夏 燕，王 艷，賈 悅，薛 謹(jǐn)，常淑文，束余聲

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臨床低年資護(hù)士情緒智力量表的重新修訂及信效度檢驗(yàn)

夏 燕，王 艷，賈 悅，薛 謹(jǐn)，常淑文，束余聲

[目的]修訂臨床低年資護(hù)士中文版情緒智力量表(EIS)并檢驗(yàn)其信效度。[方法]以442名低年資護(hù)士為樣本對中文版EIS進(jìn)行探索性因子分析；以421名低年資護(hù)士為樣本進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，采用SPSS 19.0和AMOS 22.0軟件對資料進(jìn)行信效度分析。[結(jié)果]量表總均分為(3.82±0.31)分，33個(gè)條目均分為3.05分～4.46分。探索性因子分析最終確定16個(gè)條目的新四因素結(jié)構(gòu)模型，累積解釋方差58.665%；驗(yàn)證性因子分析擬合總體較好[擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)=0.918，比較擬合指數(shù)(CFI)=0.934，近似誤差均方根(RMSEA)=0.049，標(biāo)準(zhǔn)化擬合指數(shù)(NFI)=0.902，增值擬合指數(shù)(IFI)=0.936，非標(biāo)準(zhǔn)擬合指數(shù)(TLI)=0.920]；該量表總體Cronbach’s α系數(shù)為0.826，各維度Cronbach’s α系數(shù)均大于0.6。[結(jié)論]修訂后的中文版EIS具有良好的信效度，可作為臨床低年資護(hù)士情緒智力水平的評估工具。

低年資護(hù)士；情緒智力量表；信度；效度

情緒智力(emotional intelligence，EI)于1990年由美國心理學(xué)家Salovey等[1]首次提出，是指為個(gè)體監(jiān)控、識別并利用自己及他人的情緒與情感，從而指導(dǎo)自己思想和行為的一種能力。他們認(rèn)為：情緒智力至少應(yīng)該包括以下3個(gè)因素：①情緒的評估與表達(dá)；②情緒的調(diào)節(jié)；③問題解決過程中的情緒利用。情緒智力量表(Emotional Intelligence Scale，EIS)于1998年由Schutte等[2]根據(jù)Salovey等[1]的情緒智力模型開發(fā)而成，共有33個(gè)條目并具有良好信效度，是目前應(yīng)用最為廣泛的情緒智力測量工具，并廣泛運(yùn)用于我國研究[3-5]。但在探索性因子分析(exploratory factor analysis，EFA)中，Schutte等[2]驗(yàn)證EIS為單因素結(jié)構(gòu)而非Salovey等[1]提出的三因素結(jié)構(gòu)。隨后，Petrides等[6-7]對EIS重新進(jìn)行探索性因子分析，均得到相似的四因素結(jié)構(gòu)模型，并表明其擬合最好。Petrides等[6]將四因素分別命名為：情緒評估、情緒調(diào)節(jié)、情緒利用和社會能力。護(hù)理工作是一項(xiàng)高壓力、高風(fēng)險(xiǎn)、高強(qiáng)度的職業(yè)，情緒智力是影響護(hù)理工作質(zhì)量的重要因素。國內(nèi)外研究表明：高情緒智力水平的護(hù)士由于能夠有效地溝通、移情、解決問題，使得其職業(yè)壓力更小、具有更健康的生活、擁有更高的工作效率，從而為病人提供更有效和專業(yè)的護(hù)理[8-9]。近年來，隨著醫(yī)院不斷擴(kuò)建，低年資護(hù)士即臨床工作5年以內(nèi)的護(hù)士[10]所占護(hù)理隊(duì)伍的比重明顯呈上升之勢，他們正處于護(hù)理職業(yè)發(fā)展的探索階段，可塑性強(qiáng)，如何提高其情緒智力水平顯得尤為重要。本研究采用探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析(confirmatory factor analysis，CFA)，針對臨床低年資護(hù)士，重新探討中文版EIS的因子結(jié)構(gòu)，并進(jìn)行信度、效度檢驗(yàn)，為我國臨床低年資護(hù)士的情緒智力水平測量提供有效的評估工具。

1 對象與方法

1.1 研究對象 2016年3月—6月采用便利抽樣法，隨機(jī)選取江蘇省某2家三級綜合醫(yī)院和1家二級綜合醫(yī)院低年資護(hù)士作為研究對象。入選標(biāo)準(zhǔn)：①入職并在臨床一線護(hù)理工作5年內(nèi)；②取得護(hù)士執(zhí)業(yè)資格證書；③自愿參與本次研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：①護(hù)工、外院進(jìn)修護(hù)士；②調(diào)查期間外出學(xué)習(xí)、進(jìn)修者；③調(diào)查期間休病假或產(chǎn)假者。本研究采用兩個(gè)樣本：樣本1用于探索性因子分析，共發(fā)放問卷478份，回收有效問卷442份，有效回收率為92.5%。442名低年資護(hù)士年齡(24.68±1.38)歲，其中男26人，女416人；最高學(xué)歷：?？萍耙韵抡?73人，本科262人，碩士研究生及以上7人。樣本2：用于驗(yàn)證性因子分析，共發(fā)放問卷454份，回收有效問卷421份，有效回收率為92.7%。421名低年資護(hù)士年齡為(24.27±1.31)歲，其中男21人，女400人；最高學(xué)歷：?？萍耙韵抡?94人，本科223人，碩士研究生及以上4人。

1.2 方法

1.2.1 研究工具 情緒智力量表(EIS)，該量表由Schutte等[2]根據(jù)Salovey等[1]情緒智力能力模型編制，由王才康[11]教授翻譯成中文版，共33個(gè)條目。量表采用Likert 5級評分法(1分=非常不同意，2分=不同意，3分=不確定，4分=同意，5分=非常同意)，分?jǐn)?shù)越高表明情緒智力越高，其中第5條、第28條、第33條反向計(jì)分。

1.2.2 資料收集方法 在取得護(hù)理部和相關(guān)倫理委員會的同意后，采用無記名的方式填寫，由研究者本人發(fā)放，嚴(yán)格遵守自愿原則，填寫問卷前用統(tǒng)一的指導(dǎo)語進(jìn)行解釋說明，在15 min內(nèi)獨(dú)立完成并當(dāng)場收回。

1.2.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 19.0和AMOS 22.0軟件進(jìn)行資料分析。采用Pearson相關(guān)分析對量表進(jìn)行項(xiàng)目分析；采用探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析對量表進(jìn)行結(jié)構(gòu)效度評價(jià)；采用內(nèi)部一致性Cronbach’s α系數(shù)和重測信度對量表進(jìn)行信度評價(jià)。

2 結(jié)果

2.1 項(xiàng)目分析 量表總均分為3.03分～4.79分(3.82分±0.31分)，33個(gè)條目平均分在3.05分～4.46分。除了第28條(r=0.13)外，所有條目與總均分的Pearson相關(guān)性均在0.14～0.66(P<0.05)(見表1)。按量表總分上下各27%的標(biāo)準(zhǔn)將被試者分為高分組與低分組，考察兩組在每個(gè)條目上的得分差異，結(jié)果顯示：在33個(gè)條目上，高分組得分均高于低分組(P<0.01)。

條目得分r值條目得分r值條目得分r值13．90±0．580．662)123．83±0．740．592)233．86±0．740．552)23．96±0．610．472)134．15±0．580．572)244．19±0．520．552)34．46±0．540．422)144．30±0．610．622)253．65±0．650．662)43．76±0．760．422)153．62±0．700．592)263．09±0．870．352)53．64±0．900．262)164．26±0．580．592)273．70±0．750．472)63．27±1．080．141)173．65±0．710．552)283．31±0．860．13 74．21±0．630．572)184．16±0．550．572)293．05±0．790．302)83．95±0．980．262)193．82±0．710．472)303．84±0．560．532)93．62±0．740．452)203．96±0．700．452)314．28±0．580．432)10 4．21±0．760．352)213．59±0．800．492)323．83±0．630．612)11 3．89±0．750．492)223．74±0．650．522)333．46±0．930．242) 1)P<0．05； 2)P<0．01。

2.2 探索性因子分析 首先，參照Schutte等[2]的單因素模型、Petrides等[6]的四因素模型和Saklofske等[7]的四因素模型進(jìn)行數(shù)據(jù)擬合，發(fā)現(xiàn)3個(gè)模型的擬合度均較差(見表2)，因此重新對樣本的數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析。根據(jù)特征值大于1的標(biāo)準(zhǔn)，抽取9個(gè)因子，累計(jì)解釋總方差的60.902%。根據(jù)碎石圖能抽取4個(gè)因子(見圖1)。

表2 對現(xiàn)有模型的驗(yàn)證性因子分析

圖1 量表主成分分析的碎石圖

為了探索量表的最佳模型，設(shè)定抽取的主成分?jǐn)?shù)目為4個(gè)、5個(gè)、6個(gè)、7個(gè)、8個(gè)或9個(gè)，分別進(jìn)行探索性因子分析。所有模型均進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)，根據(jù)探索性因子分析原理，刪去負(fù)載小于0.3的條目，刪除雙負(fù)載且負(fù)載的差值小于0.2的條目，得到6個(gè)探索性因子分析結(jié)果。由于七因素、八因素、九因素存在只有1個(gè)條目的主成分，因此不作考慮。最終得到四因素、五因素、六因素3個(gè)模型，且條目分布比較合理。其中，在四因素模型和五因素模型中，都有14個(gè)條目由于雙負(fù)載而被刪除，在六因素模型中有11個(gè)條目由于雙負(fù)載被刪除。量表中第5條、第28條、第33條為反向計(jì)分條目。除了四因素模型，發(fā)現(xiàn)在五因素、六因素、七因素模型中，這3個(gè)反向計(jì)分條目總是全部聚合到一個(gè)單獨(dú)的維度，參照國內(nèi)學(xué)者黃韞慧等[12]的處理方法，將其剔除，以提高量表內(nèi)部一致性信度。因而在探索性因子分析中，初步得到了3個(gè)模型：四因素模型(記為四因素a)，以及五因素、六因素模型因刪除反向計(jì)分條目聚合的維度后所得到的四因素模型(記為四因素b)和五因素模型。

2.3 驗(yàn)證性因子分析 分別對上述得到的結(jié)構(gòu)模型進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，比較多種適配指數(shù)，結(jié)果顯示：四因素b模型最佳，見表3。

表3 各假設(shè)模型的驗(yàn)證性因子分析

驗(yàn)證性因子分析模型的最終結(jié)構(gòu)及估計(jì)結(jié)果見圖2。新量表各題目在各個(gè)因素上的標(biāo)準(zhǔn)負(fù)載見表4。最終確定新量表為四因素結(jié)構(gòu)，共16個(gè)條目且能夠清晰地對這4個(gè)因素進(jìn)行命名，即情緒表達(dá)(6條)、自我情緒感知(4條)、情緒利用(4條)、他人情緒評估(2條)。新量表的4個(gè)主成分能夠解釋總方差的58.665%。樣本1和樣本2的各因素之間Pearson相關(guān)性呈顯著正相關(guān)(P<0.01)。

2.4 信度檢驗(yàn)

2.4.1 內(nèi)部一致性信度 新四因素結(jié)構(gòu)量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.826，情緒表達(dá)、自我情緒感知、情緒利用、他人情緒評估各維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.799，0.747，0.730，0.630。

圖2 低年資護(hù)士情緒智力結(jié)構(gòu)模型及標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)

條目 情緒表達(dá)自我情緒感知情緒利用他人情緒評估3．我希望能夠做好我想做的大多數(shù)事情0．6877．心境好的時(shí)候我就會看到新的希望0．63110．我盼望能事事如意0．71613．安排有關(guān)事情，我盡量使別人感到滿意0．60314．我喜歡做能使自己感到高興的事情0．68316．我盡量做得好一些，使別人對我的印象好一點(diǎn)0．7519．我能清楚意識到自己每一刻的情緒0．69819．我知道我為什么情緒不好0．69321．我能控制自己的情緒0．73922．我很清楚自己某一刻的情緒0．82612．情緒好的時(shí)候，我會想方設(shè)法使它延長一些0．58620．心境好的時(shí)候新異的想法就會多一些0．79123．工作時(shí)我會想象自己即將取得的好成績來激勵(lì)自己0．46927．心境變好時(shí)新穎的思想會大量涌現(xiàn)0．86617．我能察言觀色辨別別人的情緒0．79629．只要瞟一眼，我就能知道別人的情緒好壞0．847

2.4.2 重測信度 間隔2周后，從樣本2中隨機(jī)抽取42例研究對象進(jìn)行重測，情緒智力總均分為(3.81±0.43)分，兩次調(diào)查結(jié)果的重測系數(shù)為0.913，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.01)。采用各條目因子荷載計(jì)算各維度建構(gòu)信度，各維度構(gòu)建信度分別為0.828，0.771，0.715，0.616。

3 討論

3.1 結(jié)構(gòu)效度分析 本研究參照Schutte等[2]的單因素模型、Petrides等[6]的四因素模型和Saklofske等[7]的四因素模型進(jìn)行數(shù)據(jù)擬合，擬合結(jié)果均較差，表明該量表在西方社會施測所得的結(jié)構(gòu)模型并不適用于我國臨床低年資護(hù)士情緒智力評估，因此對量表重新進(jìn)行因子分析。根據(jù)探索性因子分析原理，刪除雙負(fù)載的14個(gè)條目；原中文版EIS中第5條、第28條、第33條反向計(jì)分條目歸類到一個(gè)單獨(dú)的維度，這和黃韞慧等[12]的研究結(jié)果一致，從條目的內(nèi)容上難以做出解釋。反向計(jì)分條目還容易引起量表出現(xiàn)系統(tǒng)性誤差[12]，為提高測量的可信度，故刪除這3項(xiàng)反向計(jì)分條目。最終形成共16個(gè)條目的新四維結(jié)構(gòu)模型，分別命名為情緒表達(dá)(即情緒信息傳遞及初步理解的過程)、自我情緒感知(即個(gè)體能夠感覺到自身情緒好壞及知曉情緒變化原因的能力)、情緒利用(即利用情緒來有效解決問題的能力)、他人情緒評估(即對他人情緒進(jìn)行知覺和評估的能力)。因子分析結(jié)果顯示：新四維量表各擬合指數(shù)在可接受范圍內(nèi)：χ2/df=1.627，GFI=0.918，AGFI=0.891，CFI=0.934，RMSEA=0.049，NFI=0.902，IFI=0.936，TLI=0.920，說明新四維量表的因子結(jié)構(gòu)模型和實(shí)證數(shù)據(jù)擬合程度較好，模型較合理[13]。量表重新修訂后，4個(gè)主成分能夠解釋總方差>40%，各條目的荷載為0.469～0.866，均>0.4，表明各因素對條目解釋貢獻(xiàn)率均達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)，各分量表整體結(jié)構(gòu)穩(wěn)定[13-14]。因此，新四維結(jié)構(gòu)量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

3.2 信度分析 本研究采用Cronbach’s α系數(shù)檢測量表的內(nèi)在一致性，采用重測信度檢測量表穩(wěn)定性?？侰ronbach’s α系數(shù)>0.8，各維度Cronbach’s α系數(shù)均>0.6，重測信度>0.7，說明量表有良好的同質(zhì)性和穩(wěn)定性[14-16]。本研究信度分析的結(jié)果均滿足上述要求，表明新四維結(jié)構(gòu)量表具體較好的信度。

3.3 量表的應(yīng)用和意義 情緒智力是一種適應(yīng)性的能力[1]，不同的文化要求不同的適應(yīng)行為[12]。中文版EIS在中國不同人群中施測時(shí)，量表原有結(jié)構(gòu)也發(fā)生不同程度的變化。中文版EIS自引入我國以來，國內(nèi)多位學(xué)者針對不同群體將量表進(jìn)行了重新修訂，如黃韞慧等[12]針對大學(xué)生群體將量表修訂為情緒監(jiān)控、情緒利用、社會能力、他人情緒評估4個(gè)維度，條目數(shù)為19項(xiàng)；陳海燕等[17]針對新兵群體將量表修訂為情緒評價(jià)和表達(dá)、情緒調(diào)節(jié)、情緒運(yùn)用3個(gè)維度，條目數(shù)為25項(xiàng)。本研究重新修訂后的量表與2002年香港學(xué)者Wong等[18]重新修訂EIS后得到的新量表WLEIS(Wong and Law Emotional Intelligence Scale)最為相似。WLEIS也是16個(gè)條目，但采用的是Likert 7級評分法而非本研究中的Likert 5級評分法。WLEIS為自我情緒評價(jià)、他人情緒評估、情緒控制和情緒運(yùn)用4個(gè)維度，其中他人情緒評估、情緒運(yùn)用兩個(gè)維度盡管包含的具體條目不盡相同，但其內(nèi)涵較為相似；但對于自我情緒，WLEIS側(cè)重于評價(jià)，而低年資護(hù)士側(cè)重于感知；WLEIS注重評估情緒控制能力，而低年資護(hù)士研究中更注重情緒表達(dá)能力。經(jīng)檢驗(yàn)，新四維結(jié)構(gòu)量表在低年資護(hù)士群體中具有可靠的測量學(xué)特性，可用于臨床低年資護(hù)士情緒智力的進(jìn)一步研究，有利于醫(yī)院管理者和護(hù)理院校制定科學(xué)有效的針對性培養(yǎng)方案。

3.4 局限性 受條件所限，本研究仍存在一定的局限性。本研究樣本選自江蘇省某二級、三級綜合醫(yī)院，在一定程度上會影響研究結(jié)果的代表性和推廣性。今后研究可以擴(kuò)大樣本量，納入各個(gè)地區(qū)不同等級的綜合醫(yī)院及專科醫(yī)院，從而促進(jìn)低年資護(hù)士情緒智力研究發(fā)展的整體性持續(xù)動(dòng)態(tài)改進(jìn)。

4 小結(jié)

綜上所述，重新修訂后的中文版EIS具有良好的信效度，且條目精簡、維度清晰，更方便廣大臨床低年資護(hù)士的填寫和研究者的調(diào)查分析，可用于對臨床低年資護(hù)士情緒智力水平的測量，為低年資護(hù)士情緒智力研究提供有效的評估工具。

[1] Salovey P，Mayer JD.Emotional intelligence[J].Imaginat Cogn Personality，1990，9(3)：185-211.

[2] Schutte NS，Malouff JM，Hall LE，etal.Development and validation of a measure of emotional intelligence[J].Pers Indiv Differ，1998，25(2)：167-177.

[3] 盧慶華.精神科護(hù)士情緒智力與人格特征及沖突處理模式的相關(guān)性研究[D].濟(jì)南：山東大學(xué)，2016：16.

[4] 佘蘭，曹建平，肖東玲，等.護(hù)理本科生情緒智力與非技術(shù)技能的相關(guān)性研究[J].中華護(hù)理教育，2015，12(1)：14-17.

[5] 陳瑞莉.不同職業(yè)人員情緒智力的比較研究[D].南京：南京師范大學(xué)，2011：19.

[6] Petrides SK，F(xiàn)urnham A.On the dimensional structure of emotional intelligence[J].Pers Indiv Differ，2000，29(2)：313-320.

[7] Saklofske DH，Austin EJ，Minski PS.Factor structure and validity of a trait emotional intelligence measure[J].Pers Indiv Differ，2003，34(4)：707-721.

[8] Kahraman N，Hicdurmaz D.Identifying emotional intelligence skills of Turkish clinical nurses according to sociodemographic and professional variables[J].J Clin Nurs，2016，25(7/8)：1006-1015.

[9] 馬強(qiáng)，馮婷，辛潔，等.護(hù)士情緒智力、積極情緒與工作投入的關(guān)系研究[J].護(hù)理研究，2016，30(1A)：120-121.

[10] 彭麗麗，余鳳嬌，王青.基層醫(yī)院低年資護(hù)士崗位勝任力評價(jià)指標(biāo)的構(gòu)建[J].護(hù)理學(xué)雜志，2016，31(3)：61-64.

[11] 王才康.少年犯情緒智力及其與有關(guān)個(gè)性因素的相關(guān)研究[J].中國心理衛(wèi)生雜志，2002，16(8)：566-567.

[12] 黃韞慧，呂愛芹，王壘，等.大學(xué)生情緒智力量表的效度檢驗(yàn)[J].北京大學(xué)學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版)，2008，44(6)：970-976.

[13] 吳明隆.結(jié)構(gòu)方程模型——AMOS的操作與應(yīng)用[M].重慶：重慶大學(xué)出版社，2010:42-49.

[14] 婁敏，黃娟，葉森，等.中文版護(hù)士對老年病人營養(yǎng)護(hù)理態(tài)度量表的信效度研究[J].中華護(hù)理雜志，2016，51(3)：370-374.

[15] Bagozzi RP，Yi Y.On the evaluation of structural equation models[J].J Acad Market Sci，1988，16(1)：74-94.

[16] 吳明隆.SPSS 統(tǒng)計(jì)應(yīng)用實(shí)務(wù)[M].北京：科學(xué)出版社，2003:107-112.

[17] 陳海燕，周宏奎，李紅政，等.Schutte’s 情緒智力量表在新兵中的信度及效度分析[J].重慶醫(yī)學(xué)，2016，45(24)：3396-3398.

[18] Wong CS，Law KS.The effects of leader and follower emotional intelligence on performance and attitude：an exploratory study[J].Leadership Quart，2002，13(3)：243-274.

(本文編輯范秋霞)

Revised and reliability and validity tests of clinical junior nurses emotional intelligence scale

Xia Yan，Wang Yan，Jia Yue，etal
(Nursing College of Yangzhou University,Jiangsu 225001 China)

Objective:To revise the Chinese version of emotional intelligence scale (EIS) and to test its reliability and validity for clinical junior nurses.Methods:The Chinese version of EIS was conducted to 442 clinical junior nurses for exploratory factor analysis.Moreover，confirmatory factor analysis was carried out for 421 clinical junior nurses.Data were analyzed by SPSS19.0 and AMOS22.0 software about the reliability and validity.Results:The total average score of the scale was 3.82±0.31，and the average score of 33 item from 3.05 to 4.46.A new scale with 4 factors and 16 items was identified by using exploratory factor analysis.The cumulative contribution of variance was 58.665%.Confirmatory factor analysis showed that the fitness of the model was perfect(GFI=0.918,CFI=0.934,RMSEA=0.049,NFI=0.902,IFI=0.936,TLI=0.920).The total Cronbach’s α coefficient of the Chinese version of EIS was 0.826 and the Cronbach’s α coefficients of all factors were all above 0.6.Conclusion:The Chinese version of EIS was proved to be reliable and valid after amended.It could be used to assess the emotional intelligence of clinical junior nurses.

junior nurse;emotional intelligence scale;reliability;validity

夏燕，護(hù)師，碩士研究生在讀，單位：225001，揚(yáng)州大學(xué)護(hù)理學(xué)院；王艷、束余聲(通訊作者)單位：225001，江蘇省蘇北人民醫(yī)院；賈悅單位：212000，江蘇省鎮(zhèn)江市第一人民醫(yī)院；薛謹(jǐn)、常淑文單位：225001，揚(yáng)州大學(xué)護(hù)理學(xué)院。

R471

A

10.3969/j.issn.1009-6493.2017.14.018

1009-6493(2017)14-1733-05

2016-11-17；

2017-04-10)

引用信息 夏燕，王艷，賈悅，等.臨床低年資護(hù)士情緒智力量表的重新修訂及信效度檢驗(yàn)[J].護(hù)理研究，2017，31(14)：1733-1737.