石琳筠 李秀杰 劉琦 閻煦 王躍 王春梅

（1.天津醫(yī)科大學(xué)護(hù)理學(xué)院，天津300070；2.天津醫(yī)科大學(xué)總醫(yī)院；3.天津市中心婦產(chǎn)醫(yī)院）

對(duì)于護(hù)理專業(yè)的學(xué)生來說，實(shí)習(xí)是護(hù)理教育的最后環(huán)節(jié)，是護(hù)生角色向護(hù)士角色轉(zhuǎn)變的過渡時(shí)期，是將理論聯(lián)系實(shí)際、培養(yǎng)臨床思維、鍛煉臨床技能的主要環(huán)節(jié)[1]。學(xué)生參與度這一概念是由美國(guó)印第安納大學(xué)教授喬治·庫(kù)恩（George·Kuh)于2001年第一次明確提出。參與的概念突出了兩個(gè)方面的內(nèi)涵：參與的頻率和參與的強(qiáng)度[2]。參與的頻率是在一定時(shí)間范圍參與的次數(shù)，即“數(shù)量”。而參與的強(qiáng)度不僅是指學(xué)生在一個(gè)特定的活動(dòng)中的存在，更強(qiáng)調(diào)有參加的主觀感覺，學(xué)生充分發(fā)揮其主體能動(dòng)性，積極地交往和互動(dòng)，即“質(zhì)量”。實(shí)習(xí)參與度具有“質(zhì)量”和“數(shù)量”兩方面的特性[3]。國(guó)外對(duì)于護(hù)生實(shí)習(xí)的參與度研究起步較早，集中在護(hù)生參與的比較活躍的護(hù)理項(xiàng)目中，特別是基礎(chǔ)護(hù)理活動(dòng)[4,5]。目前，國(guó)內(nèi)對(duì)護(hù)生實(shí)習(xí)質(zhì)量的評(píng)價(jià)尚缺乏一個(gè)成熟的指標(biāo)體系，尚未發(fā)現(xiàn)從自評(píng)角度了解學(xué)生自身主觀感受的相關(guān)研究。本研究基于ICF-CY和國(guó)際研究項(xiàng)目 “Picture my participation”中描述“參與”的理念和形式[6]來探討研究國(guó)內(nèi)護(hù)生臨床實(shí)習(xí)參與度的現(xiàn)狀，編制圖文并茂的護(hù)生臨床實(shí)習(xí)參與度調(diào)查問卷，以期為護(hù)生臨床實(shí)習(xí)質(zhì)量的評(píng)價(jià)提供有效的自評(píng)工具。

1 研究方法

1.1 量表初稿的編制

1.1.1 量表?xiàng)l目池的編制 通過在中國(guó)知網(wǎng)、萬方、Pub Med、Web of Science等數(shù)據(jù)庫(kù)中檢索，共篩選出100余篇有關(guān)研究護(hù)理教育教學(xué)質(zhì)量評(píng)價(jià)的國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)，結(jié)合我國(guó)本科教育培養(yǎng)目標(biāo)特征和我國(guó)護(hù)理本科教育特點(diǎn)[7,8]，參考本科畢業(yè)生質(zhì)量及護(hù)理專業(yè)本科生質(zhì)量要求[9-11]及評(píng)價(jià)指標(biāo)體系[12]的相關(guān)文獻(xiàn)，初步擬定問卷的基本框架，形成一級(jí)指標(biāo)5個(gè)（職業(yè)價(jià)值觀、臨床護(hù)理工作、溝通協(xié)作、教學(xué)、專業(yè)發(fā)展），二級(jí)指標(biāo)42個(gè)。采用4分制Likert量表格式，每個(gè)條目下設(shè) 4 個(gè)選項(xiàng)（4=總是、3=有時(shí)、2=很少、1=從來沒有）。

1.1.2 專家咨詢 邀請(qǐng)9位專家對(duì)量表?xiàng)l目進(jìn)行評(píng)定，包括5位國(guó)內(nèi)護(hù)理教育領(lǐng)域的專家（均為副高級(jí)以上職稱，護(hù)理教育經(jīng)驗(yàn)＞10年）及4位資深臨床專家（均為護(hù)理學(xué)專業(yè)，主管護(hù)師及以上職稱，臨床教學(xué)經(jīng)驗(yàn)均＞10年），對(duì)問卷內(nèi)容進(jìn)行兩輪評(píng)定，兩次評(píng)議時(shí)間間隔2周。專家對(duì)指標(biāo)與所研究?jī)?nèi)容相關(guān)程度的判斷及修改參照Iikert5級(jí)評(píng)分法[13]并在其基礎(chǔ)上進(jìn)行調(diào)整，在專家咨詢表中對(duì)各級(jí)指標(biāo)按其與實(shí)際情況的相關(guān)性，給出評(píng)分。具體標(biāo)準(zhǔn)是：0=不相關(guān)；1=需經(jīng)修改否則不相關(guān)；2=相關(guān)但仍需改動(dòng)；3=非常相關(guān)。專家咨詢的可靠性通過計(jì)算專家積極性、專家協(xié)調(diào)系數(shù)（W）和權(quán)威系數(shù)（Cr）評(píng)價(jià)[14]。專家的積極系數(shù)即專家咨詢表的回收率，可以反映專家對(duì)研究的關(guān)心程度。專家協(xié)調(diào)系數(shù)用于度量專家意見的一致性，通常采用肯德爾和諧性分析，一般認(rèn)為系數(shù)越接近1，一致性越高[14]。專家權(quán)威系數(shù)由學(xué)術(shù)水平（q1）、指標(biāo)判斷系數(shù)（q2）和指標(biāo)熟悉程度系數(shù)（q3）三個(gè)因素決定，計(jì)算公式為Cr=（q1+q2+q3）/3。一般認(rèn)為專家的權(quán)威程度≥0.7即可接受[15]。

1.1.3 小樣本預(yù)調(diào)查 為進(jìn)一步確定量表的條目語言表述及內(nèi)容是否適合護(hù)生，選取天津市某醫(yī)院的臨床實(shí)習(xí)護(hù)生30例進(jìn)行小樣本預(yù)試，以完善初始問卷。

1.2 量表的信效度檢驗(yàn)

1.2.1 研究對(duì)象 采用便利抽樣的方法，于2017年11至12月選取天津市某醫(yī)學(xué)院校的臨床實(shí)習(xí)護(hù)生117名。納入標(biāo)準(zhǔn)：①2018年7月即將畢業(yè)的護(hù)理專業(yè)實(shí)習(xí)生；②知情同意自愿參加本研究者。排除標(biāo)準(zhǔn)：①休假未參與實(shí)習(xí)或休學(xué)者；②實(shí)習(xí)時(shí)間未滿4個(gè)月者。本次調(diào)查共發(fā)放問卷117份，收回117份，回收率100%。其中，農(nóng)村生源63名（53.85%），城市生源 54名（46.15%）；獨(dú)生子女占 53名（45.30%）；在入學(xué)前專業(yè)選擇方式的問題上，48名（41.03%）護(hù)生自愿選擇護(hù)理專業(yè)，63名（53.85%）護(hù)生因?qū)I(yè)調(diào)劑選擇護(hù)理專業(yè)，6名（5.13%）護(hù)生是被父母強(qiáng)制而選擇護(hù)理專業(yè)；在擇業(yè)問題上，77名（65.81%）護(hù)生選擇從事護(hù)理工作，15名（12.82%）的護(hù)生表示不會(huì)從事護(hù)理工作，25名（21.37%）的護(hù)生目前尚不確定是否要從事護(hù)理工作；實(shí)習(xí)前96名護(hù)生（82.05%）參加過實(shí)習(xí)相關(guān)講座。

1.2.2 項(xiàng)目分析 條目-總分相關(guān)系數(shù)是量表內(nèi)每個(gè)條目的得分與所有條目的總分之間的相關(guān)程度[16]，用來評(píng)價(jià)量表內(nèi)每個(gè)條目的實(shí)用性。條目-總分相關(guān)系數(shù)高，表明條目與總量表之間的一致性高。根據(jù)Streiner&Nonnan[17]的觀點(diǎn)，條目-總分相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.2以上能夠滿足信度和假設(shè)檢驗(yàn)的要求。

1.2.3 效度 ①內(nèi)容效度 （Content Validity Ratio,CVR）：內(nèi)容效度是指一個(gè)量表實(shí)際測(cè)到的內(nèi)容與所要測(cè)量的內(nèi)容之間的吻合程度[18]，在護(hù)理研究中量表的各個(gè)條目的內(nèi)容效度指數(shù)（I-CVI）和總量表的內(nèi)容效度指數(shù)（S-CVI）這兩個(gè)指標(biāo)都被使用[19]。計(jì)算ICVI：以單個(gè)條目為單位，評(píng)分為2或3的專家數(shù)與專家總數(shù)的比值；計(jì)算S-CVI：所有I-CVI的平均值。當(dāng)I-CVI值達(dá)到0.780或以上，S-CVI值達(dá)到0.900或以上時(shí)，認(rèn)為研究工具有比較好的內(nèi)容效度。根據(jù)9名專家的評(píng)定結(jié)果，分別計(jì)算條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)(I-CVI)和量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)(SCVI)。②結(jié)構(gòu)效度：采用探索性因子分析法。KMO＞0.9，非常適合做因子分析；0.8＜KMO＜0.9，適合做因子分析；0.7＜KMO＜0.8，一般適合做因子分析；而 0.6＜KMO＜0.7 時(shí)則勉強(qiáng)可進(jìn)行因子分析；0.5＜KMO＜0.6，不適合做因子分析；KMO＜0.5時(shí)，不宜進(jìn)行因子分析；KMO值越大，表示變量間的共同因素越多，越適合進(jìn)行因子分析[20]。以條目在某個(gè)因子上的載荷＞0.4作為因子歸屬的標(biāo)準(zhǔn)。如果某個(gè)條目在各個(gè)因子上的載荷值均＜0.4，或存在雙載荷（同時(shí)在2個(gè)或多個(gè)因子上載荷值＞0.4，且差值＜0.2），則刪除[21]。

1.2.4 信度 ①內(nèi)在一致性信度：計(jì)算總問卷及各條目的Cronbach’s α系數(shù)。內(nèi)在一致性信度反映工具各條目之間的內(nèi)在相關(guān)性，即量表的各條目都在測(cè)量同一個(gè)問題，通常用Cronbach's α系數(shù)表示?？偭勘淼?Cronbach’s α 系數(shù)大于 0.8，則認(rèn)為信度較好[21]。②重測(cè)信度：計(jì)算兩次測(cè)評(píng)所得總分及各因子分的Pearson相關(guān)系數(shù)。重測(cè)信度指量表在不同時(shí)間對(duì)相同研究對(duì)象測(cè)量結(jié)果的一致性。在回收首輪問卷2周后，選取10名護(hù)生進(jìn)行重測(cè)，重測(cè)信度大于0.7，認(rèn)為重測(cè)信度較好。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 21.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行錄入和統(tǒng)計(jì)分析。主要采用描述性統(tǒng)計(jì)和Pearson相關(guān)分析。通過計(jì)算CVR和探索性因子分析分別評(píng)價(jià)問卷的內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度;以 Cronbach's α系數(shù)衡量其內(nèi)部一致性。

2 結(jié)果

2.1 Delphi專家咨詢 兩輪咨詢專家的積極系數(shù)均為100%。經(jīng)計(jì)算，專家權(quán)威系數(shù)為0.81。綜合專家意見并經(jīng)過研究小組集體評(píng)議，對(duì)語義不清、理解有歧義或與臨床實(shí)習(xí)不相符的問卷?xiàng)l目進(jìn)行了修訂，最終擬定包含一級(jí)指標(biāo)6個(gè)（在初步形成的5個(gè)指標(biāo)的基礎(chǔ)上，增加“科研”），二級(jí)指標(biāo)26個(gè)條目的量表。

表1 專家肯德爾和諧系數(shù)（Kendall's W）及其顯著性檢驗(yàn)

2.2 小樣本預(yù)調(diào)查結(jié)果 選取天津市某醫(yī)院的臨床實(shí)習(xí)護(hù)生30例對(duì)量表的條目語言表述及內(nèi)容適合與否進(jìn)行預(yù)試，綜合護(hù)生的意見反饋，修改了2個(gè)條目的文字表述，最終擬定包含一級(jí)指標(biāo)6個(gè)，二級(jí)指標(biāo)26個(gè)條目的護(hù)生臨床實(shí)習(xí)參與度的評(píng)價(jià)問卷。量表為自評(píng)量表，包括6個(gè)維度，26個(gè)條目，每個(gè)條目下設(shè)4個(gè)選項(xiàng) （4=總是、3=有時(shí)、2=很少、1=從來沒有），分?jǐn)?shù)越高，表示護(hù)生的臨床實(shí)習(xí)參與度越高。

2.3 量表的信效度檢驗(yàn)結(jié)果

2.3.1 項(xiàng)目分析 各條目與問卷總分的相關(guān)分析顯示，條目3“遵守醫(yī)院和科室規(guī)章制度，不遲到早退”與問卷總分的相關(guān)系數(shù)無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義 （r=0.136，P=0.144）。其余25個(gè)條目與問卷總分的相關(guān)系數(shù)為0.346～0.737（P＜0.01），均＞0.2，因此保留 25 個(gè)條目進(jìn)行后續(xù)的分析。

2.3.2 效度分析

2.3.2.1 探索性因子分析 將25個(gè)條目進(jìn)行探索性因子分析，其 KMO統(tǒng)計(jì)值為 0.855(0.8＜KMO＜0.9)，Bartletts球形檢驗(yàn) χ2值為 1426.000(P＜0.001)，該表適合因子分析。量表共分析出六個(gè)因子（科研、教學(xué)、溝通協(xié)作、臨床護(hù)理工作、職業(yè)價(jià)值觀、專業(yè)發(fā)展能力），旋轉(zhuǎn)成分矩陣顯示，25個(gè)條目除條目20在其所屬因子上載荷值均 ＞0.4，因此將條目20“能主動(dòng)認(rèn)識(shí)到自己的不足并努力完善自己”刪除；將存在雙載荷現(xiàn)象的條目6“能及時(shí)發(fā)現(xiàn)臨床突發(fā)事件并妥善給予力所能及的處理”刪除。其余因子項(xiàng)目負(fù)荷值介于0.494至0.812之間，因子排列整齊，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá) 63.704%（表 2）。

表2 旋轉(zhuǎn)因子負(fù)荷矩陣（n=117)

2.3.2.2 各因子之間及各因子與總分的相關(guān)性 6個(gè)因子與問卷總分的相關(guān)系數(shù)為 0.577～0.785（P＜0.01），均＞0.2，因此各因子與總分的相關(guān)性較好（表3）。

表3 各因子之間及各因子與總量表間的相關(guān)系數(shù)

2.3.2.3 內(nèi)容效度 問卷各個(gè)條目的內(nèi)容效度指數(shù)（I-CVI）為 0.89～1.000，總量表的內(nèi)容效度指數(shù)（SCVI）為 0.995。

2.3.3 信度分析 問卷總體 Cronbach's α系數(shù)為0.811， 各條目的 Cronbach's α 系數(shù)為 0.791～0.920（表4）。間隔2周，其重測(cè)信度為0.996。

3 討論

基于“參與”的新視角即參與的頻率和參與的強(qiáng)度[2]從自評(píng)角度了解護(hù)生臨床實(shí)習(xí)自身主觀感受對(duì)于了解國(guó)內(nèi)護(hù)生臨床實(shí)習(xí)參與度的現(xiàn)狀具有重要意義。本研究編制圖文并茂的護(hù)生臨床實(shí)習(xí)參與度調(diào)查問卷。結(jié)果顯示，該量表具有可靠的心理測(cè)量學(xué)特征。

3.1 可行性分析 選取天津市某醫(yī)學(xué)院校的實(shí)習(xí)護(hù)生117名進(jìn)行問卷調(diào)查，共發(fā)出117份，收回117份，所有護(hù)生均在5～10分鐘內(nèi)回答完26個(gè)問題，完成率為100%，顯示量表具有較好的可行性。

3.2 項(xiàng)目分析 條目“3遵守醫(yī)院和科室規(guī)章制度，不遲到早退”與問卷總分的相關(guān)系數(shù)未有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（r=0.136，P=0.144），將其刪除，分析其原因：“職業(yè)價(jià)值觀”是指從業(yè)人員對(duì)職業(yè)的認(rèn)識(shí)和態(tài)度，以及對(duì)職業(yè)目標(biāo)的追求和向往[21]。條目3可以劃分為“職業(yè)素養(yǎng)”方面，與“職業(yè)價(jià)值觀”有一定的偏差，其余條目與總分相關(guān)系數(shù)為0.346～0.737，說明各條目與總量表之間有良好的一致性。

表4 問卷的Cronbach's α系數(shù)

3.3 量表具有良好的效度 探索性因子分析結(jié)果顯示，護(hù)生實(shí)習(xí)參與問卷可提取出6個(gè)特征值大于1的公共因子（與問卷劃分的6個(gè)維度一致），說明公因子與問卷設(shè)計(jì)時(shí)的理論框架是一致的[20]。旋轉(zhuǎn)成分矩陣顯示，25個(gè)條目除20條目外在其所屬因子上載荷值均＞0.4，其余因子項(xiàng)目負(fù)荷值介于0.494至0.812之間，因子排列整齊，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)63.704%，以上結(jié)果表明，該量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度。分析條目20“能主動(dòng)認(rèn)識(shí)到自己的不足并努力完善自己”刪除的原因主要是該條目對(duì)于“護(hù)生實(shí)習(xí)參與”這一主題并沒有針對(duì)性。條目6“能及時(shí)發(fā)現(xiàn)臨床突發(fā)事件并妥善給予力所能及的處理”的區(qū)分度不夠，既與“臨床護(hù)理工作”相關(guān)，又可以歸入“專業(yè)發(fā)展能力”方面，對(duì)于界定模糊的條目予以刪除。將刪減后的問卷的各因子之間及其與總分之間進(jìn)行相關(guān)性分析，結(jié)果顯示，6個(gè)因子與問卷總分的相關(guān)系數(shù)為 0.577～0.785（P＜0.01），均＞0.2，表明該量表各因子與總分的相關(guān)性較好，量表的內(nèi)部相關(guān)性較高。此外，一般情況下，當(dāng)ICVI≥0.78，S-CVI≥0.90即可認(rèn)為測(cè)評(píng)工具具有良好的內(nèi)容效度。該量表內(nèi)容經(jīng)國(guó)內(nèi)護(hù)理教育及資深臨床護(hù)理專家評(píng)定，I-CVI為 0.875～1.000，S-CVI值為0.995，說明該量表內(nèi)容效度良好。

3.4 量表具有良好的信度 總量表的Cronbach's α系數(shù)為0.811（＞0.8)，間隔2周的重測(cè)信度為0.996（＞0.7），說明整個(gè)問卷具有較好的內(nèi)在一致性和穩(wěn)定性。從各個(gè)條目來看，Cronbach's α 為 0.791～0.920， 均＞0.7，符合量表的測(cè)量學(xué)要求。此外，該量表具有良好的可行性，在收集資料的過程中，護(hù)生表示量表?xiàng)l目?jī)?nèi)容表述清楚，圖文并茂，形式新穎，增加了填寫興趣。

4 小結(jié)

本研究采用主觀檢驗(yàn) （專家咨詢）和客觀檢驗(yàn)（臨床測(cè)試、預(yù)調(diào)查）相結(jié)合的方法編制了護(hù)生臨床實(shí)習(xí)參與度的測(cè)評(píng)問卷，問卷最終確定為6個(gè)維度，23個(gè)條目。心理測(cè)量學(xué)指標(biāo)的評(píng)定結(jié)果表明，該問卷的信度、效度較理想，且條目數(shù)量適中，簡(jiǎn)潔易懂，可用于測(cè)評(píng)我國(guó)護(hù)生臨床實(shí)習(xí)參與度，為護(hù)理教育和護(hù)理管理者評(píng)價(jià)護(hù)生的實(shí)習(xí)質(zhì)量提供了有效的自評(píng)工具，也從護(hù)生自身角度提高了對(duì)于臨床實(shí)習(xí)參與度的認(rèn)知水平，為提高護(hù)生臨床實(shí)習(xí)質(zhì)量提供了雙向保證。為提高護(hù)生實(shí)習(xí)參與度評(píng)價(jià)的規(guī)范性、客觀性和公正性提供理論依據(jù)，進(jìn)而應(yīng)用此評(píng)價(jià)體系為提高護(hù)生的實(shí)習(xí)參與度及促進(jìn)實(shí)習(xí)整體質(zhì)量提出合理的建議，有助于促進(jìn)本科護(hù)生培養(yǎng)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。但本調(diào)查僅限于天津市的實(shí)習(xí)護(hù)生，實(shí)測(cè)結(jié)果的可靠性、代表性尚不足,故本研究實(shí)測(cè)結(jié)果的可靠性有待于在今后對(duì)指標(biāo)體系進(jìn)行大規(guī)模、寬范圍的實(shí)證研究中加以論證,且無護(hù)理實(shí)習(xí)參與度的相關(guān)評(píng)估工具與之作平行對(duì)照研究，今后還需將該問卷應(yīng)用于更加廣泛的樣本中，對(duì)該問卷進(jìn)行不斷的修正和完善。