劉明超,于安山,鐘 艷,謝艷梅

氣管插管非計劃拔管(unplanned endotracheal extubation,UEE)是指病人自己有意或無意拔除導管或導致管路滑脫,也包括醫(yī)務人員診療操作所致的導管滑脫[1]。研究表明,氣管插管非計劃拔管發(fā)生率很高,其國內外發(fā)生率為3.4%～22.5%[2],且給病人帶來嚴重傷害,包括呼吸困難、氣道損傷、氣管水腫、醫(yī)院獲得性感染甚至死亡。降低氣管插管非計劃拔管發(fā)生率是ICU護理管理的重要指標[3]。

醫(yī)療失效模式與效應分析(healthcare failure mode and effect analysis,HFMEA)[4]是預防不良事件發(fā)生、提高安全指數(shù)的一種結構化的系統(tǒng)安全管理工具。因該模式具有前瞻性預防的特點而普遍用于國內外醫(yī)療領域。文獻報道該模式在氣管插管非計劃拔管中應用居多且效果明顯[5],但在該模式基礎上構建有效的評估工具很少。并且尚未檢索到統(tǒng)一的風險評估工具,研究者仍致力于探索構建信效度較好的氣管插管非計劃拔管風險評估工具。Moons等[6]開發(fā)了抑制風險評估工具,用于識別病人氣管插管非計劃拔管發(fā)生情況,但在臨床實踐過程中發(fā)現(xiàn)尚存在諸多不足,如評估中報錯的數(shù)量較多,因此不建議使用。盡管,國內有學者構建氣管插管非計劃拔管風險評價指標體系[7]與量表的初步編制[8-9],內容全面,但評估復雜,缺乏強有力的理論支撐、臨床實用性、科學性與可靠性。因此,基于前期臨床預調查,本研究在HFMEA理論框架基礎上構建一個科學有效、實際可行、簡單且貼合臨床應用的評估工具。

1 研究方法

1.1 量表初稿的編制

1.1.1 理論框架

本研究基于HFMEA理論[10],將氣管插管的整個操作步驟按照理論框架進行拆解,其中氣管插管的管道維護是重癥監(jiān)護室(ICU)護士的主要任務,因此針對管道維護流程分為“病人產(chǎn)生拔管意識”“病人產(chǎn)生拔管動作”“缺乏有效的監(jiān)督”“其他促進病人拔管的因素”4個維度。

1.1.2 建立項目池

1)文獻分析確定條目池,經(jīng)過查閱相關書籍、文獻回顧以“醫(yī)療失效模式與效應分析”“氣管插管”“非計劃性拔管”等中文主題詞和“unplanned endotracheal extubation”“HFMEA”“unplanned extubation”“endotracheal extubation”等英文主題詞為檢索詞進行文獻檢索,結合本院近1年來發(fā)生氣管插管非計劃拔管病人原因分析,且HFMEA小組經(jīng)決策樹分析潛在原因并根據(jù)風險指數(shù)初步篩選出高危因素,形成函詢初始量表條目。2)臨床交流分析補充課題開始前期分別與護理質控中心主任、大科護士長、4名護士長、2名工作10年以上的?？平M長、5名臨床工作4年左右的護理工作者進行關于ICU成人氣管插管非計劃拔管風險評估工具應用情況及危險因素的探討,進行一對一面對面訪談。最終整理出15個一級條目,47個二級條目。

1.1.3 德爾菲專家函詢

1.1.3.1 專家成員

據(jù)文獻要求,德爾菲專家函詢人數(shù)一般限制在15～50人為宜[11]。本研究遴選來自江西省、浙江省、北京市、廣東省、上海市等省市三級甲等醫(yī)院的19名護理專家。專家納入標準:1)本科及以上學歷,中級及以上職稱;2)有8年及以上急危重癥領域臨床經(jīng)驗;3)自愿參加本研究。

1.1.3.2 專家函詢的實施與指標篩選

通過微信、電子郵件或面對面的方式于2021年11月—12月進行2輪專家函詢,每一輪在收到函詢表后2周內返回。請專家按照Likert 5級評分法進行打分,同時在每項指標下方設有意見建議項目欄,以便專家提出寶貴的意見建議。指標篩選標準:指標重要性均數(shù)賦值≥3.5分,變異系數(shù)≤0.25,且同時滿足以上2項指標予以保留,對不滿足以上條件的指標,再次補充文獻論證并結合HFMEA小組的討論意見決定指標的增加或刪減。

1.2 臨床預調查

采用便利抽樣法,選取2022年3月在江西省某三級甲等醫(yī)院ICU氣管插管住院病人進行量表預調查,檢驗量表的可讀性、實用性、語言表達是否合理通暢。通過調整個別條目的表述,形成正式的《ICU成人氣管插管非計劃拔管風險評估量表》。

1.3 量表正式測試

1.3.1 資料收集

本研究采用便利抽樣方法,選取2022年4月—10月江西省某三級甲等醫(yī)院的6個ICU氣管插管病人進行預調查。納入標準:1)ICU氣管插管病人≥14周歲,且插管時間≥12 h。2)病人本人或家屬知情同意,自愿參與本次研究;排除標準:1)臨床資料不完整者。評估者為臨床護士且為小組成員,研究者本人或本班管床護士在病人入院24 h內進行一般資料收集及非計劃拔管風險評估,此外研究者本人或交接班管床護士應繼續(xù)每班次評估并記錄病人的氣管插管情況。

1.3.2 研究工具

采用前期研制的《ICU成人氣管插管非計劃拔管風險評估量表》對研究對象進行評估,并判斷研究對象是否發(fā)生氣管插管非計劃拔管。量表由一般人口學資料和臨床資料2個部分組成。量表評分越高說明病人拔管風險越高。

1.3.3 信效度檢驗方法

1.3.3.1 信度檢驗

信度是指測評工具所測得結果穩(wěn)定性和一致性,信度越大所產(chǎn)生的誤差就越小。信度檢驗采用內部一致性(Cronbach′s α系數(shù))和評定者間信度(Spearman相關系數(shù))[12]。

1.3.3.2 效度檢驗

效度可以檢驗量表的精確性、有效性。效度包括內容效度和結構效度。內容效度采用德爾菲專家函詢法評價量表內容進行檢測;結構效度采用因子分析法,通過分析量表的方差百分比、累計方差貢獻率、因子載荷值來評價量表的結構效度。

1.4 統(tǒng)計學方法

2 結果

2.1 專家基本信息

入選專家共21人,有19名專家完成了2輪函詢:年齡(45.63±6.73)歲;工齡(22.68±8.92)年;其中主任護師7人,副主任護師9人,主管護師3人。2輪問卷有效回收率分別為95%(20/21)、95%(19/20),權威系數(shù)(Cr)一般>0.7即權威程度較高[15],本研究中第1輪Cr為0.930,第2輪Cr為0.919,通過肯德爾協(xié)調系數(shù)反映,取值0～1,一般在0.5以內,值越大說明專家協(xié)調性越高[16]。經(jīng)過2輪函詢,專家意見趨于一致,且2輪函詢中專家意見的肯德爾協(xié)調系數(shù)比較差異有統(tǒng)計學意義(P<0.001),見表1。

表1 2輪函詢專家意見協(xié)調程度及顯著性檢驗結果

2.2 量表條目修改結果

本研究將重要性均數(shù)<3.5且變異系數(shù)>0.25的指標,參考專家意見與HFMEA小組討論對指標進行修改或刪除。第1輪函詢后,1)將一級指標中的“性別”“年齡”刪除;2)將一級指標“意識狀態(tài)”的二級指標改為“深昏迷/昏迷”“清醒”“淺昏迷”“昏睡”“嗜睡”“意識模糊(煩躁或譫妄)”;3)將一級指標“肌力分級”的二級指標內容改為“0～2級”“3級”“4級或5級(無拔管史)”“4級或5級(有拔管史)”;4)約束二級指標改成“四級分法”(根據(jù)加拿大學者將約束等級劃分為4個等級由弱到強);5)增加了一級指標“ICU護士工作經(jīng)驗”,二級指標“>5年”“≤5年”。第1輪函詢共刪除2個條目,增加1個條目,修改9個條目。

第2輪專家函詢后各指標意見基本一致。臨床預調查:選取本院6個ICU進行初始量表預調查,ICU護士認為量表的大部分指標表述清晰、較易理解。第2輪函詢共增加1個條目,修改2個條目,最終形成包括病人因素、導管因素、缺乏有效監(jiān)管、其他因素4個維度,共13個一級指標,41個二級指標的《ICU成人氣管插管非計劃性拔管風險評估量表》。

2.3 預調查結果

結果顯示,建議將意識狀態(tài)與鎮(zhèn)靜評分、格拉斯哥昏迷評分糅合到一起,最終將這3個量表按等級進行劃分歸類整理。評估者對量表的理解度較好,認為條目設置合理,條目內容表達清晰,且平均用時3 min左右,易于填寫。

2.4 調查對象的一般資料

本研究共回收量表556份,其中30份為無效量表,有效回收率為94.6%。其中306份用于對量表進行項目分析、信度檢驗以及探索性因子分析,220份用于驗證性因子分析。其中拔管病人16例,未拔管病人510例,發(fā)生率為0.3%,研究對象年齡為14～95歲。結果表明,不同性別病人氣管插管非計劃拔管發(fā)生率比較差異無統(tǒng)計學意義(P=0.820),不同年齡病人非計劃拔管發(fā)生率比較差異有統(tǒng)計學意義(P=0.007)。見表2。

表2 兩組一般資料比較 單位:例

2.5 信度檢驗

本研究所構建的風險評估量表Cronbach′s α系數(shù)為0.745>0.7[17],說明量表內在一致性較好。結果顯示,評估總分的Spearman相關系數(shù)為0.936,P<0.001,差異有統(tǒng)計學意義。

2.6 效度分析

2.6.1 內容效度

本研究量表中各條目經(jīng)過2輪德爾菲專家函詢進行嚴格篩選、修訂,所有條目重要性賦值均數(shù)>3.5分,變異系數(shù)<0.25,且本量表條目水平的內容效度指數(shù)(I-CVI)為0.80～1.00,量表水平的內容效度指數(shù)(S-CVI)為0.91,證明該量表各條目具有較好的內容效度。

2.6.2 結構效度

探索性因子分析結果顯示,樣本的KMO=0.666,Bartlett′s球形檢驗χ2=1 191.556,自由度(df)=78,P<0.01,說明數(shù)據(jù)適合做因子分析[18],提取4個公因子,累計方差貢獻率達到53.23%,85%以上的條目最大載荷系數(shù)>0.4[19]。因子1包括肌力分級、意識狀態(tài)、約束、情緒及精神狀態(tài);因子2包括插管類型、固定方式、機械通氣時間;因子3包括氣管插管耐受性、疼痛、護患交流;因子4包括呼吸機使用、ICU護士工作經(jīng)驗、環(huán)境4個維度,共13個一級條目。詳見表3、表4。

表3 探索性因子分析總方差解釋

表4 探索性因子分析旋轉后的成分矩陣

3 討論

3.1 ICU成人氣管插管非計劃拔管風險評估量表具有較好的科學性

本研究以HFMEA理論為基礎,通過德爾菲專家函詢來對量表條目實施進一步科學嚴謹?shù)膬?yōu)化及篩選,基于臨床資料前瞻性的研究發(fā)現(xiàn)之前存在爭議的條目“性別”“年齡”也得到了進一步的驗證[20-21],結果顯示,不同性別病人非計劃拔管發(fā)生率比較差異無統(tǒng)計學意義(P>0.05),而不同年齡病人非計劃拔管發(fā)生率比較差異有統(tǒng)計學意義(P<0.05)。

可行性方面:本研究從量表條目完成率及評估完成時間來評價量表。普遍認為量表條目完成率>85%且量表完成時間為0～20 min,就可以說明量表的可行性較好。結果顯示,完成一次量表評估平均用時為3 min左右,條目完成率為100%,說明量表的條目設計合理且評估簡潔、方便,具有較強的可行性、臨床實用性。

3.2 ICU成人氣管插管非計劃拔管風險評估量表具有良好的信效度

本量表Cronbach′s α系數(shù)為0.745,一般認為>0.7為可信度較好[22],說明量表內在一致性較好。評定者間信度評估總分的Spearman相關系數(shù)為0.936(P<0.001)。表明量表一致性、穩(wěn)定性、普適性較好。本量表I-CVI取值在0.80～1.00,S-CVI為0.91,表明本量表內容效度較好[23]。本研究通過探索性因子分析結果顯示,樣本的KMO=0.666>0.6,χ2=1 191.556,df=78,P<0.01,說明數(shù)據(jù)適合做因子分析,提取量表中特征值>1的公因子共有4個,累計方差貢獻率達到53.23%,85%以上的條目最大載荷系數(shù)>0.4。若量表的公因子能解釋40%以上的變異,則認為本量表的結構效度較好。

4 小結

本研究構建的《ICU成人氣管插管非計劃拔管風險評估量表》信效度良好,可用于評估氣管插管病人。該評估量表為后期醫(yī)護人員盡早識別ICU成人氣管插管非計劃拔管行為現(xiàn)狀提供了特異性評估工具,可為臨床護士有效評估氣管插管非計劃拔管高危病人預防工作的實施提供參考依據(jù)。