韓金榮，李轉珍

河南科技大學護理學院，河南洛陽 471000

健康教育旨在提供有關健康的信息，并以此來指導人們如何正確地使用這些資源，培養(yǎng)良好的健康意識，并促進人們在日常生活中采納適當?shù)慕】敌袨閇1]。當前，國內各級醫(yī)療機構的臨床護理人員是患者及其家庭獲得健康教育的重要支柱，他們的健康教育能力對于改善患者的康復與生活質量至關重要[2]。研究指出，有效的健康教育能力需要建立在知識、技能、方法等多個要素的基礎上，而目前，國內對護理人員健康教育能力的評估工具以健康教育知識等方面為主，以此來衡量他們的教育水平[3]。而缺乏詳細衡量護士健康教育方法和技巧的要素及評價體系，缺少依據(jù)教育學相關理論來衡量護士的健康教育方式和技能的評價指標。

國外研究顯示，奧蘇貝爾動機理論在提升被教育者認知、激發(fā)被教育者主觀能動性等方面取得了較大進展[4]。而國內此理論仍在初步探索階段，護理人員對此理論較為陌生。本研究擬采用奧蘇貝爾動機理論構建適用于臨床護士健康教育方法的評價指標，進一步編制臨床護理人員健康教育方法測評問卷[5]，并進行信度和效度檢驗，為臨床護理人員的健康教育方法探索新路徑，同時也為護理管理者依據(jù)此理論建立護理人員健康教育的方案提供參考依據(jù)?，F(xiàn)報道如下。

1 研究方法

1.1 問卷的編制

1.1.1 成立研究小組 成立臨床護理人員健康教育方法測評問卷編制研究小組。1 名護理研究生負責研究的設計、構建問卷的框架，并且邀請了多位專家進行咨詢，以確保研究的準確性和可靠性。此外，1名主任護師和2 名副主任護師負責指導和協(xié)調[6]，另外由3 名主管護師參與問卷的討論和實施。在每次函詢結束之后，通過小組會議將仔細審查并修正所收集的數(shù)據(jù)，以確保調查的準確性和可靠性。

1.1.2 理論基礎 本研究為科學客觀地構建臨床護理人員健康教育方法測評問卷，采用了奧蘇貝爾動機理論作為理論依據(jù)。奧蘇貝爾是一位美國的認知行為心理學家，其曾經(jīng)指出，學習的動機有3 種：認知內驅力[7]、自我提高內驅力[8]、附屬內驅力[9]。“認知內驅力”和“自我提高內驅力”都可以被視作一種內在的學習推動力。前者來源于個體對學習和實踐的渴望，而后者則來源于個體對不斷改進和進步的渴望。前者可以被視作一種內在的推動力，而后者則可以被視作一種外在的推動力。附屬內驅力（affiliative drive）指被教育者為得到教育者的贊揚而學習的需要，是外部動機[8]。其指出教育者應該從此3 方面開展教育活動，以此來促進被教育者對知識的理解吸收，從而養(yǎng)成健康行為。同時該問卷參考了2015 年美國健康教育認證委員會的最新要求[10]，也參考了相關學者于2008 年研制的《護理人員健康教育能力測評量表》[11]。

1.1.3 條目池形成 （1）文獻分析：文獻分析檢索與臨床護理人員健康教育行為、現(xiàn)狀、能力相關的文獻。通過“臨床護理人員”“護士”“健康教育”“奧蘇貝爾學習 理 論”“health education”“Ausubel theory”等關鍵詞[12]，檢索時間建庫至2022 年4 月，檢索了823 篇文獻，其中105 篇文獻通過了初步篩選，對所有與本研究有關的資料進行了全文閱讀，并從中總結出與本研究有關的信息，同時也借鑒了奧蘇貝爾學習理論問卷和健康教育方法問卷的內容，以此來深入探討本研究的內容。最終經(jīng)過小組討論，編制出包含3 個一級條目、22 個二級條目的臨床護士健康教育方法測評問卷的條目池。

（2）專家函詢：函詢專家選擇標準：為確保問卷內容完整、可靠與嚴謹，本研究從河南省洛陽、濟源、漯河、鄭州、安陽等不同地區(qū)三級以上的醫(yī)療機構及其他相關學術機構中挑選出了12 位具有豐富經(jīng)驗的專家作為函詢對象。專家納入標準[13]：①大學本科及更高學歷；②中級及更高的職業(yè)資格；③擁有至少10 年的臨床實踐經(jīng)驗，并在醫(yī)療、教育、公共服務、行政管理領域有所貢獻；④對本研究項目無異議且自愿參與。排除標準：超過2 周未能回復函詢表者。

函詢方法：函詢前征求專家同意，通過郵件向專家發(fā)送第一輪專家咨詢函，并告知回復時限。專家咨詢函由3 個部分組成[6]：①致專家的一封信，介紹研究背景、目的、填寫方法及回復時限；②在臨床護理人員健康教育能力測評問卷評價表中，專家采用Likert 5 級評分法[14]判斷條目內容重要程度，并在每個指標后增加“專家修改意見”欄[15]，以便提出修改和補充意見；③專家基本信息表，如年齡、工作年限、學歷與職稱、對本研究領域的熟悉情況與判斷依據(jù)等。函詢表在發(fā)出后2 周內收回，并進行結果整理與討論，問卷條目的刪除標準[16]是平均重要性≤4.00、變異系數(shù)≥0.25[11]、滿分率＜20%，專家權威程度＜0.70 的專家將不被納入第2 輪函詢中。課題小組根據(jù)專家意見進行了討論和修改。

（3）預實驗：采用便利抽樣法，選取漯河市某三級甲等醫(yī)院15 名護士進行預實驗。納入標準：①持有國家相關職業(yè)資格證，有健康教育資質的醫(yī)護人員；②在臨床工作1 年以上，有相關經(jīng)驗；③知情同意、自愿接受本次調查者，能夠以書面或口頭方式完成問卷；④會使用移動通信設備，可以保持電話隨訪。排除標準：①醫(yī)院輪轉或規(guī)培人員；②正在參與其他研究項目。根據(jù)對調查結果的分析，修改問卷中語言表達和內容理解存在問題的條目。

1.2 問卷信效度檢驗

1.2.1 研究對象 選取2022 年9—11 月在漯河市某三級甲等醫(yī)院臨床護理工作人員進行問卷調查。考慮20%的無效率，本研究估計樣本量為170 名[12]。

1.2.2 資料收集方法 在獲得了醫(yī)院管理部門的批準后，在醫(yī)院進行問卷的發(fā)放。在調查之前向被調查者解釋調查的目的和內容，簽署知情同意書后，讓被調查者自主完成問卷并立即回收[17]。本研究總計發(fā)放了170 份問卷，其中160 份被成功地完成，成功率高達94.1%

1.2.3 研究工具 采用一般資料調查表及臨床護理人員健康教育方法測評問卷進行調查。一般資料調查表包括：基本信息、學習背景、專業(yè)能力等。問卷包含認知層面、自我提高層面、附屬驅力層面共24個條目。每個項目采用Likert 5 級評分法，總分24分，分值越高，表示健康教育方法越符合奧蘇貝爾動機理論，即教育方法更符合教育學理論，教育方法更好。

1.2.4 統(tǒng)計方法 （1）項目分析：采用臨界比值法和相關系數(shù)法來進行篩查。①采用Pearson 法，即通過測量每個條目之間（P＞0.05）及r＜0.40 之間的相關性[18]。②臨界比值法：將問題卷面總成績由低到高排序，其中27%為較低的一類，后27%為較高的一組。再進行獨立樣本t檢驗，如果差異無統(tǒng)計學意義（P＞0.05），則將該樣本剔除[19]。

（2）效度檢驗：①結構效度：采用探索性因子分析的主成分分析法，通過對比不同因子的特征值，從而確定出具有較高可靠性的因子，這些因子的累計方差貢獻率應超過50%，且必須具有3 個及以上的子因子，每個因子的負載值應超過0.5，且必須滿足碎石圖的檢測要求[20]。刪除具有多個載荷和相近載荷值（所有載荷值均＞0.4，且差值＜0.2）的項目。②內容效度：通過邀請6 位不同于函詢時的專家，按照四級評分法[21]，對每一項與其他維度的相關性進行評估，其中1 分表示完全無關，2 分表示較弱的相關，3 分表示較強的相關，4 分表示極其重要。通過評估項目和問卷的質量，來衡量效度指數(shù)[19]。

（3）信度檢驗：①內部一致性信度：檢驗總問卷及各個維度的克朗巴赫α 系數(shù)。②重復測量信度：從22 名受訪者中隨機選擇，在2 周之后重復提供問卷，并測量第1 次、第2 次測量結果之間的Pearson相關度[22]。

（4）問卷驗證性因子分析：經(jīng)過信度和效度檢驗后，于2022 年9—11 月選擇漯河市一家三級甲等醫(yī)院的臨床護士進行正式問卷調查，以確保結果的可靠性。一般要求驗證性因素應為項目數(shù)的5～20倍，因此本研究共發(fā)放問卷200 份問卷，其中190 份被成功地完成，成功率高達95.00%。根據(jù)以下指標評估模型適應性。①絕對擬合指數(shù)：準確地衡量集合模型和實際數(shù)據(jù)之間的相似度，包括卡方/自由度比、擬合優(yōu)度指數(shù)（goodness of fit index, GFI）、配適度指標（adjusted goodness of fit index, AGFI）、平均方根殘值（root mean square residual, RMR）、近似誤差 均 方 根（root mean square error of approximation,RMSEA）以及其他指標來衡量等[23]。②增值擬合指數(shù)[24]：檢測模型擬合相對于基準模型的改善比率，包括比較擬合指數(shù)（comparative fit index, CFI）、標準化擬合指數(shù)（normed fit index, NFI）、Tucker-Lewis 指數(shù)（tucker-lewis index, TLI）。

2 結果

2.1 專家函詢及預調查結果

本研究共函詢12 名來自臨床護理、護理教育、臨床護理管理等不同領域的專家。年齡32～60 歲，平均（40.0±8.9）歲；所有專家都擁有至少10 年的相關經(jīng)驗。兩輪咨詢均發(fā)送12 份函詢表，第1 輪的回收率達到了100%。第2 輪的回收率為91.8%，兩輪咨詢專家積極系數(shù)分別為100.0%、91.7%，均＞70%。兩輪專家的權威系數(shù)分別為0.87、0.88，均＞0.7。兩輪咨詢條目協(xié)調程度變異系數(shù)（coefficient of variation, CV）分別為0.00～0.36 和0.00～0.18；兩輪肯德爾和諧系數(shù)（W）分別為0.245 和0.469（P＜0.001），第1輪函詢條目的重要性均數(shù)為2.86～4.87；第2 輪函詢條目的重要性均數(shù)為3.00～5.00，見表1。

表1 兩輪專家咨詢結果

結合專家組意見，對臨床護士健康教育能力評價問卷進行內容評價，并經(jīng)過課題組成員的共同討論和修訂，最終刪除了平均重要性≤4.0、變異系數(shù)≥0.25 以及滿分＜20%的條目[25]。

第1 輪專家咨詢結果：第1 輪專家咨詢中，條目的重要性得分在3.31～4.81 分之間，變異系數(shù)在0.080 534～0.302 407 之間。經(jīng)過小組討論進行深入研究，在綜合考慮各方面因素后，決定刪除“B7.在給患者健康教育過程中，您會給予患者一些學習壓力”“B5.該次健康教育結束后，您會給患者布置關于該次健康教育的習題”“C4.在給患者進行健康教育過程中，您對患者的獎勵多于懲罰”等3 個二級條目；增加“在進行健康教育前，我會認真學習與更新教育內容相關的知識”“在健康教育后，我會通過觀察患者的日常行為，評價患者對所講知識的應用效果”“在健康教育時，我會根據(jù)患者的病情與文化程度選擇合適的表達方式（如口頭語言、文字表達等）”“我會與患者或家屬共同制訂具體的、可衡量的、可實現(xiàn)的健康教育目標”“在健康教育時，我會用簡潔、準確、清晰且富有邏輯性地表達出健康教育內容”5 個二級條目；對量表條目在重新修訂后進行第2 輪專家咨詢問卷。

第2 輪專家咨詢結果：所有專家均認可需求設置及其相關內容，并就9 個二級條目進行了修訂，其中“認知情況”被替換成“了解程度”“使用知識”被替換為“應用知識”“每周一次”被替換成“1 次/周”“眼神鼓勵”被替換成為“體勢語言”等。

經(jīng)過兩輪咨詢，最終確定了3 個主題和24 項具體內容，其中，認知層面有11 項，自我管理有8 項，附屬層面有5 項，總計24 項內容，見表1。

經(jīng)過預調查，15 名護士均表示，問卷的條目設置比較合理，而且填寫時間也較合理。因此，在預調查之后，沒有對問卷的內容進行更改。

2.2 調查對象的一般資料

160 名臨床護理工作人員年齡21～52 歲，平均（28.79±6.40）歲；其中主管護師42 名（26.25%）、護師86 名（53.75%）、護士32 名（20%）；文化程度：本科122 名（76.25%）、大專38 名（23.75%）。

2.3 項目分析結果

臨界比法結果顯示，問卷中各項目高低組之間的比較，差異有統(tǒng)計學意義（t＞3.00，P＜0.05）。皮爾遜相關分析結結果表明，所有項目與總分的相關性都很好（r＞0.40），因此保留項目。

2.4 效度分析結果

2.4.1 結構效度 24 個項目的第一次探索性因素分析顯示，KMO 值=0.803，巴特列特球形檢驗的χ2=5 077.804（P＜0.001）。根據(jù)多種因素的綜合考量，第三公因子的影響使得斜坡的變化變得更加穩(wěn)定，并且形成了3 個公共參數(shù)，其中累積的方差貢獻率達到了60.723%。見表2。

表2 量表各條目的因子載荷矩陣（n=160）

2.4.2 內容效度 經(jīng)過評估，總體一致性量表的內容效度指數(shù)達到了0.813，平均量表的內容效度指數(shù)達到了0.869，此外，每個項目的內容效度指數(shù)也在0.803～1.000 之間。

2.5 信度分析結果

經(jīng)過分析，該問卷的效度指標達到0.932，Cronbach's α 系數(shù)達到了0.798，Guttman Spilt 的折半系數(shù)達到了0.708，此外，其重復測量的準確率也達到了0.785（P＜0.05），這說明該問卷的穩(wěn)定性良好，見表3。

表3 問卷信度分析結果

2.6 驗證性因子分析結果

研究結果顯示，本模型CMIN/df=1.860、RMR=0.036、RMSEA=0.049、GFI=0.812、AGFI=0.825、NFI=0.819、TLI=0.825、CFI=0.898。雖然GFI、AGFI 和NFI未能達到期望的擬合水平，但它們仍然能夠滿足要求，這表明本模型的性能良好，因此該問卷的因子結構是穩(wěn)定的。

3 討論

3.1 臨床護理人員健康教育方法測評問卷具有較好的科學性

本研究經(jīng)過大量國內外文獻的調查與分析，借助奧蘇貝爾動機理論，構建出一個理論框架及問卷條目。為確保問卷內容的準確性，本研究邀請到來自10 年以上的臨床、教育、管理界的護理專家，從而進行了深入的分析與評估。并通過對15 名臨床護士進行預調查，確保問卷類的維度和項目合理清晰。在量表的信度和效度檢驗階段，本研究進行了多方面的測試，包括項目分析、內容的信效度檢驗等形成正式問卷。因此，問卷的編制過程嚴謹，可以準確地評價出臨床護理人員健康教育的方法是否符合教育學相關理論，具有科學性。

3.2 臨床護理人員健康教育方法測評問卷具有較好的實用性

研究者在編寫問卷時，特別注重了以下幾點：①問卷的內容要求全面，既要涵蓋護理人員在健康教育中所需的基本知識，也要提供有效的方法和技巧，以確保問卷的實用性。②突出患者教育的特點。在臨床工作中，護士既是一名醫(yī)療輔助專家，也是一名教育專家，本研究在常規(guī)健康教育的基礎上，充分考慮了患者作為一名學習者所產(chǎn)生的心理影響，更加突出護理人員對于患者的個性化的教育方法，并且能夠通過提供個性化的教育來幫助患者充分認識、了解及改善他們的病情。這種做法既能夠滿足患者的需求，又能夠提高護理人員健康教育的效率。③目前，患者的健康教育工作仍然面臨著許多挑戰(zhàn)，例如缺乏足夠的信息來滿足患者的需求和掌握他們的知識，采用過于死板或單向的、僵硬的方法來傳授知識。本研究問卷的內容設置兼顧了目前健康教育中存在的問題。且問卷充分結合了奧蘇貝爾動機理論，如健康教育前的充分預習、精心導入、精編教材、健康教育后的復習與回顧等，充分引入了教育學的方法，對評估護理人員的教育方法更為實用，也為患者接受更好的健康教育奠定了基礎。且該問卷的語言簡潔明了，條目內容清晰易懂，使得臨床護理人員能夠輕松理解，而且可以自行完成，這說明它具有很強的實用價值[25]。

3.3 臨床護理人員健康教育方法測評問卷具有良好的信效度

本研究通過探索性因子分析，提取了3 個公因子，對于所有因子具有重要影響，其累積方差貢獻率高達60.723%。此外，24 個項目的因子負荷都在0.400 以上，沒有雙負荷項目。整個量表系統(tǒng)具備良好的一致性[26]，其內容效度指數(shù)達到0.813。在本 研 究 中，該 問 卷 的Cronbach's α 系 數(shù) 為0.798，Guttman Spilt 的半系數(shù)達到0.708，說明該問卷的內部一致性較好[27]。在這項研究中選擇60 名臨床護士，并在每兩周之后再一次進行調查。經(jīng)過評估，調查數(shù)據(jù)具有良好的可靠性，達到了0.785[28]。此外，采用驗證性因素分析進一步驗證臨床護士健康教育方法問卷的因素結構。經(jīng)過測試發(fā)現(xiàn)，GFI、AGFI 和NFI 都超過了0.800 的理想擬合標準，這表明這個模型具有良好的適應性[29]。因此，問卷的因素結構是穩(wěn)定的。

4 小結

本研究編制的護理人員健康教育方法測評問卷涵蓋認知層面、自我提高層面、附屬層面3 個維度，通過對24 個條目的分析，其準確性和科學性均得到了驗證，可作為臨床護理人員健康教育方法的評估工具，有助于提升護理人員教育方法，改善護理人員健康教育水平，從而有助于促進患者健康教育服務事業(yè)發(fā)展。然而，本研究的調查對象來源于同一所三級甲等醫(yī)院，由此產(chǎn)生的選擇偏差仍有待改正，因此，建議未來的研究中應該更多地考慮來自各個地區(qū)的數(shù)據(jù)，以便更好地深入探討。