韓雪娜 楊富國 王淑云 劉蕊 李夢飛 丁遙遙 耿文垚

結直腸癌是消化系統(tǒng)常見的惡性腫瘤，我國每年新增病例近40萬，且發(fā)病率呈逐年上升的趨勢[1]，約54.1%的結直腸癌患者接受造口手術[2-3]。研究發(fā)現(xiàn)，健康促進行為對維持腸造口患者自身最佳健康狀態(tài)、提高生存率、改善生活質量等具有重要意義[4-5]。健康促進行為是指個體為維持或促進健康，實現(xiàn)自我價值而采取的包括健康責任、自我實現(xiàn)、營養(yǎng)、運動、壓力應對及人際關系等6個方面的行為[6]。然而相關研究表明，腸造口患者的健康促進行為現(xiàn)狀不容樂觀[7]。自我決定理論是一種關于人類行為的動機理論，該理論認為，當自主、歸屬、能力等需要被滿足后，可激發(fā)自主性動機的產生，從而能更好地堅持行為[8]。關于腸造口患者健康促進行為動機的研究較少，且缺少有針對性的問卷。因此，本研究通過借鑒國內外的相關研究，編制腸造口患者健康促進行為動機問卷，并進行信度、效度檢驗，以期為腸造口患者健康促進行為的干預研究提供評價工具。

1 方法

1.1 問卷初稿的編制

1.1.1 理論基礎

本研究以自我決定理論為基礎，構建腸造口患者健康促進行為動機問卷。自我決定理論認為動機被假設為一個由強到弱的統(tǒng)一的連續(xù)體，并依據(jù)自主程度對動機類型進行劃分，控制動機包括外在調節(jié)、內攝調節(jié)2種類型，自主動機包括認同調節(jié)、整合調節(jié)、內在調節(jié)3種類型[9]。相關研究指出，在現(xiàn)實生活中很難區(qū)分整合調節(jié)與內在調節(jié)[10]，故不測量整合調節(jié)，根據(jù)該理論推出本問卷共包括外在調節(jié)、內攝調節(jié)、認同調節(jié)、內在調節(jié)4個分問卷。外在調節(jié)是指個體行為是為了獲得獎勵或逃避懲罰；內攝調節(jié)是指為了避免內心愧疚、自責而參加活動；認同調節(jié)是指個體認識到行為的價值并在此基礎上調節(jié)自己的行為；內在調節(jié)是指個體參與活動是出于興趣、愛好和享受。

1.1.2 擬定條目池

成立課題研究小組，研究小組由1名研究生導師、2名造口治療師、1名心理學專家、2名護理專業(yè)研究生組成。研究生導師負責整體研究情況的把控；2名研究生負責前期查閱大量資料文獻、相關量表條目，初步擬定條目池，制定專家函詢問卷，發(fā)放收集問卷、統(tǒng)計分析；2名造口治療師和1名心理學專家結合臨床實際對條目池進行補充修改。

本研究以“腸造口”“自我決定理論”“健康促進行為”等為中文關鍵詞，檢索中國知網(wǎng)、萬方、中國生物醫(yī)學文獻數(shù)據(jù)庫等，以“ostomy” “self-determination theory” “health promoting behavior”等為英文關鍵詞，檢索Web of Science、PubMed英文數(shù)據(jù)庫。分析有關自我決定理論的文獻，確定自主動機的相關概念及框架組成。初步形成包含外在調節(jié)、內攝調節(jié)、認同調節(jié)、內在調節(jié)4個維度內容，共14個條目。

1.1.3 專家函詢

邀請山東、吉林、遼寧、江蘇、上海等地區(qū)的20名專家進行專家函詢。專家的納入標準：從事臨床護理、護理教育、心理護理等方面工作的專家，造口治療師或腸造口方面的專家；在相關領域工作8年及以上；本科及以上學歷且中級及以上技術職稱；對本研究有興趣且自愿完成專家函詢問卷。

專家函詢問卷包括3個部分：①本研究的背景、目的及意義等；②各條目評分表；③專家基本情況調查表。本研究在取得專家同意后進行專家函詢，每輪專家函詢間隔2～3周，第1輪專家函詢結束后，課題組參考專家意見進行修改調整，形成下一輪專家函詢問卷，再次發(fā)放給專家進行評定，直至專家意見趨于統(tǒng)一，停止函詢。本研究共進行2輪專家函詢，根據(jù)專家函詢結果，刪除條目重要性評分均分＜4分和（或）條目變異系數(shù)＞0.25的條目[11]。

1.1.4 小樣本預實驗

采用便利抽樣法，抽取30名在青島市某所三級甲等醫(yī)院造口門診就診的腸造口患者對問卷初稿進行調查。對于問卷出現(xiàn)的內容、條目表述不清晰等問題，根據(jù)被調查者的意見經(jīng)課題組討論后修改。

1.2 問卷的信度、效度檢驗

1.2.1 研究對象

采用便利抽樣法，選取在青島市某所三級甲等醫(yī)院3個院區(qū)造口門診就診的永久性腸造口患者為研究對象。納入標準：①永久性腸造口術后＞1個月的患者；②年齡≥18歲；③具有理解、言語表達能力；④自愿參加本研究。排除標準：①存在嚴重的臟器功能衰竭及其他惡性腫瘤的患者；②既往或目前患有精神疾病。本研究已通過青島大學附屬醫(yī)院倫理委員會批準（編號：QYFY WZLL25903），且研究對象均簽署知情同意書。

1.2.2 調查工具

調查工具由2部分組成。①一般資料調查表：包括性別、年齡、長期居住地、文化程度、婚姻狀況、職業(yè)狀況、家庭人均月收入、居住狀態(tài)、醫(yī)療費用支付方式、造口類型、造口術后時間、有無造口并發(fā)癥、對造口的接受程度、是否行術后放化療、造口自理程度等。②腸造口患者健康促進行為動機問卷：13個條目，包含內在調節(jié)、認同調節(jié)、外在調節(jié)、內攝調節(jié)4個分問卷，各條目采用李克特5級評分法，從“非常不同意”到“非常同意”計1～5分，分問卷平均分=分問卷所有條目得分之和/條目數(shù)。內在調節(jié)、認同調節(jié)屬于自主動機，外在調節(jié)、內攝調節(jié)屬于控制動機，本問卷采用自主性系數(shù)的形式表達健康促進行為動機，由于不同調節(jié)方式所占動機水平的權重不同，自主性系數(shù)=2×內在動機+認同調節(jié)-內攝調節(jié)-2×外在調節(jié)[12]，自主性系數(shù)得分范圍為-12～12分，得分越高，說明動機越自主。

1.2.3 資料收集方法

本研究采用問卷調查法，首先取得被調查者的同意并且簽署知情同意書，現(xiàn)場發(fā)放問卷時，由研究員向患者解釋研究的目的、意義以及如何填寫問卷等，患者填寫完成后當場收回問卷，及時檢查患者的完成情況，如果有遺漏之處及時補充。本研究共發(fā)放問卷215份，回收有效問卷206份，有效回收率為95.8%。間隔2周后用同樣問卷及方法進行重測。

1.3 統(tǒng)計學方法

1.3.1 項目分析

項目分析采用臨界比值法、條目得分與總分相關分析法、同質性檢驗。條目刪除標準[13]如下。①臨界比值法：將研究對象按照總分排序，前27%的個體為高分組，后27%的個體為低分組，采用獨立樣本t檢驗對兩組條目得分進行比較，刪除決斷值無統(tǒng)計學意義（P＞0.05）或t＜3的條目；②條目得分與總分相關分析法：計算各條目得分與總分的相關性系數(shù)，將無統(tǒng)計學意義（P＞0.05）或者相關系數(shù)＜0.3的條目刪除；③同質性檢驗：用Cronbach’sα系數(shù)來檢驗，檢驗水平為α=0.05，若刪除某條目后能明顯提高總量表Cronbach’sα系數(shù)，則對該條目予以刪除。

1.3.2 效度分析

結構效度：通常運用探索性因子分析檢驗問卷的結構效度，檢驗標準[14]：首先進行可行性分析來檢驗問卷是否適合做因子分析，主成分分析提取公因子特征值≥1，因子累計方差貢獻率＞50%，條目在提取因子上的載荷量＞0.4，條目無多重載荷，符合碎石圖檢驗原則。內容效度：邀請第2輪專家函詢中的8位專家作為評價內容效度的專家，根據(jù)8位專家對問卷各條目的相關性評分結果，計算條目及總問卷的內容效度指數(shù)，“1”分為非常不相關，“2”分為不相關，“3”分為相關，“4”分為非常相關。

1.3.3 信度分析

采用Cronbach’sα系數(shù)、重測信度評價量表的信度。

2 結果

2.1 函詢專家基本情況

本研究邀請了山東、吉林、遼寧、江蘇、上海的20名專家對問卷的條目進行專家函詢，包括急診科專家1名、外科臨床專家1名、造口治療師15名，護理教育專家2名，心理咨詢師1名。年齡為（41.20±5.65)歲，工作年限為（16.50±7.40)年，博士4名（20%）、碩士7名（35%）、本科9名（45%）。專家職稱：高級4名（20%）、副高級9名（45%）、中級7名（35%）。

2.2 專家函詢結果

第1輪、第2輪專家函詢均發(fā)放問卷20份，回收20份，有效回收率均為100%，代表專家的積極程度較高；權威系數(shù)分別為0.822、0.843，均≥0.7，表明專家權威系數(shù)較高；肯德爾和諧系數(shù)分別為0.249、0.516且P＜0.05，說明專家間的協(xié)調程度較高。根據(jù)條目篩選標準以及專家意見，2輪專家函詢共刪除1個條目、修改5個條目。第1輪專家函詢后，將條目A2“我想讓周圍的人看到我可以自己護理造口”修改為“我想讓家人看到我可以自己護理造口”；將條目A3“因為我感受到來自家人的壓力，要求我定期到造口門診護理造口”修改為“因為我感受到家人護理造口時的壓力，所以我會到門診復查造口情況”；將條目B3“如果我有一頓飯沒有控制飲食，我會感到慚愧”修改為“如果我有一頓飯沒有控制飲食（少吃高纖維、易腹瀉、易產氣、易產生異味的食物），我會感到慚愧”；將條目C1“我個人認為控制飲食對我的造口有很大的益處”修改為“我個人認為控制飲食（少吃高纖維、易腹瀉、易產氣、易產生異味的食物）對我的造口有很大的益處”；將條目D1“通過控制飲食，糞便易成形，我會感到滿足”修改為“當我控制飲食（少吃高纖維、易腹瀉、易產氣、易產生異味的食物）后，糞便易成形，我會感到滿足”。另外，有專家指出條目D4與條目D2語義相近，經(jīng)課題組討論，刪除該條目。條目修改完善后整理出第2輪專家函詢問卷，將第2輪專家函詢問卷再次發(fā)放給專家，有專家指出造口是一件隱私的事情，患者的自尊心受到極大的打擊，因此不愿讓過多人知道自己的身體情況。因此，專家建議將條目A2“我想讓家人看到我可以自己護理造口”修改為“我想讓較親密的家人看到我可以自己護理造口”，除此之外，專家們無新意見提出，函詢結束。

2.3 研究對象基本情況

本研究206例研究對象中，男性137例（66.5%），女性69例（33.5%）；＜60歲82例（39.8%），60～70歲76例（36.9%），＞70歲48例（23.3%）；長期居住在農村80例（38.8%），長期居住在城市126例（61.2%）；文化程度：小學及以下41例（19.9%），初中83例（40.3%），高中46例（22.3%），本科及以上36例（17.5%）；有配偶181例（87.9%），無配偶25例（12.1%）；在 職67例（32.5%），離退休、病退或從未就業(yè)139例（67.5%）；家庭人均月收入：＜3 000元50例（24.3%），3 000～5 000元88例（42.7%），＞5 000元68例（33.0%）；獨居18例（8.7%），和家人一起居住188例（91.3%）；職工醫(yī)保121例（58.7%），居民醫(yī)保77例（37.4%），自費8例（3.9%）；結腸造口148例（71.8%），回腸造口58例（28.2%）；造口術后時間：＜6個月62例（30.1%），6～12個月48例（23.3%），＞12個月96例（46.6%）；無造口并發(fā)癥者171例（83.0%），有造口并發(fā)癥者35例（17.0%）；對造口的接受程度：不能接受者39例（18.9%），一般接受者64例（31.1%），完全接受者103例（50.0%）；術后未行放化療者69例（33.5%），行放化療者137例（66.5%）；不能自理造口者47例（22.8%），需要他人幫助者121例（58.7%），完全自理者38例（18.4%）。

2.4 小樣本預實驗結果

小樣本預實驗的調查顯示，修改條目A2的文字表達，將“我想讓較親密的家人看到我可以自己護理造口”修改為“我想讓關心我的家人看到我可以自己護理造口”。其他條目無異議。

2.5 項目分析結果

臨界比值法結果顯示，本研究中所有條目高分組和低分組差異均有統(tǒng)計學意義（P＜0.05），無條目刪除；條目得分與總分相關分析結果顯示，條目A4與自主性系數(shù)的相關系數(shù)絕對值＜0.3，刪除該條目，剩余條目與問卷自主性系數(shù)相關系數(shù)的絕對值為0.424～0.658（P＜0.05），符合統(tǒng)計要求，保留剩余條目；內部一致性分析結果顯示，總量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.802，刪除量表中任一條目均不能提高總量表Cronbach’sα系數(shù)，無條目刪除。

2.6 效度分析結果

2.6.1 結構效度

問卷KMO值為0.780，Bartlett球形檢驗值為2 127.782（P＜0.001），適于進行因子分析[15]。本研究采用主成分分析法提取公因子，并以最大方差正交旋轉，特征值≥1.0的標準，得到4個公因子，累計方差貢獻率為85.941%。問卷各條目在對應因子上因子載荷均＞0.4，且無雙重載荷，見表1。

2.6.2 內容效度

問卷各條目I-CVI為0.875～ 1.000，S-CVI/UA為0.833，S- CVI/Ave為0.979，各項指標均符合統(tǒng)計學要求，無條目刪除。

2.7 信度檢驗

問卷總的Cronbach’sα系數(shù)為0.802，4個因子的Cronbach’sα系數(shù)為0.946、0.930、0.854、0.911。間隔兩周后，請20例腸造口患者再次填寫健康促進行為動機問卷，總問卷的重測信度為0.791，4個因子的重測信度分別為0.855、0.846、0.723、0.829。

3 討論

3.1 腸造口患者健康促進行為動機問卷的編制過程具有一定的科學性

本研究以自我決定理論為理論框架，參考國內外大量文獻以及相關量表，經(jīng)課題組討論形成問卷初稿，選取20名從事臨床護理、護理教育、心理護理方面工作的專家對問卷條目進行篩選，共進行2輪專家函詢，函詢問卷有效回收率均為100%，代表專家的積極程度較高；權威系數(shù)均＞0.7，表明專家權威系數(shù)較高。每輪專家函詢結束后，課題組根據(jù)專家意見討論并修改條目。另外，根據(jù)納入及排除標準選取研究對象進行小樣本預調查，結合調查結果修改問卷條目的表述，使問卷條目表述更加準確。經(jīng)過臨界比值法、條目得分與總分相關分析法、同質性檢驗等方法檢驗問卷的適切性，最終保留12個條目。問卷編制過程中，始終遵循目的性、科學性和可操作性的編制原則，問卷結構合理，具有較高的可靠性和科學性。

3.2 腸造口患者健康促進行為動機問卷具有較好的效度與信度

結構效度是考察問卷與其所依據(jù)的理論或概念框架相符合的程度[16]。本研究應用探索性因子分析來考察其結構效度，KMO值＞0.7，表明適合進行因子分析。采用主成分分析法提取公因子，并以最大方差正交旋轉，特征值≥1.0的標準，得到4個公因子，累計方差貢獻率為85.941%。內容效度是指測量內容與測量主題的適合性[17]。問卷總的內容效度指數(shù)為0.979，各條目內容效度指數(shù)為0.875～1.000，均＞0.78，說明問卷具有較好的內容效度。信度主要用來考察量表的內在一致性與穩(wěn)定性[18]?？倖柧淼腃ronbach’sα系 數(shù) 是0.802，各 維 度 的Cronbach’sα系 數(shù) 為0.854～0.946，均＞0.8，表明該問卷具有較好的內部一致性?？倖柧淼闹販y信度為0.791，說明該問卷具有良好的時間穩(wěn)定性。

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3.3 編制腸造口患者健康促進行為動機問卷的應用價值

目前，我國現(xiàn)有永久性腸造口患者約100萬人，且每年新增腸造口患者約10萬人[19]。相關研究表明，健康促進行為對患者的健康結局具有正向影響[20]。但萬珊珊[7]的研究結果發(fā)現(xiàn)，腸造口患者健康促進行為處于一般水平，可能的原因是腸造口患者雖然具有開始采取健康促進行為的意向，但是由于不能分辨產生這種意向的原始動機，故不能堅持健康促進行為[21-22]，因此調查腸造口患者健康促進行為動機具有重要意義。本研究編制的腸造口患者健康促進行為動機問卷，可用于調查腸造口患者健康促進行為的動機情況，將動機的測量納入行為變化的解釋。另外，還可根據(jù)自我決定理論的相關變量制定干預措施，激發(fā)患者自主性動機的出現(xiàn)，從而提高其健康促進行為水平。相關干預研究證實，根據(jù)自我決定理論，當身體的自主、能力、歸屬3個需求得到滿足時，能夠激發(fā)個體行為的自主性動機和決定能力，患者能更好地堅持行為[23-24]。

4 小結

本研究編制的腸造口患者健康促進行為動機問卷，包括外在調節(jié)、內攝調節(jié)、認同調節(jié)、內在調節(jié)4個分問卷，共12個條目，各指標均達到測量學標準，具有良好的信度、效度。該問卷能在一定程度上反映腸造口患者健康促進行為動機水平，為日后制定干預方案提供參考依據(jù)。但本研究只進行了探索性因子分析，未進行驗證性因子分析，沒有在大規(guī)模人群中進行驗證，具有一定的局限性。今后的研究應開展多中心研究，擴大樣本量，進一步檢驗問卷的信度、效度，從而進一步提高問卷的科學性和可靠性。