永久性腸造口患者延續(xù)性護理需求量表的編制及信效度檢驗

杜榮欣，張曉紅，劉艷華，張芳，徐娟

（1.山西中醫(yī)藥大學 護理學院，山西 太原030024；2.山西白求恩醫(yī)院a.護理部；b.普通外科，山西 太原030000）

多項研究表明， 出院后永久性腸造口患者在生理、心理、造口護理、日?；顒印⑸鐣С?、健康信息、性等方面均存在未滿足的需求， 且生活質量處于中低水平[1-5]。 如何科學有效地評估永久性腸造口患者的延續(xù)性護理需求，針對性地實施健康照護，是提升其生活質量的重要前提。 目前相關研究中研究者采用的腸造口患者延續(xù)性護理需求測評工具或為自行設計的問卷，缺乏科學性檢驗[6]；或問卷內(nèi)容不夠全面，側重于造口護理、日常活動需求，而較少涉及心理、社會支持需求[7]；有的研究者采用癌癥患者支持性照顧需求量表 （Supporttive Care Need Survey,SCNS）評估腸造口患者出院后的護理需求[8]，但是此量表不能夠特異性地評估腸造口術這一特定因素對患者護理需求造成的影響。因此，本研究旨在編制客觀全面的永久性腸造口患者延續(xù)性護理需求量表，并進行信效度檢驗， 以期為永久性腸造口患者延續(xù)性護理需求的量化研究奠定基礎， 也為醫(yī)務人員針對性地實施健康照護提供依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 一般資料

1.1.1 函詢專家 根據(jù)德爾菲法的原則[9]，遴選20名專家進行函詢。 遴選標準：（1）臨床醫(yī)生需在三級甲等醫(yī)院結直腸肛門外科工作≥10 年； （2）造口治療師需取得國際認證的造口治療師證書， 且在傷口造口門診工作≥3 年；（3）所有專家需本科及以上學歷、中級及以上職稱。 其中男6 名，女14 名；年齡36～54（44.30±4.82）歲；工作年限15～29（23.60±5.00）年；專業(yè)：臨床醫(yī)學6 名，傷口造口失禁護理14 名；學歷：本科7 名，碩士7 名，博士6 名；職稱：中級5名，副高9 名，正高6 名。 20 名專家來自太原市、濰坊市、西安市、瀘州市、慈溪市、沈陽市、維吾爾族自治區(qū)的13 所三級甲等醫(yī)院，在腸造口方向有較高的學術水平。

1.1.2 調(diào)查對象 選取2018 年8—12 月于山西省5所三級甲等醫(yī)院首次因直腸癌行永久性腸造口術且已出院的患者為研究對象。納入標準：（1）年齡≥18 歲～≤80 歲；（2）意識清楚，溝通交流無障礙；（3）知情同意，自愿參與本研究。排除標準：（1）患有嚴重精神疾病、認知功能障礙；（2）嚴重身體殘障；（3）合并其他類型腫瘤、腫瘤復發(fā)或轉移。 最終獲得有效資料者219 例，其中男123 例，女96 例；年齡36～80（61.15±12.22）歲；婚姻狀態(tài)：未婚16 例，在婚165例，離異16 例，喪偶22 例；文化程度：小學及以下63 例，初中70 例，中專/高中43 例，大專21 例，本科及以上22 例；居住地：城市78 例，縣城57 例，農(nóng)村84 例；居住方式：獨居44 例，非獨居175 例；月收入：≤1 000 元99 例，1 000～2 999 元66 例，≥3 000元54 例；工作狀態(tài)：在職16 例，因病暫停工作33例，退休70 例，農(nóng)民100 例；造口術后時間：≤1 個月36 例，1～3 個月51 例，3～12 個月82 例，≥12 個月50 例；有并發(fā)癥77 例，無并發(fā)癥142 例；造口產(chǎn)品費用支付方式：醫(yī)保43 例，自費171 例，其他（商業(yè)保險等）5 例。

1.2 方法

1.2.1 量表條目池的形成 本研究在半結構化訪談的基礎上，結合結腸造口護理與康復指南[10]，同時回顧國內(nèi)外相關文獻[1-5，11-12]、經(jīng)過課題小組討論后形成包含生理、造口護理、日?；顒?、心理、社會支持5個維度43 個條目的量表條目池。

1.2.2 初始量表的形成 采用發(fā)送電子郵件或面呈的方式向專家發(fā)放函詢問卷，共進行3 輪專家函詢，每輪為期2 周。 請專家對條目的設置、內(nèi)容、表述提出建議， 并對條目的重要性以及條目內(nèi)容與永久性腸造口患者延續(xù)性護理需求的相關性進行評分。 每輪問卷回收后，課題小組根據(jù)專家意見及相關標準[13]，對條目進行修改形成下一輪專家函詢問卷。 第1 輪專家函詢結束后，刪除“正確清洗造口袋”、“用人單位建立合理的休假制度”、“家人的理解與照顧”、“朋友、 同事的關心”、“接受社會角色的轉變”、“介紹造口用品的相關醫(yī)保政策”6 個條目。 第2 輪專家函詢結束后，刪除“指導我人工擴肛”、“結腸灌洗”、“造口用品的儲存”3 個條目，將“指導我預防、處理腹瀉”與“指導我預防、處理便秘”合并為“指導我規(guī)律排便”，將條目“緩解孤立感”修改為“緩解孤獨感”。 第3 輪專家函詢結束后，所有條目均符合統(tǒng)計學標準，無專家提出意見，故結束函詢。最后形成包含5 個維度33 個條目的量表初稿。

1.2.3 量表預調(diào)查 選取與正式調(diào)查特征一致的20 例永久性腸造口患者進行預調(diào)查。 結果顯示，量表的完成時間為5～12 min， 患者表示各條目無歧義，簡單易懂，量表條目未作修改。

1.2.4 量表正式調(diào)查 于傷口造口門診就診的患者采用一對一發(fā)放問卷， 由患者自行填寫或調(diào)查人員解釋后根據(jù)患者回答代填。 未能就診患者則研究者通過電話隨訪告知其調(diào)查目的、 調(diào)查方式以及注意事項，取得同意后進行問卷調(diào)查，或添加其微信，發(fā)送問卷星二維碼進行調(diào)查。為保證資料的完整性，在使用問卷星設計問卷時，有未作答題目不得提交。

1.2.5 統(tǒng)計學方法 采用SPSS 24.0 進行統(tǒng)計分析。專家積極性用有效問卷回收率表示。專家權威程度用專家權威系數(shù)（Cr）表示。采用臨界比值法、相關系數(shù)法、 同質性檢驗和探索性因子分析法篩選量表條目；采用內(nèi)容效度、結構效度評價量表效度；采用內(nèi)部一致性系數(shù)、重測信度系數(shù)評價量表信度。

2 結果

2.1 專家函詢結果 3 輪專家函詢的積極系數(shù)均為100%；專家權威系數(shù)分別為0.899、0.901、0.929；Kendall 協(xié)調(diào)系數(shù)（W）分別為0.169、0.216、0.253（P＜0.001）。

2.2 項目分析 采用臨界比值法、 相關系數(shù)法、同質性檢驗和探索性因子分析法進行項目分析， 刪除未達標準[14]的2 個條目，保留31 個條目。

2.3 內(nèi)容效度 根據(jù)第3 輪專家函詢結果，量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)（S-CVI）為0.950，量表條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)（I-CVI）為0.800～1.000。

2.4 結構效度 采用主成分分析法與最大變異法進行正交旋轉，提取特征值＞1 的因子。 探索性因子分 析 顯 示，KMO=0.888，Bartlett’s 球 形 檢 驗 值 為6155.105（自由度為435，P＜0.01），適合做因子分析[14]。本研究共提取5 個因子，累積方差貢獻率為67.945%，分別命名為心理需求（因子1，8 個條目），生理需求（因子2，7 個條目）， 社會支持需求（因子3，6 個條目）、造口護理需求（因子4，5 個條目）、日?；顒有枨螅ㄒ蜃?，5 個條目）。 各維度與總分的相關性系數(shù)r 分別0.758、0.781、0.701、0.749、0.748。 永久性腸造口患者延續(xù)性護理需求量表各條目及因子載荷矩陣見表1。

表1 永久性腸造口患者延續(xù)性護理需求量表旋轉成分矩陣

2.5 量表信度 量表總的Cronbach α 系數(shù)為0.938，各維度的Cronbach α 系數(shù) 為0.919、0.861、0.806、0.923、0.892。 選取30 例患者間隔2 周后進行重測，量表總的重測信度系數(shù)為0.879，各維度的重測信度系數(shù)為0.790～0.872。

3 討論

3.1 量表的編制科學、嚴謹、可靠 本研究在量表研制程序的指導下，通過回顧國內(nèi)外相關文獻、半結構式訪談形成初始量表條目池；通過專家函詢、小組討論形成量表初稿。本研究選取的20 名專家來自不同的省市、不同的工作領域，具有良好的學科性和地區(qū)代表性。 其中碩士及以上學歷者占65%，工作20年以上者占70%，副高及以上職稱者占75%，表明專家具有豐富的專業(yè)知識和工作經(jīng)驗。 3 輪專家函詢的有效問卷回收率均＞95%，說明專家對本次研究的積極性高。 3 輪專家函詢的權威系數(shù)（Cr）分別為0.899、0.901、0.929，均＞0.7[14]，表明專家的權威程度高，函詢結果可靠性高。Kendall 協(xié)調(diào)系數(shù)（W）分別為0.169、0.216、0.253（P＜0.001），顯示專家意見協(xié)調(diào)度好，結果可取。 應用臨界比值法、相關系數(shù)法、內(nèi)部一致性檢驗、 探索性因子分析法等統(tǒng)計學方法進一步篩選條目，保證了量表編制的嚴謹性、科學性。

3.2 量表效度良好 本研究采用內(nèi)容效度、 結構效度評價量表的效度。 一般情況下，S-CVI≥0.8，I-CVI≥0.78，提示測評工具具有良好的內(nèi)容效度[14]。本研究顯示，S-CVI 為0.950，I-CVI 為0.800～1.00，均達到此標準，表明量表內(nèi)容效度較好，可以反映永久性腸造口患者延續(xù)性護理需求的整體情況。 探索性因子分析時，若公因子累積方差貢獻率達到60%，且每個條目在其歸屬的公因子上因子載荷值≥0.4，而在其他因子上的載荷較低，則認為結構效度較好[14]。本研究共提取5 個因子，累積方差貢獻率為67.945%，各條目的因子載荷均＞0.4，無多重載荷，說明各條目在公因子的分布與量表設計時的理論框架基本相符，量表結構效度較好。各因子與總量表的相關系數(shù)r 為0.701～0.781，均符合測量學的要求[14]，表明量表具有良好的結構效度。

3.3 量表信度良好 本研究采用內(nèi)部一致性系數(shù)、重測信度系數(shù)評價量表的信度。 量表總的Cronbach α 系數(shù)為0.938，各維度的Cronbach α 系數(shù)為0.806～0.923，均＞0.7，表明量表具有較好的內(nèi)部一致性。 患者的需求屬于不穩(wěn)定性變量， 為了避免調(diào)查對象受到記憶的干擾， 或中途因接受健康教育而使需求發(fā)生變化，本研究選擇重測間隔為2 周。量表總的重測信度系數(shù)為0.879，各維度的重測信度系數(shù)為0.790～0.872，表明量表具有較好的跨時間穩(wěn)定性。