張美琪，張雨燕，張翠翠，廖常菊，劉文莉，邱潤梅，朱麗麗，李 佳，廖利蘭

自貢市第一人民醫(yī)院，四川 643000

系統(tǒng)思考是指能夠識別、理解并綜合為特定目的而設(shè)計(jì)的一組組件中的相互作用和相互依賴性的能力[1]。Dolansky 等[2]認(rèn)為系統(tǒng)思考是解決問題的整體方法，應(yīng)該將問題視為動(dòng)態(tài)系統(tǒng)，并將精力集中在系統(tǒng)的分析和過程、組織因素的識別以及工作環(huán)境的重新設(shè)計(jì)上。在護(hù)理方面，系統(tǒng)思考被認(rèn)為是有效領(lǐng)導(dǎo)力和質(zhì)量與安全實(shí)踐的關(guān)鍵組成部分[3‐4]。國外相關(guān)研究證明，具有更高系統(tǒng)思考能力的護(hù)士發(fā)生醫(yī)療錯(cuò)誤和不良事件的可能性較小，增強(qiáng)護(hù)士系統(tǒng)思考能力在促進(jìn)病人安全方面具有重要意義。因此，了解護(hù)士系統(tǒng)思考能力水平，是為其提供針對性干預(yù)的前提條件[5‐7]。系 統(tǒng) 思 考 量 表（Systems Thinking Scale,STS）已被國外學(xué)者廣泛應(yīng)用，但目前我國尚無關(guān)于護(hù)士系統(tǒng)思考的評估工具。本研究旨在引進(jìn)此量表，并對該量表在我國背景下的實(shí)用性進(jìn)行探討，為我國護(hù)士系統(tǒng)思考能力的評估提供一個(gè)可靠的工具。

1 對象與方法

1.1 研究對象 采用方便抽樣法，于2021 年3 月選取自貢市某三級甲等醫(yī)院臨床在崗護(hù)士作為研究對象進(jìn)行問卷調(diào)查。納入標(biāo)準(zhǔn)：持有護(hù)士執(zhí)業(yè)資格證書；知情同意；自愿參加本研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：在本院進(jìn)修的護(hù)士；休假、退休或返聘護(hù)士。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表 由研究者自行設(shè)計(jì)，包括研究對象性別、年齡、學(xué)歷、工作年限、職稱等。

1.2.2 STS STS 由Dolansky 等[8]研 制，量 表 基 于Peter Senge、Batalden 和Stoltz 提 出 的2 個(gè) 理 論 基 礎(chǔ) 編制。該理論認(rèn)為環(huán)境中的所有元素都是相互關(guān)聯(lián)的，對系統(tǒng)中某個(gè)組成部分進(jìn)行的操作會(huì)對其他部分造成影響。因此，識別系統(tǒng)內(nèi)部的聯(lián)系至關(guān)重要。同時(shí)該理論還認(rèn)為醫(yī)療保健系統(tǒng)是一個(gè)可以管理的生產(chǎn)系統(tǒng)，而具有良好系統(tǒng)思考能力即查重、評估和管理人員、流程、產(chǎn)品、服務(wù)之間存在相互依賴。此量表包括20 個(gè)條目，采用Likert 5 級評分法，從“從不”到“絕大部分時(shí)候”依次計(jì)0～4 分，總分0～80 分，無反向計(jì)分條目，得分越高表明系統(tǒng)思考能力越強(qiáng)[9]。原量表的重測信度為0.74，Cronbach′s α 系數(shù)為0.89。

1.3 STS 的漢化 本研究獲得原量表作者同意后，遵循Brislin 問卷翻譯?回譯原則將STS 漢化。①直譯：由1 名英語專業(yè)教師和1 名通過英語六級的護(hù)理專業(yè)碩士研究生對原量表全部條目進(jìn)行單獨(dú)翻譯，形成中文版STS‐1 和STS‐2；再由另外1 名護(hù)理專業(yè)碩士研究生組織前2 名翻譯者及其余課題組成員對STS‐1和STS‐2 進(jìn)行文字比較和審核，討論修訂條目，調(diào)整譯文，形成中文版STS‐3。②回譯：由3 名具有良好雙語基礎(chǔ)的未接觸過原量表的專家將中文版STS‐3 獨(dú)立回譯成英文，形成回譯版STS‐4、STS‐5 和STS‐6，然后所有翻譯者及課題組成員對3 份回譯版量表進(jìn)行比較、分析、綜合整理形成最終回譯版STS‐7。研究者將回譯版STS‐7 整理后發(fā)給原作者。根據(jù)其提出的意見進(jìn)行討論、修改，形成中文版STS‐8。③文化調(diào)適：邀請1 名護(hù)理學(xué)教授、2 名護(hù)理部主任、2 名臨床工作20 年以上的高年資護(hù)士及1 名心理學(xué)專家，在遵循我國語言表達(dá)習(xí)慣、文化背景、護(hù)士理解能力的基礎(chǔ)上對中文版STS‐8 進(jìn)行修訂，最終得到預(yù)測試中文版STS‐9。④預(yù)測試：抽取30 名護(hù)士進(jìn)行預(yù)測試，根據(jù)他們對量表的反饋意見再次進(jìn)行討論、修改，最終得到中文版STS 終稿。

1.4 資料收集方法 首先征得四川省自貢市某三級甲等綜合性醫(yī)院護(hù)理部領(lǐng)導(dǎo)的同意和配合后，以問卷星的形式發(fā)送本調(diào)查問卷，被調(diào)查者均匿名作答，所有問卷于2 d 內(nèi)收回。本研究采用的中文版STS 有20 個(gè)條目，根據(jù)樣本量估算為條目的5～10 倍的原則，本研究擬納入護(hù)士100～200 名。根據(jù)Mohamad 等[10]的研究，重測信度>0.7 所需樣本至少為總樣本的1/10，故本研究隨機(jī)選取30 名研究對象，在首次填寫問卷2 周后進(jìn)行重復(fù)測試，以計(jì)算量表的重測信度。本研究共回收問卷238 份，有效問卷236 份，有效回收率為99.2%。

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 20.0 和SPSSAU 軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析。用頻數(shù)和構(gòu)成比（%）描述研究對象的人口學(xué)特征，用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差（±s）描述各量表得分。中 文 版STS 信 度 采 用Cronbach′s α 系 數(shù)、折 半 信度、重測信度進(jìn)行評價(jià)。中文版STS 效度采用內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行評價(jià)，結(jié)構(gòu)效度采用探索性因子分析。以P<0.05 為差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 STS 的文化調(diào)適及預(yù)測試結(jié)果 在文化調(diào)試階段，結(jié)合各專家的意見，將條目2“我會(huì)跳出某個(gè)具體事件本身來確定問題發(fā)生的原因”更改為“我會(huì)透過某個(gè)具體事件的表象確定問題發(fā)生的根本原因”；預(yù)測試階段，本研究抽取了30 名護(hù)士進(jìn)行預(yù)測試，測試對象均未對測試版量表提出異議，故無特殊修改。

2.2 一般資料 本研究選取調(diào)查對象236 名，女229名（97.0%），男7 名（3.0%）；已婚147 名（62.3%），未婚80 名（33.9%），其他包括離異/喪偶者9 名（3.8%）；年齡20～54（31.70±8.24）歲；護(hù)士52 名（22.0%），護(hù)師90 名（38.1%），主管護(hù)師55 名（23.3%），副主任護(hù)師32 名（13.6%），主任護(hù)師7 名（3.0%）；工作年限1～37（11.17±8.91）年；初始學(xué)歷中，中專92 名（39.0%），?？?0 名（38.1%），本 科52 名（22.0%），碩 士2 名（0.8%）；最高學(xué)歷中，專科61 名（25.8%），本科172 名（72.9%），碩士3 名（1.3%）。

2.3 中文版STS 的項(xiàng)目分析 中文版STS 包括20個(gè)條目，采用Likert 5 級評分法，總分0～80 分，將中文版STS 總分從高到低排序，前27% 作為高分組，后27%作為低分組，采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)確定高、低分組在各條目上的差異，結(jié)果顯示，所有條目的臨界比值（CR）為9.439～18.985，均 具 有 統(tǒng) 計(jì) 學(xué) 意 義（P<0.001）。各條目與問卷總分之間均表現(xiàn)出很強(qiáng)的相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)（r）為0.705～0.901，均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.001）。

2.4 中文版STS 的效度

2.4.1 內(nèi)容效度 本研究邀請1 名護(hù)理學(xué)教授、2 名護(hù)理部主任、2 名臨床工作20 年以上的高年資護(hù)士及1名心理學(xué)專家組成專家小組，對量表的內(nèi)容效度進(jìn)行評定，條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)(I‐CVI)為0.893～1.000，量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)(S‐CVI)為0.964。

2.4.2 結(jié)構(gòu)效度 采用探索性因子分析進(jìn)行評定，該量表KMO 值為0.952，Bartlet 球形檢驗(yàn)近似卡方值為4 134.916，df=190，P<0.001，表 明 中 文 版STS 適 合做探索性因子分析。采用主成分分析法和最大方差正交旋轉(zhuǎn)法，共提取3 個(gè)特征值>1 的公因子，累積方差貢獻(xiàn)率為71.013%（>60%）表明3 個(gè)維度代表性較好，見表1。

表1 中文版STS 探索性因子分析結(jié)果

2.5 中文版STS 的信度 中文版STS 的Cronbach′s α系 數(shù) 為0.963，各 維 度 的Cronbach′s α 系 數(shù) 分 別 為0.926，0.890，0.937?？偭勘淼恼郯胄哦葹?.915，各維度的折半信度為0.922，0.864，0.910。該量表的重測信度為0.932，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.05）。

3 討論

3.1 中文版STS 具有較好的效度 量表的效度是指測量工具能測出其所要測量特質(zhì)的準(zhǔn)確程度，程度越高說明其效度越好，評價(jià)量表的效度常用內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度[11]。Moore 等[9]提出，由于缺乏對比的金標(biāo)準(zhǔn)，STS 原量表未進(jìn)行校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度檢測，故本研究也未進(jìn)行校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度檢驗(yàn)。本研究結(jié)果顯示，中文版STS 各條目得分與總分均呈高度相關(guān)，由專家小組對中文版STS 各條目進(jìn)行測評得到的I‐CVI 為0.893～1.000，S‐CVI 為0.964，具有良好的內(nèi)容效度。結(jié)構(gòu)效度是分析量表結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性的重要評價(jià)指標(biāo)，通常采用因子分析檢驗(yàn)量表結(jié)構(gòu)效度。本研究采用探索性因子分析，共提取3 個(gè)特征值>1 的公因子，旋轉(zhuǎn)后各條目在其對應(yīng)公因子上的載荷值均>0.4，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為71.013%，表明中文版STS 能較好地反映所要測量的內(nèi)容。綜上所述，中文版STS 具有良好的效度。

3.2 中文版STS 具有較好的信度 信度是指量表所測得結(jié)果的穩(wěn)定性和一致性，通常采用內(nèi)部一致性、折半信度以及重測信度等指標(biāo)反映，量表的信度越大，測量的標(biāo)準(zhǔn)誤差越小[12]。內(nèi)部一致性常用Cronbach′s α系數(shù)反映，本研究結(jié)果顯示，中文版STS 的Cron‐bach′s α 系數(shù)為0.963，各維度的Cronbach′s α 系數(shù)分別為0.926，0.890，0.937，即具有良好的內(nèi)部一致性，可信程度高[13]。本研究中文版STS 的折半信度為0.915，各維度的折半信度為0.922，0.864，0.910，即具有良好的可靠性和穩(wěn)定性。本研究隨機(jī)選取了30 名研究對象，在首次填寫問卷2 周后進(jìn)行重復(fù)測試，計(jì)算得出量表的重測信度為0.932，即具有良好的跨時(shí)間穩(wěn)定性?？傊形陌鍿TS 的信度較高，可用于測評護(hù)士系統(tǒng)思考能力水平。

3.3 中文版STS 具有較好的實(shí)用性 在臨床護(hù)理工作中，系統(tǒng)思考能力被認(rèn)為是有效領(lǐng)導(dǎo)力和質(zhì)量與安全實(shí)踐的關(guān)鍵組成部分，系統(tǒng)思考能力水平與護(hù)士發(fā)生醫(yī)療錯(cuò)誤和不良事件密切相關(guān)。本研究嚴(yán)格遵循量表引進(jìn)的過程，遵循Brislin 問卷翻譯?回譯原則，經(jīng)過文化調(diào)試、預(yù)測試后形成中文版STS，結(jié)果顯示中文版STS 具有良好的效度和信度。中文版STS 包含20個(gè)條目，語言表達(dá)符合我國的文化背景，完成時(shí)間為3～5 min，可操作性強(qiáng)，可用于臨床對護(hù)理人員的系統(tǒng)思考能力進(jìn)行評估。

4 小結(jié)

STS 已被國外被廣泛應(yīng)用，但目前我國尚未檢索獲得關(guān)于護(hù)士系統(tǒng)思考的評估工具。本研究引進(jìn)并翻譯STS，并形成中文版STS，經(jīng)在護(hù)理人員中應(yīng)用，具有良好的信效度，表明可用于臨床對護(hù)理人員的系統(tǒng)思考能力測評。但本研究中調(diào)查對象均來自同一所三級甲等醫(yī)院，存在一定的局限性，在未來的應(yīng)用過程中，可進(jìn)一步擴(kuò)大樣本量并檢測此中文版STS 的準(zhǔn)確性。