿能導(dǎo)致膀胱頸下移，異常姿勢導(dǎo)致盆底肌不能充分放松，這些不健康的排尿行為都會給膀胱健康造成不良影響，增加下尿道癥狀發(fā)生的風險[6]。指導(dǎo)和促進女性采取并維持健康的排尿行為，降低下尿道癥狀的發(fā)生率，是膀胱保健工作的重點。要采取干預(yù)措施，首先要了解待干預(yù)群體對排尿行為以及對下尿道癥狀的認知情況并明確行為改變存在的障礙因素。

健康信念模式（health belief model，HBM）是目前廣泛應(yīng)用于解釋個體健康相關(guān)行為領(lǐng)域的預(yù)測模型和理論框架。健康信念模式包括5個核心概念：知覺到疾病的易感性、知覺到疾病的嚴重性、知覺到采取行動的益處、知覺到采取行動可能遇到的障礙和自我效能。本研究旨在以健康信念模式為理論框架，發(fā)展女性排尿行為信念量表，并初步檢驗其信度和效度，以期為女性排尿行為影響因素方面的研究提供標準化的測量工具，并為促進女性采取健康排尿行為的干預(yù)措施制定提供理論依據(jù)。

1 量表的編制

1.1 條目池的建立 排尿行為信念是一個復(fù)合概念，由健康信念模式發(fā)展而來，它反映了個體對排尿行為和下尿道癥狀的一系列認知，包括5個部分：下尿道癥狀易感性的感知、下尿道癥狀嚴重性的感知、堅持健康排尿行為益處的感知、阻礙健康排尿行為因素的感知和堅持健康排尿行為的自我效能。在文獻回顧的基礎(chǔ)上，女性排尿行為信念量表以健康信念模式為理論框架，明確了5個維度以及其可操作性定義（表1），形成了44個條目的條目池。量表中設(shè)置一定數(shù)量的反向計分條目（22、23、24、25、41），以避免系統(tǒng)誤差和心理定勢的影響。

表1 5個維度的操作性定義

1.2 量表內(nèi)容效度評定及條目修訂 首先，由1名護理專家和9名護理研究生組成討論小組，針對量表條目的語言表達和研究主題的涵蓋進行了討論。其次，抽取26名臨床一線女性護士進行小樣本預(yù)測，對于不理解和重復(fù)的條目進行訪談，收集她們對于這些問題的意見和看法，據(jù)此進行相應(yīng)條目的修改或重寫。最后請6名護理專家對于量表進行內(nèi)容效度（content validity,CV）的評價。6名專家均為女性，專業(yè)領(lǐng)域：護理心理學(xué)1名，護理基礎(chǔ)學(xué)2名，護理教育學(xué)1名，公共衛(wèi)生2名；學(xué)歷：博士4名，研究生1名，本科1名；技術(shù)職稱：教授1名，副教授3名，講師1名，助教1名；工作年限2～23年。

專家評定表中各個條目均采用4級評分法（1=不能確定這個條目是否歸屬于這個維度；2=這個條目可能歸屬于這個維度，但是需要重新編寫；3=這個條目歸屬于這個維度，但需要做一些調(diào)整；4=這個條目歸屬于這個維度并且是清晰的）。條目內(nèi)容效度指標（item content validity index,I-CVI）為每個條目選3或4的專家數(shù)/總專家數(shù)，計算得出除條目43、44以外,其余條目內(nèi)容效度指標為0.83～1,量表的內(nèi)容效度指標（scale content validity index,S-CVI）通過對所有條目內(nèi)容效度指標求和后取平均值得到,結(jié)果為0.96。

經(jīng)過以上3個步驟的初篩，刪除條目43和44，最終形成包含42個條目的量表初稿。

2 預(yù)試驗

2.1 研究對象 采用多階段抽樣法，于2011年6—10月，方便抽樣選取山東省濟南市3所三級甲等醫(yī)院的245名女性護士進行問卷調(diào)查，2周后，隨機抽取其中25名護士重測。納入標準：持有中華人民共和國注冊護士執(zhí)照；從事臨床護理工作1年及以上；年齡在18周歲以上；自愿參加本研究。排除標準：外院進修護士及實習護士；目前正服用利尿劑的護士。

2.2 研究工具

2.2.1 一般資料調(diào)查表 包括年齡、民族、身高、體質(zhì)量、產(chǎn)次、分娩方式、所在科室、文化程度、職稱、護齡、婚姻狀況及基本健康信息。

2.2.2 女性排尿行為信念量表初稿 量表分為5個維度42個條目：下尿道癥狀易感性的感知（5個條目）、下尿道癥狀嚴重性的感知（14個條目）、堅持健康排尿行為益處的感知（6個條目）、阻礙健康排尿行為因素的感知（9個條目）、堅持健康排尿行為的自我效能（8個條目）。采用Likert 5級評分法：完全同意、同意、不確定、不同意、完全不同意，分別計為1、2、3、4、5 分。 各維度得分越低信念越高。

2.2.3 女性排尿行為量表 英文版排尿行為量表由Wang K等[7]編制，劉妍[8]將其翻譯為中文版，并在235名女性尿失禁患者和641名女性護士中進行了測量，顯示信度、效度均良好。量表共18個條目，包含5個維度：排尿地點選擇傾向、無尿意排尿、憋尿、用力排尿和排尿姿勢傾向。條目采用1～5級評分（“從來不這樣”=1 分，“很少這樣”=2 分，“有時這樣”=3 分，“經(jīng)常這樣”=4 分，“總是這樣”=5 分），得分越高，表示女性排尿行為越消極。

2.3 統(tǒng)計方法 采用SPSS 16.0進行統(tǒng)計分析。采用描述性統(tǒng)計分析一般資料，采用Pearson積差相關(guān)分析、Cronbach’s α系數(shù)、探索性因素分析等精簡量表條目，確定量表結(jié)構(gòu)，檢驗信度、效度。

2.4 結(jié)果

2.4.1 研究對象一般資料 樣本1：對245份問卷進行核查，共刪除無效問卷（某個選項出現(xiàn)頻次過高或過于集中的，如整頁都選相同的答案；前后2份完全相同的問卷；漏填項目≥4項的問卷）10份，回收有效問卷235份,有效回收率為95.9%。235名護士中,內(nèi)科93名，外科94名，監(jiān)護室23名，其他科室25名。 年齡 22～55（31.81±8.50）歲；民族：漢族 229 名，其他 6 名；工作年限 1～40（10.37±9.28）年；每周工作時間（41.47±3.89）h。 樣本 2： 2 周后，在樣本 1 中隨機抽取重測樣本25名，有效回收25份問卷，有效回收率為100%。其中，手足外科護士9名，骨外科護士10名，胸外科護士3名，兒童腎病科護士3名。年齡24～50（29.20±5.69）歲；工作年限 2～31（8.20±6.57）年，每周工作時間（41.68±3.45）h。

2.4.2 項目分析 本研究采用3種方法進行項目分析[9]。（1）離散程度分析：對每個條目的5個選項依次進行頻次分析，如某條目中 1、2、3 或 3、4、5 三個選項的頻次之和小于總數(shù)的10%，則將該條目刪除。據(jù)此刪除條目 6、21；（2）條目與維度的相關(guān)分析：對每個條目與各自所屬維度總分間進行Pearson相關(guān)分析,將相關(guān)系數(shù)小于0.40（即低度相關(guān)）的條目刪除。據(jù)此刪除條目 20、31、41、42；（3）內(nèi)部一致性信度分析：將各維度包含的條目進行內(nèi)部一致性信度檢驗，將刪除后能提高內(nèi)部一致性信度的條目刪除。結(jié)果顯示：維度1中刪除條目5、維度2中刪除條目7和19，維度3中刪除條目22,維度4中刪除條目26和條目27,維度5中刪除條目35、36、38后，各維度的內(nèi)部一致性信度提高。項目分析后量表包括5個維度27個條目。

2.4.3 探索性因素分析 本研究中有效回收樣本量為235例，滿足根據(jù)Comrey和Lee[10]提出的探索性因素分析合理的樣本量應(yīng)在200例及以上的要求。本研究中，采樣充足度KMO值為0.82，Bartlett球形檢驗P=0.00，允許進行探索性因素分析。

采用主成分分析法，以特征根大于1為標準定抽取共同因素，并設(shè)定條目的因素負荷小于0.40的在結(jié)果中不顯示。條目刪減標準為[11-12]：（1）條目共同度小于0.35；（2）條目在多個因素有負荷，且負荷差值小于 0.1;（3）所屬因素包含條目數(shù)小于 3；（4）條目因素歸類不當且無法解釋。采用最大方差正交旋轉(zhuǎn)法進行旋轉(zhuǎn)，結(jié)果為：條目30共同度為0.28，予以刪除；共提取6個因素，因素6僅包括條目28和29，包含內(nèi)容較少，不具有代表性，予以刪除；對剩余的24個條目采用主成份分析法提取共同因素并用最大方差正交旋轉(zhuǎn)法進行旋轉(zhuǎn)，結(jié)果為：提取6個共同因素，因素 6 包括 5 個條目，條目 3、4、10、13、14，但此5個條目在因素1上均有負荷，且較因素6的負荷量差值大于0.1，故歸屬于因素1；（5）限定抽取共同因素的個數(shù)為5再次進行旋轉(zhuǎn)，結(jié)果為：24個條目共同度均大于0.35，條目在各因素上的負荷范圍為0.58～0.87，5個因素的累計貢獻率為61.34%（見表 2、表 3）。

表2 探索性因素分析各條目共同度及因素負荷結(jié)果（n=235）

續(xù)表2

表3 各因子的特征根及解釋總變異的百分比

2.4.4 信度分析 本研究中用Cronbach’s α系數(shù)表示同質(zhì)信度，采用分半信度常用的奇偶數(shù)分半法計算分半信度，采用重測信度考察量表跨時間的穩(wěn)定性和一致性。結(jié)果見表4。

表4 量表各維度的信度（n=235）

2.4.5 效度檢驗

2.4.5.1 結(jié)構(gòu)效度 探索性因素分析結(jié)果與模型的最初理論構(gòu)想基本相符，說明量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

2.4.5.2 校標—關(guān)聯(lián)效度 本研究中采用相關(guān)法測量量表的效標關(guān)聯(lián)效度。女性排尿行為信念量表的總分與女性排尿行為量表[1]總分以及各個維度得分進相關(guān)性分析，假設(shè)信念得分越高，女性排尿行為越積極。結(jié)果顯示，除“排尿姿勢傾向”維度以外，排尿行為量表總分和其他4個維度 （排尿地點選擇傾向、無尿意排尿、憋尿和用力排尿）得分與排尿行為信念量表總分均呈負相關(guān)，Pearson相關(guān)系數(shù)分別為-0.32、-0.24、-0.23、-0.19、-0.27， 差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.01）。

3 討論

3.1 項目區(qū)分度 離散程度分析是基于測量學(xué)的基本理論產(chǎn)生的：若某個條目在較小的范圍內(nèi)波動或其平均值趨于某極端值時，則這個條目的方差較小且與其他條目的相關(guān)性也較弱。據(jù)此刪除2個條目；條目與各維度的相關(guān)分析是一種根據(jù)各條目得分與所屬維度得分的相關(guān)系數(shù)是否具有顯著意義進行條目保留和刪除的方法。這種分析方法不僅可以反映條目的區(qū)分度，還可以當作評價量表內(nèi)部一致性的一個指標。Champion[13]提出使用這種方法得到的相關(guān)系數(shù)不應(yīng)小于0.40，對每個條目與各自所屬維度總分間進行Pearson相關(guān)分析，將相關(guān)系數(shù)小于0.40的條目刪除。據(jù)此，共刪除4個條目。

3.2 效度 量表的內(nèi)容效度反映的是一個量表編制的條目內(nèi)容代表它所要測量目標主題的程度。本量表所有條目的 I-CVI為 0.83～1，S-CVI=0.96，這 2項結(jié)果分別滿足Lynn[14]提出的內(nèi)容效度評定專家數(shù)大于等于6名時I-CVI不能低于0.78以及Waltz[15]提出的編制量表S-CVI不低于0.9的標準，表明量表具有較好的內(nèi)容效度。

預(yù)調(diào)查后將回收的實際數(shù)據(jù)進行項目分析，將鑒別效能高的條目進行探索性因素分析，通過Costello[11]和Tabachnick[12]提出的條目刪減標準，對27個條目采用主成份分析法抽取公因素，并通過最大正交選旋轉(zhuǎn)法[16]得到簡單、清晰、易理解的因素負荷矩陣，最終獲得24個條目、5個維度的精簡量表，5個維度的累計貢獻率為61.34%，滿足吳明隆[17]提出的所有因素的累計方差貢獻率至少達到40%的要求。以上結(jié)果提示探索性因素分析所得結(jié)果同最初理論假設(shè)基本一致，表明原理論構(gòu)想較為合理，也表明探索性因素分析在一定程度上可以進一步完善理論構(gòu)建，使得量表長度更為精簡。

效標關(guān)聯(lián)效度，是指測驗分數(shù)與某一外部效標間的一致性程度，即測驗結(jié)果能夠代表或預(yù)測效標行為的有效性和準確性程度[17]。因為效標效度需要有實際證據(jù)，所以又稱為實證效度。根據(jù)搜集效標的時間，可以將效標效度分為預(yù)測效度和同時效度，本研究中測量同時效度。用目前應(yīng)用較為成熟的女性排尿行為量表作為校標，將女性排尿行為信念量表的總分與之做相關(guān)性分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，排尿行為信念越高，排尿行為越積極，證明了本量表具有一定的校標關(guān)聯(lián)效度。

3.3 信度 信度是對相同條件下重復(fù)測量結(jié)果的近似程度的一種度量，它反映了一量表在多大程度上能辨別出測試者之間的差異。目前廣泛使用的信度分析方法有2種：內(nèi)部一致性分析和穩(wěn)定性分析。前者包括Cronbach’s α系數(shù)、分半信度和θ、Ω系數(shù)，后者包括重測信度、復(fù)本信度和評分者信度。本次調(diào)查中采用的是評價量表內(nèi)部一致性的Cronbach’s α系數(shù)和分半信度，評價量表測量穩(wěn)定性的重測信度。

依據(jù)Polit等[18]提出量表同質(zhì)信度大于0.70表明量表信度合理的要求,本研究中5個維度的Cronbach’s α系數(shù)為0.60～0.91、5個維度的分半信度為0.61～0.94，除維度5以外,其他各維度均滿足同質(zhì)信度大于0.70的要求，表明除了維度5以外，維度1～4均具有較好的內(nèi)部一致性。但是，對于一個新編制的量表來說，Cronbach’s α 系數(shù)為 0.60是可以接受的[19]。筆者分析,維度 5 Cronbach’s α 系數(shù)較低可能是因為:（1）本維度條目設(shè)計主要圍繞及時排尿的自我效能展開，前部分的題目增強了個體對及時排尿重要性的感知;（2）調(diào)查對象不知道究竟哪些排尿行為是健康的,因此也不知道自己堅持健康排尿行為的自我效能如何，從而導(dǎo)致了作答偏差。

重測信度是反映同一量表對同組被試測試2次所得結(jié)果的穩(wěn)定程度，其大小等于同一組被試在2次測驗上所得分數(shù)的積差相關(guān)系數(shù)。重測信度主要受2個因素影響：（1）測試者的特性隨時間發(fā)生變化，導(dǎo)致2次測量差異不僅僅是隨機誤差，除非每個測試者都發(fā)生了相同的變化；（2）第2次測試受前一次的干擾，不同測試者的殘留效應(yīng)不同。據(jù)此，專家們認為重測時間間隔2～4周可以較好的控制這些因素的影響[18]。本次調(diào)查選擇的重測時間間隔為2周,滿足合理的重測時間要求。5個維度的重測信度均在0.70以上，這一結(jié)果提示該量表有較好的跨時間穩(wěn)定性。

綜上所述，量表具有較好的信效度和跨時間穩(wěn)定性，可以應(yīng)用于女性護士群體做進一步的研究。

[1]Wang K,Palmer MH.Women’s Toileting Behaviour Related to Urinary Elimination:Concept Analysis[J].J Adv Nurs,2010,66(8):1874－1884.

[2]George J B.Nursing Theories:The Base for Professional Nursing Practice[J].Nurs Res,1985,34(6):356.

[3]Yang K N,Chen S C,Chen S Y,et al.Female Voiding Postures and Their Effects on Micturition[J].Int Urogynecol J,2010,21(11):1371－1376.

[4]Shafik A.Straining Urethral Reflex:Description of a Reflex and its Clinical Significance[J].Acta Anat(Basel),1991;140(2):104－107.

[5]Dietz H P,Clarke B,Herbison P.Bladder Neck Mobility and Urethral Closure Pressure as Predictors of Genuine Stress Incontinence[J].Int Urogynecol J,2002,13(5):289－293.

[6]Liao Y M,Dougherty M C,Biemer P P,et al.Factors Related to Lower Urinary Tract Symptoms Among a Sample of Employed Women in Taipei[J].Neurourol Urodyn,2008,27(1):52－59.

[7]Wang K,Palmer MH.Development and Validation of an Instrument to Assess Women’s Toileting Behavior Related to Urinary Elimination:Preliminary Results[J].Nurs Res,2011,60(3):158－164.

[8]劉 妍,吳 臣,孫 濤,等.中文版女性排尿行為量表的信效度檢驗[J].護理學(xué)雜志,2012,27(16):78－80.

[9]郝元濤,孫希鳳,方積乾,等.量表條目篩選的統(tǒng)計學(xué)方法研究[J].中國衛(wèi)生統(tǒng)計,2004,21(4):209－211.

[10]Comrey A L,Lee H B.A First Course in Factor Analysis[M].Lawrence:Erlbaum,1992.

[11]Costello A B,Osborne J W.Best Practices in Exploratory Factor Analysis: Four Recommendations for Getting the Most From Your Analysis[J].Practical Assessment,Research&Evaluation,2005,10(7):1－9.

[12]Tabachnick B G,Fidell L S.Using Multivariate Statistics[M].Boston:Allyn and Bacon,2001.

[13]Champion V L.Instrument Development for Health Belief Model Constructs[J].ANS Adv Nurs Sci,1984,6(3):73－85.[14]Lynn M R.Determination and Quantification of Content Validity[J].Nurs Res,1986,35(6):382－385.

[15]Waltz C F,Strickland O L,Lenz R.Measurement in Nursing and Health Research[M].3rd.New York:Springer Publishing Co,2005.

[16]范津硯,葉斌,章震宇,等.探索性因素分析——最近10年的評述[J].心理科學(xué)進展.2003,11(5):579－585.

[17]吳明隆.SPSS統(tǒng)計應(yīng)用實務(wù)[M].北京:科學(xué)出版社,2003.

[18]Polit D F,Beck C T.Nursing Research:Principle and Methods[M].7th.New York:Lippincott William&Wilkins,2004.

[19]Streiner D L.Health Measurement Scales:a Practical Guide to their Development and Use[M].New York:Oxford University Press,1995.