凌冬蘭，黎婉婷，鐘美云，于紅靜，鐘潤芳

隨著醫(yī)療需求的日益增長和高級護理實踐的迅速發(fā)展[1-2]，護士擁有處方權(quán)在很多國家成為現(xiàn)實。在全球范圍內(nèi)，護士處方權(quán)發(fā)展迅速，目前有美國、英國、愛爾蘭等至少22個國家逐漸對護士開放了一定程度的護士處方權(quán)[3-6]。然而，處方權(quán)并不在我國大陸護士的執(zhí)業(yè)范圍內(nèi)，直到2017年安徽省率先對78名高年資護士開放了一定范圍內(nèi)的護士處方權(quán)，這說明我國將有可能逐漸開放護士處方權(quán)[7]。眾多研究表明，護士處方權(quán)不僅可以減輕醫(yī)生的工作負荷，為病人提供更快捷的服務(wù)，保證醫(yī)療護理的連續(xù)性，還能增加護士的職業(yè)自信，提高他們的工作自主性和滿意度[5,8-9]。國外研究表明，如果護士對處方權(quán)持消極的態(tài)度，護士往往不行使處方權(quán)[10]，說明護士對護士處方權(quán)的態(tài)度是護士處方權(quán)能否順利實施的重要影響因素。因此，有必要先了解護士對護士處方權(quán)這一新執(zhí)業(yè)內(nèi)容的信念、態(tài)度和看法，為將來醫(yī)療決策者制定護士處方權(quán)政策提供參考依據(jù)[11]。目前國內(nèi)尚未見有關(guān)于護士對護士處方權(quán)的信念和態(tài)度評價工具的研究，鑒于此，本研究擬在借鑒國內(nèi)外相關(guān)研究成果的基礎(chǔ)上，編制和評價護士對護士處方權(quán)的信念和態(tài)度量表，為評估護士對護士處方權(quán)的信念和態(tài)度提供有效的工具，現(xiàn)報告如下。

1 量表的編制過程與方法

1.1 擬定初始量表

1.1.1 構(gòu)建條目池 參考Patel等編制的護士對護士處方權(quán)需求和態(tài)度問卷構(gòu)建條目池[12]，該問卷主要調(diào)查護士對護士處方權(quán)的看法。研究組已郵電聯(lián)系該問卷原作者，并征得作者的同意使用該量表的部分條目。原問卷共有7個維度共65個條目，包括A一般信念和態(tài)度(16個條目)、B影響(22個條目)、C使用(9個條目)、D臨床責(zé)任(5個條目)、E法律責(zé)任(4個條目)、F培訓(xùn)(7個條目)、G監(jiān)督(2個條目)。因該問卷是在英國已開放護士處方權(quán)7年之后的背景下開發(fā)的，與本研究的調(diào)查對象未行使處方權(quán)的背景不同，因此該問卷的C～G維度的內(nèi)容經(jīng)研究組成員討論后認為與本研究不相關(guān)，予以刪除。維度A和B具有較好的信度，Cronbach′s α系數(shù)分別為0.75和0.87。根據(jù)我國國情和本研究的目的，遴選維度A中的16個條目和維度B中的10個條目納入條目池。

隨后，對這26個條目進行漢化。參照世界衛(wèi)生組織(WHO)發(fā)布的問卷翻譯指南[13],對納入的條目進行了翻譯、回譯、跨文化調(diào)適和測試。首先由精通英文但母語為漢語的在國外獲得護理學(xué)碩士學(xué)位的2名護士對原量表進行正譯，再請2位精通英語但非醫(yī)學(xué)專業(yè)背景的專家對正譯版條目進行回譯，最后由2名母語為英語的加拿大學(xué)者共同將原量表與回譯后的英文版量表進行對比和分析，確定翻譯和回譯語義一致。最后，在閱讀大量關(guān)于護士對護士處方權(quán)看法的文獻的基礎(chǔ)上，邀請了4名具有10年以上臨床工作經(jīng)驗、副高職稱以上、本科以上學(xué)歷的?？谱o士參與條目池構(gòu)建的課題組成員討論會。最后?？谱o士補充了5個條目，本課題組成員補充了7個條目，條目池共計有38個條目。

1.1.2 確定量表計分方法 條目以Likert 5級評分法分取5點等距評分法評分，5個等級依次賦1～5分，分為非常不同意(1分)、不同意(2分)、一般(3分)、同意(4分)、非常同意(5分)，其中第2題、第3題、第4題、第17題、第19題、第20題、第25題、第26題、第27題為反向計分。

1.1.3 形成預(yù)調(diào)查量表 本研究邀請10名專家對初始量表的準確性進行有償評價。選擇具備副高職稱以上并了解香港護士處方權(quán)的10名赴港專科護士，采用兩輪專家函詢的方式，對條目池的所有條目進行評價。10名專家的專科領(lǐng)域分別為：ICU(2人)、骨科(2人)、急診科(2人)、老年科(2人)、心血管科(1人)、神經(jīng)內(nèi)科(1人)；年齡39～48(42.50±4.78)歲；工作年限(21.00±7.01)年；高級職稱2人，副高職稱8人；學(xué)歷為本科8人，碩士1人，博士1人。請10名護理專家采用Likert 5級評分法(最不相關(guān)計1分，最相關(guān)計5分)評價量表條目的相關(guān)性。同時咨詢專家對條目的增加、刪除及修改意見。兩輪專家函詢的問卷回收率均為100%，計算10名專家的權(quán)威系數(shù)(Cr)為0.83，咨詢結(jié)果可靠。條目篩選標準為：變異系數(shù)≤0.25且相關(guān)性賦值均數(shù)≥3.8。對未達到條目篩選標準的條目，結(jié)合專家修改和刪除意見，經(jīng)本研究組成員討論后，5個條目被刪除，3個條目被合并，3個條目被修改，并增加1個條目，最后得到31個條目。

1.1.4 量表預(yù)調(diào)查 根據(jù)預(yù)調(diào)查的樣本量應(yīng)該在25～75的原則[14]，采用方便抽樣法選取廣州某三級甲等醫(yī)院25名護士對量表進行預(yù)調(diào)查，以了解護士填寫量表時的感受和對條目內(nèi)容的理解度。對參與調(diào)查的護士提出的問題、建議進行了及時的記錄和修改，記錄填表所用的時間。調(diào)查對象提出反向條目太多容易填錯，因此第2題、第3題、第4題、第17題反向計分條目被修改成正向計分，保留第19題、第20題、第25題、第26題、第27題為反向計分，分析數(shù)據(jù)時原始分1分、2分、3分、4分、5分應(yīng)調(diào)整為對應(yīng)的5分、4分、3分、2分、1分計分。最終形成初始量表，填寫問卷需要時間為5～8 min。

1.2 量表的信效度檢驗

1.2.1 研究對象 依據(jù)因子分析時樣本數(shù)應(yīng)為條目數(shù)的5～10倍[15]確定樣本量為151～310。本研究2019年7月—2019年9月通過問卷星平臺采用方便整群抽樣調(diào)查方法，在全國范圍內(nèi)選取8個省份共13家醫(yī)院的護士進行調(diào)查。納入標準：①在三級甲等醫(yī)院工作；②具有5年以上臨床一線工作經(jīng)驗的護士；③具有護師以上職稱；④愿意參與本次調(diào)查。排除標準：調(diào)查期間病事假超過3個月的護士。

1.2.2 資料收集 向護士微信群里發(fā)放問卷鏈接，知情同意書詳細附在問卷里，知情同意書中包含本研究的目的、意義、保密原則等，以取得調(diào)查對象的支持與配合，提交問卷被視為自愿參與本研究。填寫完畢后系統(tǒng)自動發(fā)放紅包1～3元，以感謝參與者的付出。本次共發(fā)放至23個微信群，采用匿名調(diào)查。被調(diào)查的對象中，有25名由于是微信好友，提交的問卷可被識別，其余非微信好友填寫的問卷均不能被識別。最后問卷星共收回問卷394份，根據(jù)納入與排除標準和填寫的完整性和準確性，最終確定有效問卷為368份，有效回收率為93.40%，大于本研究樣本的估算量。在回收問卷1個月后，對能被識別的25名微信好友再次發(fā)放問卷，回收21份有效問卷，兩次回收的數(shù)據(jù)用于分析重測信度。第二次回收的21份有效問卷數(shù)據(jù)只用于分析重測信度。

1.2.3 統(tǒng)計學(xué)方法 所有有效問卷數(shù)據(jù)采用EpiData 3.1軟件進行雙人雙錄入，再采用系統(tǒng)邏輯檢錯。采用SPSS 23.0軟件進行統(tǒng)計學(xué)分析。根據(jù)量表編制方法學(xué)[16]，通過碎石圖、探索性因子、Cronbach′s α系數(shù)對條目繼續(xù)進行篩選，只要其中1種統(tǒng)計學(xué)方法符合刪除標準，該條目即被刪除。通過碎石圖和探索性因子分析得出量表的各維度。通過分析各維度與量表總分之間的Pearson相關(guān)系數(shù)、量表和條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)評定量表的內(nèi)容效度，計算重測信度和Cronbach′s α系數(shù)分別測評量表的穩(wěn)定性和內(nèi)部一致性信度。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 368名參與調(diào)查的護士來自7個省、1個自治區(qū)，廣東省78人(21.20%)，貴州省36人(9.78%)，河北省47人(12.77%)，湖南省59人(16.03%)，江蘇省28人(7.61%)，四川省31人(8.42%)，云南省41人(11.14%)，廣西壯族自治區(qū)48人(13.04%)；男35人(9.51%)，女333人(90.49%)；年齡27～50(33.38±3.78)歲；文化程度：?？?9人(10.60%)，本科308人(83.70%)，碩士21人(5.7%)；職稱：護師173人(47.01%)，主管護師150人(40.76%)，副主任護師43人(11.68%)，主任護師2人(0.54%)；?？谱o士65人(17.66%)；參與的?？乒灿?9個，其中重癥醫(yī)學(xué)科52人(14.13%),腫瘤科48人(13.04%)，骨科46人(12.50%)，急診科35人(9.51%)，老年科25人(6.79%)。

2.2 量表條目與維度確定 經(jīng)3輪探索性因子和碎石圖分析后，根據(jù)刪除標準，經(jīng)本課題組成員討論后在初步確定的31個條目中刪除4個條目，量表最終保留27個條目。第4輪將量表27個條目進行探索性因子分析，其KMO值為0.918。Bartlett球形檢驗達到明顯性水平(χ2=6 395.537，df=351，P<0.01)，表明有共同因子，可以進行維度分析[16]。進一步通過方差最大正交旋轉(zhuǎn)后取特征值>1，抽取4個公因子，累積變異貢獻率為68.24%，并采用碎石圖(Scree Plot)進一步驗證公因子(見圖1)，圖1表明，從第5個主成分開始，這些主成分的特征根已經(jīng)變得非常小，因此只需要提取前4個主成分作為本量表的4個維度。量表27個條目的因子載荷為0.498～0.905，提示量表的所有條目能夠被公因子較好地解釋[16]，各因子命名及其成分矩陣見表1。

表1 368名護士對護士處方權(quán)信念和態(tài)度量表探索性因子分析的因子載荷矩陣

2.3 效度

2.3.1 結(jié)構(gòu)效度 本研究在第4輪的探索性因子分析法提取了4個公因子，可以解釋總變異的68.24%，27個條目的因子載荷值為0.498～0.905(均>0.4)，見表1。

2.3.2 內(nèi)容效度 對量表總體與各維度進行Pearson相關(guān)性分析[17]，結(jié)果表明，量表總分與4個維度的相關(guān)系數(shù)為0.62～0.83。4個維度間的相關(guān)系數(shù)在0.06～0.59，各維度間的相關(guān)系數(shù)均小于各維度與總量表的相關(guān)系數(shù)，見表2。另外，再次邀請參與初始量表專家函詢的10名赴港護士進行第3輪的專家函詢，對最終量表的27個條目的適合性與相符性進行評定，各條目的內(nèi)容效度指數(shù)(I-CVI)為0.71～1.00,量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)(S-CVI)為0.921。

表2 護士對護士處方權(quán)信念和態(tài)度量表總分與各維度的相關(guān)性分析(r值)

2.4 信度

2.4.1 重測信度 本研究采用Pearson 相關(guān)評價其重測信度，對21名護士時隔1個月進行了兩次測量，測得本量表的重測信度為0.808(P<0.01)。

2.4.2 內(nèi)部一致性信度 本量表的Cronbach′s α系數(shù)是0.902，感知護士處方權(quán)的益處、對行使護士處方權(quán)的自我效能、感知行使護士處方權(quán)時的障礙、感知護士處方權(quán)的需求的Cronbach′s α系數(shù)分別為0.969、0.808、0.761和0.767。

3 討論

3.1 量表具有良好的效度 評價量表的結(jié)構(gòu)效度最常用且有效的方法為探索性因子分析[16]。一般認為，一個量表的公因子的累計解釋總變異>40%，每個條目在其他公因子上載荷值較低(<0.4)，但在某個公因子上的載荷值較高(>0.4)，則表明該量表有較好的結(jié)構(gòu)效度[16-17]。本研究通過探索性因子分析法提取了4個公因子，可以解釋總變異的68.24%，27個條目的因子載荷值為0.498～0.905(均>0.4)，說明本量表的結(jié)構(gòu)效度良好。檢驗一個具有較好內(nèi)容效度的量表，其量表水平S-CVI值需≥0.90[16]，本研究10名專家對量表的所有條目進行評議，最后評定結(jié)果S-CVI值為0.921，表明本量表具備良好的內(nèi)容效度。另外，如果量表的總分與各維度的相關(guān)系數(shù)為0.3～0.8，且總分與各維度的相關(guān)系數(shù)高于各維度之間的相關(guān)系數(shù)，說明該量表有較好的內(nèi)容效度[18]。本量表總分與每個維度的相關(guān)系數(shù)為0.62～0.83，說明4個維度與總量表具有較高的相關(guān)性；各維度間的相關(guān)系數(shù)為0.06～0.59，各因子間的相關(guān)系數(shù)均小于各因子與總量表的相關(guān)系數(shù)，說明本量表內(nèi)容效度良好。

3.2 量表具有良好的信度 評價量表的穩(wěn)定性與可靠性通常采用內(nèi)部一致性信度和重測信度[16]。如果總量表的Cronbach′s α系數(shù)>0.8且各維度的Cronbach′s α系數(shù)>0.7，認為量表的各條目內(nèi)部一致性信度良好[19]?？偭勘淼腃ronbach′s α系數(shù)為0.902，且各維度的Cronbach′s α系數(shù)>0.761，說明本量表各條目的內(nèi)在一致性信度良好。重測信度測量量表的穩(wěn)定性，認為重測信度>0.8的量表的穩(wěn)定性較好[19]，本量表的重測信度為0.808，說明本量表的穩(wěn)定性好。

3.3 本量表的研究展望 隨著我國高級護理實踐的迅速發(fā)展，護理學(xué)科已成為一級學(xué)科，護士執(zhí)行護士處方權(quán)將有可能成為現(xiàn)實。然而國外研究表明，如果護士對護士處方權(quán)持消極的態(tài)度，他們往往不行使處方權(quán)[12]。根據(jù)計劃行為理論，如果一個人對某種行為有積極的態(tài)度，那么這個人就會產(chǎn)生執(zhí)行的意愿并執(zhí)行行為[20]，可見護士對處方權(quán)的信念和態(tài)度是影響護士處方權(quán)實施成功與否的因素之一。因此，有必要先了解護士對護士處方權(quán)的需求、信念和態(tài)度，以探索其障礙因素，為以后醫(yī)療政策制定者提供參考依據(jù)。目前國內(nèi)尚未見有關(guān)于護士對護士處方權(quán)的信念和態(tài)度評價工具的研究，本研究在回顧國內(nèi)外相關(guān)研究成果的基礎(chǔ)上，編制了臨床護士對護士處方權(quán)的信念和態(tài)度量表，為將來評估我國護士對護士處方權(quán)的信念和態(tài)度提供了有效的測量工具。

4 小結(jié)

編制我國護士對護士處方權(quán)的信念和態(tài)度量表的目的在于能夠有效地評價護士對于護士處方權(quán)的信念和態(tài)度，探究護士對實施處方權(quán)的相關(guān)促進和障礙因素，為國內(nèi)護士處方權(quán)的起步與發(fā)展提供參考依據(jù)。本研究抽取全國8個省份39個?？频?68名護士作為研究對象，樣本的代表性尚可，所編制的護士對護士處方權(quán)信念和態(tài)度量表具有良好的信效度和適用性，量表易被研究對象理解，條目數(shù)量可接受，測評時間較短。然而，除香港、安徽省(78名護士)開放了一定程度的處方權(quán)外，中國其他地區(qū)還未開放護士處方權(quán)，因此參與調(diào)查的護士對護士處方權(quán)還處于抽象概念階段，這可能會影響護士對處方權(quán)的信念和態(tài)度，鑒于此，本量表的應(yīng)用效果還需進一步評價。