匹茲堡睡眠質(zhì)量指數(shù)量表在護理人群中的信效度評價

劉志喜，石倩萍，楊洪霞，張建軍，張慶英

(1.汕頭大學醫(yī)學院公共衛(wèi)生與預防醫(yī)學教研室，廣東 汕頭 515041；2.汕頭大學醫(yī)學院第一附屬醫(yī)院肝膽二區(qū)，廣東 汕頭 515041)

睡眠障礙是指睡眠的量或質(zhì)的異常，或在睡眠時發(fā)生某些臨床癥狀[1]。普通人睡眠障礙的發(fā)生率約為27%[2]。睡眠質(zhì)量差與緊張、易怒、抑郁、困惑和生活滿意度低相關。國內(nèi)研究發(fā)現(xiàn)護理人群睡眠質(zhì)量問題較為突出，其睡眠障礙發(fā)生率為25.5%～70.8%[2-4]。睡眠障礙不僅影響護理人員的身心健康，工作效率，甚至可能威脅患者安全。因此，對護理人員群體開展睡眠質(zhì)量的有效測評與研究具有重要意義。匹茲堡睡眠質(zhì)量指數(shù)(Pittsburgh sleep quality index，PSQI)廣泛應用于各類人群的睡眠質(zhì)量調(diào)查[5-6]。中文版PSQI的信度和效度已經(jīng)得到初步驗證[7]。雖然國內(nèi)采用PSQI量表調(diào)查護理人員睡眠狀況的研究較多，但在該人群中使用此量表的信度和效度證據(jù)卻十分缺乏。本研究采用電子化的中文版PSQI調(diào)查汕頭市某三甲醫(yī)院的護理人員的睡眠質(zhì)量，分析該量表在護理人群中應用的信度和效度，為進一步以電子式PSQI的方式開展護理人員睡眠質(zhì)量的調(diào)查提供依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 研究對象

2019 年8 月采用方便抽樣的方法抽取汕頭市某三甲醫(yī)院720 名護理人員。納入標準：(1)持有護士執(zhí)業(yè)證書1 年以上且在有效期內(nèi)；(2)自愿參與本研究；(3)在崗護理人員。考慮到工作量與正式職工的差異，排除實習、進修、輪轉護理人員。1 個月后隨機抽取20 名調(diào)查對象進行重測，以評價量表的重測信度。

1.2 研究工具

本研究采用電子化問卷開展調(diào)查。調(diào)查內(nèi)容包括性別、年齡、職稱等個人基本信息和中文版PSQI 量表。該量表包含19 個自評條目和5 個他評條目，其中參與計分的18個自評條目構成了入睡時間、睡眠時長、睡眠效率、睡眠障礙、主觀睡眠質(zhì)量、催眠藥物及日間功能7 個維度，評定期限為最近1個月。每個維度計0～3分，累計各維度得分即為 PSQI 總分(0～21 分)，PSQI 總分越高表示睡眠質(zhì)量越差。

1.3 統(tǒng)計學分析

利用SPSS 22.0 和AMOS 22.0 進行統(tǒng)計分析。信度評價方法：使用Cronbach’s α系數(shù)、各維度得分與PSQI總分的相關系數(shù)來評價量表的內(nèi)部一致性，依據(jù)奇偶分半法將量表條目分半并經(jīng)Spearman-Brown 公式進行校正計算出分半信度系數(shù)；以Pearson相關系數(shù)作為量表的重測信度，并以配對t檢驗檢驗前后2 次測量結果的得分差異。效度評價方法：使用驗證性因子分析評價結構效度，并比較不同結構模型的擬合效果；以主觀睡眠質(zhì)量作為分組效標，繪制PSQI總分的受試者工作特征曲線(receiver operating characteristics，ROC)，計算曲線下面積并比較不同分界點的靈敏度與特異度，以約登指數(shù)為該量表區(qū)分睡眠質(zhì)量好壞能力的評價指標。

2 結果

2.1 調(diào)查對象一般情況

本研究初次抽取720 名調(diào)查對象，全部為女性，年齡范圍為20～39 歲；平均年齡為(27.5±4.3)歲；其中護士、護師、主管護師分別為243、333、144 人。PSQI 總分平均為(6.68±3.06)分。后隨機抽取20名調(diào)查對象進行重測，其年齡范圍為25～34 歲，平均年齡為(29.1±3.5)歲，其中護士、護師、主管護師分別為8、10、2人。

2.2 PSQI信度分析

2.2.1 內(nèi)部一致性量表的18個計分條目中有16個條目單獨計分(去除上床睡覺時間和起床時間2個條目)，16 個條目的總體 Cronbach’s α系數(shù)為0.87，表明PSQI 量表整體的內(nèi)部一致性程度較好。“睡眠障礙”“入睡時間”“日間功能”3 個維度的 Cronbach’s α系數(shù)在 0.60～0.84 之間，表明PSQI 量表各維度內(nèi)的一致性程度也較好。調(diào)整各維度后Cronbach’s α系數(shù)在0.61～0.71 之間；各維度得分與PSQI 總分的相關系數(shù)在0.42～0.72 之間，平均相關系數(shù)為0.59，皆大于0.40，見表1。采用奇偶分半的方法將16 個條目分為兩部分分別計分；經(jīng)Spearson-Brown 公式校正后量表分半信度系數(shù)為0.87，表明量表的分半信度較好。

表1 PSQI量表內(nèi)部一致性信度評價

2.2.2 重測信度兩次測量的PSQI總分的Pearson相關系數(shù)為0.53，各維度的相關系數(shù)在0.16～0.85之間；其中“入睡時間”相關性最高，“睡眠效率”相關性較低。配對t檢驗結果發(fā)現(xiàn)，PSQI總分前后差異有統(tǒng)計學意義(P<0.05)，但其7 個維度得分前后差異沒有統(tǒng)計學意義(P>0.05)，見表2?？傮w來看，量表的跨時間穩(wěn)定性和一致性尚可接受。

2.3 PSQI效度分析

2.3.1 結構效度基于量表理論構想國內(nèi)外已有研究[6]，本研究建立了單因子、二因子和三因子共6 個結構方程模型。二因子模型中“睡眠時間”“睡眠效率”2 個維度由“睡眠時效”公因子決定，其余維度由“睡眠質(zhì)量”公因子決定；三因子模型見圖1。6個結構方程模型的通徑系數(shù)檢驗有統(tǒng)計學意義(P<0.001)。通過擬合優(yōu)度指數(shù)(goodness of fit index，GFI)、調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)(adjusted goodness of fit index，AGFI)、均方根殘差(root of the mean square residual，RMR)、近似誤差均方根(root-mean-square error of approximation，RMSEA)等指標發(fā)現(xiàn)：相較于單因子結構方程模型，二因子和三因子結構方程模型的擬合效果較好。調(diào)整后的三因子模型的GFI 和RESEA 改變不明顯，但χ2/df下降至7.96，且赤池信息準則(Akaike information criterion，AIC)也有所降低，表明經(jīng)調(diào)整后，三因子模型擬合效果和精簡度得到進一步改善，見表3。由上可以看出，測量數(shù)據(jù)與理論構想的結構具有一致性。

表2 PSQI量表總分及各維度重測信度評價

圖1 PSQI量表三因子模型

表3 PSQI不同結果模型的驗證性因子分析

2.3.2 組合信度和區(qū)分效度根據(jù)調(diào)整后三因子模型，計算模型的中各因子的組合信度和區(qū)分效度[8-9]。睡眠質(zhì)量、睡眠時效和睡眠異常的組合信度分別為0.68、0.57 和0.64，僅睡眠時效稍低于0.60，說明各因子能夠反映大部分原維度信息。三因子的平均方差抽取量依次為0.42、0.40 和0.51。睡眠質(zhì)量和睡眠時效、睡眠時效和睡眠異常、睡眠異常和睡眠質(zhì)量間的相關系數(shù)分別為0.11、0.09、0.02，遠低于平均方差抽取量的算術平方根，說明三因子模型的各維度區(qū)分度較好。

2.3.3 ROC曲線評估以調(diào)查對象主觀睡眠質(zhì)量的好、差作為分組變量，PSQI 總分及各成分得分的組間差異具有統(tǒng)計學意義，繪制的PSQI總分的ROC 曲 線 下 面 積 為 0.90 (95%CI:0.88～0.92，P<0.001)，分界點為6.5 時，約登指數(shù)最高，靈敏度與特異度分別為0.87和0.77。見圖2和表4。

3 討論

本研究720 名護理人員的PSQI 總分高于劉賢臣等[7]報道的一般人群睡眠質(zhì)量的研究結果，與劉蘊等[3-4]研究結果一致。PSQI量表的信度分析結果表明其內(nèi)部一致性較好，同時重測信度分析表明其跨時間穩(wěn)定性和一致性尚可接受。PSQI 量表的結構效度分析發(fā)現(xiàn)，三因子和二因子模型均比單因子模型的擬合效果較好，且調(diào)整后三因子模型的區(qū)分效度和聚合效度也較好。表明此次PSQI測量結果及三因子和二因子的理論構想是合理的，與Khosravifar等[11-13]研究結果一致。

本研究護理人群PSQI 量表總體Cronbach’s α系數(shù)為0.87，信度系數(shù)較高，與Buysse 等[6,8]的研究相似，提示在不同人群中PSQI可能皆具有較高的信度。研究發(fā)現(xiàn)在對“入睡時間”進行調(diào)整后，Cronbach’s α系數(shù)上升到0.71，與Khosravifar等[11]研究結果相似，可能是睡眠時間不易量化及調(diào)查對象的粗略回答降低了信度，提示調(diào)整此題的問詢方式可能會增加量表的信度。本研究PSQI量表的重測信度為0.53，與劉賢臣等[7]研究結果相比較低，但有研究表明醫(yī)學類量表信度>0.50，已具有較好的重測信度[8-9]。重測信度不高也可能與重測樣本量較少有關，具體原因還有待進一步研究。研究發(fā)現(xiàn)重測前后PSQI的總分之間存在差異，但PSQI量表7 個維度前后兩次測量差異并沒有統(tǒng)計學差異，表明調(diào)查對象的睡眠行為和睡眠質(zhì)量會隨著時間發(fā)生潛在的改變?！八咝省本S度兩次測量數(shù)據(jù)的相關系數(shù)不高?！八咝省笔怯?個參數(shù)計算出來的，這3 個時間參數(shù)隨時間發(fā)生改變，易使相關系數(shù)不高；Tsai等[8]也有相似的發(fā)現(xiàn)。

以主觀睡眠質(zhì)量的好、差作為分組變量，PSQI量表的曲線下面積為0.90分界點為6.5時，約登指數(shù)達到最大，靈敏度與特異度分別為0.87、0.77，表明在護理人群中有較高的應用價值。劉賢臣等[7]關于一般人群的研究發(fā)現(xiàn)，以7為界值時約登指數(shù)達到最大；鄭棒等[12]關于高校醫(yī)生的研究發(fā)現(xiàn)，以6.5為界值時靈敏和特異度較高。由此可以表明，PSQI 在不同人群應用時，為取得較好的篩選效果，需要對判斷界值進行調(diào)整。本研究的調(diào)查對象僅限于汕頭市某三甲醫(yī)院，有一定的局限性；同時ROC 曲線分析結果未結合多導睡眠圖，尚需要在今后的研究中完善和驗證。

綜上所述，PSQI 量表在護理人群中評估睡眠質(zhì)量時具有良好的信度和效度，但在實際應用中，應根據(jù)護理人群的特點對個別條目進行調(diào)整以獲得更好的使用效果。