護(hù)士促進(jìn)癌癥幸存者體力活動知信行問卷的編制及信效度檢驗(yàn)

柳云，田敏，王亞菲，劉峰，李新，潘寧

[1.山東第一醫(yī)科大學(xué)(山東省醫(yī)學(xué)科學(xué)院)護(hù)理學(xué)院，山東 濟(jì)南 250117；2.山東第一醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院(山東省千佛山醫(yī)院)a.血液內(nèi)科；b.創(chuàng)面診療中心，山東 濟(jì)南 250014；3.濰坊醫(yī)學(xué)院護(hù)理學(xué)院，山東 濰坊 261053]

體力活動是指任何由骨骼肌收縮產(chǎn)生的需要消耗能量的身體活動[1]，其在提升癌癥幸存者生活質(zhì)量、降低癌癥死亡率、減輕癌癥治療不良反應(yīng)等方面的重要作用已得到有力證實(shí)[2-3]。 然而國內(nèi)外調(diào)查發(fā)現(xiàn)，癌癥幸存者的體力活動狀況不容樂觀，多數(shù)患者體力活動水平在癌癥診斷及治療后急劇下降， 僅少數(shù)能夠達(dá)到指南標(biāo)準(zhǔn)[4-5]。 研究表明，來自醫(yī)療保健人員的專業(yè)體力活動支持能夠顯著提升癌癥幸存者的體力活動水平[6]，護(hù)士被認(rèn)為在促進(jìn)癌癥幸存者體力活動中最具角色優(yōu)勢[7]。 但現(xiàn)有調(diào)查提示，腫瘤科護(hù)士在體力活動促進(jìn)方面的實(shí)踐狀況并不理想[8]。知信行理論強(qiáng)調(diào)知識是個體產(chǎn)生行為的基礎(chǔ)， 信念是行為產(chǎn)生的動力[9]，因此系統(tǒng)全面地評估腫瘤科護(hù)士體力活動促進(jìn)知識、信念及行為現(xiàn)狀對于提升其臨床實(shí)踐能力和水平具有重要意義。 目前，雖有研究對腫瘤科護(hù)士體力活動知信行現(xiàn)狀進(jìn)行了調(diào)查[10-12]，但都來自國外，所用的調(diào)查工具也多為自制問卷，未經(jīng)大樣本進(jìn)行問卷調(diào)試、 缺乏系統(tǒng)的心理測量學(xué)檢驗(yàn)結(jié)果，且存在問卷內(nèi)容涵蓋不全面的問題[10，12]，可能無法較真實(shí)地反映護(hù)士的知信行水平?；诖?，本研究旨在開發(fā)護(hù)士促進(jìn)癌癥幸存者體力活動知信行問卷并檢驗(yàn)信效度， 以期為腫瘤科護(hù)士體力活動促進(jìn)知信行水平的評估、 相關(guān)護(hù)理管理與培訓(xùn)方案以及宏觀支持政策的制定提供可靠依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 構(gòu)建問卷?xiàng)l目池 本研究以知信行理論為指導(dǎo)，通過回顧國內(nèi)外有關(guān)文獻(xiàn)[13-16]、查閱世界衛(wèi)生組織（World Health Organization,WHO）、美國國家綜合癌癥網(wǎng)絡(luò) （National Comprehensive Cancer Network,NCCN）、安大略癌癥治療中心（Cancer Care Ontario,CCO）發(fā)布的相關(guān)指南[17-19]，并經(jīng)過課題組成員頭腦風(fēng)暴，初步擬定涵蓋知識、信念、行為3 維度共45 條目的問卷?xiàng)l目池。

1.2 專家函詢 應(yīng)用德爾菲法進(jìn)行專家咨詢。 專家遴選標(biāo)準(zhǔn)：（1）本科以上學(xué)歷；（2）副高級以上職稱；（3） 從事腫瘤相關(guān)臨床護(hù)理或護(hù)理管理工作≥10 年；（4）自愿參與本項(xiàng)研究。 共邀請來自山東省、廣東省、 北京、 上海9 所三級甲等醫(yī)院的12 名專家，其中本科學(xué)歷5 名，碩士7 名；副高級職稱5 名，高級職稱7 名； 碩士研究生導(dǎo)師5 名； 年齡40～58（48.17±5.08）歲；工作年限24～37（28.75±4.29）年。

專家咨詢表包括專家基本情況和條目評分表兩部分。 其中條目重要性評價采用Likert 5 級評分法，從“很不重要”到“非常重要”分別賦分1～5 分；條目相關(guān)性評價采用Likert 4 級評分法從“很不相關(guān)”到“非常相關(guān)”分別賦分1～4 分；評分表中設(shè)置專家意見欄，供專家提出意見和建議。以條目重要性均數(shù)≥0.4，變異系數(shù)（coefficient of variation,CV）＜0.25 為標(biāo)準(zhǔn)篩選條目，并結(jié)合專家所提出的建議修訂條目。

根據(jù)條目篩選標(biāo)準(zhǔn)并結(jié)合專家評議結(jié)果，共刪除4個條目，修改6 個條目。如將“我將提供體力活動建議作為我工作職責(zé)的一部分”修改為“我將促進(jìn)癌癥幸存者體力活動作為我的重要工作內(nèi)容之一”；將“我主動識別并解決患者參與體力活動的障礙因素，以促進(jìn)患者參與體力活動”修改為“我注意識別并盡力解決阻礙患者體力活動的因素，以促進(jìn)其參與體力活動”。 通過調(diào)整，形成包括知識維度（17 個條目），信念維度（12 個條目），行為維度（12 個條目），共計41 條目的初始問卷。

1.3 預(yù)調(diào)查 采用便利抽樣法選取山東省濟(jì)南市某三級甲等醫(yī)院36 名腫瘤科護(hù)士進(jìn)行預(yù)調(diào)查。 納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）取得護(hù)士執(zhí)業(yè)資格證書；（2）在腫瘤外科、腫瘤內(nèi)科、腫瘤放療科從事護(hù)理工作≥1 年；（3）知情同意并自愿參與本調(diào)查。 排除標(biāo)準(zhǔn)：進(jìn)修或?qū)嵙?xí)護(hù)士。

1.4 正式調(diào)查

1.4.1 調(diào)查對象 2022 年1—3 月， 采用便利抽樣法抽取山東省濟(jì)南市、聊城市、煙臺市及云南省昆明市共5 家三級甲等醫(yī)院的臨床護(hù)士進(jìn)行第1 輪問卷調(diào)查，納排標(biāo)準(zhǔn)同預(yù)調(diào)查。 該輪調(diào)查數(shù)據(jù)作為樣本1用于項(xiàng)目分析、探索性因子分析。 通過面對面和問卷星發(fā)放紙質(zhì)問卷和電子問卷， 共發(fā)放312 份問卷，回收有效問卷289 份，有效回收率92.6%。其中，男8 名，女281 名；年齡≤25 歲15 名，26～30 歲88 名，31～35 歲116 名，36～40 歲33 名，≥41 歲37 名；大專及以下學(xué)歷9 名，本科259 名，研究生及以上21名；普通護(hù)士254 名；護(hù)士長35 名；初級職稱150 名，中級114 名，副高級以上25 名；腫瘤?？谱o(hù)士55 名。

2022 年4—7 月，另外抽取山東省濟(jì)南市、濰坊市、泰安市、煙臺市共4 家三級甲等醫(yī)院的臨床護(hù)士進(jìn)行第2 輪問卷調(diào)查， 該輪調(diào)查數(shù)據(jù)作為樣本2 用于內(nèi)容效度分析、驗(yàn)證性因子分析、條目功能差異分析及信度檢驗(yàn)。 共發(fā)放280 份問卷， 有效回收264份，回收率94.3%。 其中，男44 名，女220 名；年齡≤25 歲22 名，26～30 歲86 名，31～35 歲98 名，36～40歲36 名，≥41 歲22 名； 大專及以下學(xué)歷28 名，本科219 名，研究生及以上17 名；普通護(hù)士223 名；護(hù)士長31 名；初級職稱137 名，中級113 名，副高級以上14 名；腫瘤專科護(hù)士39 名。1.4.2 問卷結(jié)構(gòu)與賦分 問卷分為兩部分。第1 部分為一般資料調(diào)查表，包括性別、年齡、學(xué)歷、職稱、職務(wù)、科室類別、醫(yī)院類別、是否為腫瘤?？谱o(hù)士等。第2部分為知信行問卷，各維度均采用Likert 5 級評分法，知識維度從“完全不了解”到“非常了解”，信念維度從“非常不同意”到“非常同意”，行為維度從“從不這樣”到“總是這樣”分別賦1～5 分，得分越高說明護(hù)士在癌癥幸存者體力活動促進(jìn)方面的知信行水平越高。1.4.3 統(tǒng)計學(xué)分析 應(yīng)用SPSS 26.0 進(jìn)行項(xiàng)目分析、探索性因子分析及信度檢驗(yàn)，檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。通過平行分析(parallel analysis,PA) 及最小平均偏回歸分析(minimum average partial,MAP)進(jìn)一步確定和驗(yàn)證因子數(shù)量。 采用AMOS 22.0 進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析以進(jìn)一步驗(yàn)證量表結(jié)構(gòu)效度。使用Exps 應(yīng)用程序計算問卷各維度的平均方差抽取量（average variance extracted,AVE）和組合信度（composite reliability,CR）以評價問卷的聚合效度， 根據(jù)平均方差抽取量及驗(yàn)證性因子分析結(jié)果中各維度的相關(guān)系數(shù)計算區(qū)分效度。在Mplus 8.3 軟件中基于多指標(biāo)-多因模型（multiple-indicator multiplecause,MIMIC）檢驗(yàn)30 個條目在不同年齡組（≤25 歲；26～30 歲；31～35 歲；36～40 歲；≥41 歲） 和文化程度組（大專及以下；本科；碩士及以上）上是否存在條目功能差異。 當(dāng)P＜0.05 時，表明該條目存在條目功能差異[20]。根據(jù)專家評定結(jié)果計算問卷內(nèi)容效度，選取30 名護(hù)士間隔2 周后進(jìn)行問卷重測以計算重測信度。

2 結(jié)果

2.1 專家函詢結(jié)果 本研究2 輪專家咨詢均發(fā)放12份專家函詢表，回收率均為100%，意見提出率分別為78%和33%，說明專家積極程度較高。 本研究中專家權(quán)威系數(shù)（Cr）為0.838，表明專家權(quán)威程度較高[21]，結(jié)果可信。2.2 預(yù)調(diào)查結(jié)果 根據(jù)預(yù)調(diào)查中的反饋結(jié)果，對問卷?xiàng)l目的排序、表述和措辭進(jìn)行進(jìn)一步調(diào)整和完善，確保各條目表達(dá)清晰，通俗易懂。 如將“護(hù)士在促進(jìn)患者體力活動中發(fā)揮著積極作用”修訂為“護(hù)士在促進(jìn)癌癥幸存者體力活動中充當(dāng)著重要角色”；將“我經(jīng)常主動就體力活動問題與患者發(fā)起討論” 修訂為“我會主動就體力活動問題與癌癥幸存者展開交流”；將“我主動組織多學(xué)科協(xié)作”修訂為“我主動組織/聯(lián)系多學(xué)科協(xié)作”。 問卷整體形式未有修改，維度和條目未行增列和刪減。

2.3 項(xiàng)目分析結(jié)果

2.3.1 臨界比值法 計算研究對象填答的問卷總分并按高低排序， 前后各取27%的研究對象歸為高分組和低分組， 采用獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)比較兩組的差異顯著性，臨界比值＜0.3 或P＞0.05 的條目予以刪除。 結(jié)果顯示，41 條目臨界比值為5.833～16.583， 差異均有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.001），表明各條目的鑒別度較好。

2.3.2 題總相關(guān)系數(shù)法 采用Pearson 相關(guān)檢驗(yàn)條目與總問卷的同質(zhì)性，刪除相關(guān)系數(shù)＜0.4 或P＞0.05的條目。 結(jié)果顯示B1 與總問卷的相關(guān)系數(shù)為0.351，遂予以刪除，其余40 條目與總問卷的相關(guān)系數(shù)為0.417～0.742，均＞0.4 且差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.001）。

2.3.3 Cronbach α 系數(shù)法 以各條目修正后的項(xiàng)與總計相關(guān)性系數(shù)＞0.4，且刪除后不能使問卷整體Cronbach α 系數(shù)上升為條目篩選標(biāo)準(zhǔn)，刪除B2 和B3。

2.3.4 共同性與因子載荷量 采用主成分分析抽取一個共同因素，刪除共同性＜0.2，因子載荷量＜0.45的條目。結(jié)果顯示，各條目共同性為0.220～0.556，因子載荷為0.469～0.746，均符合標(biāo)準(zhǔn)，予以保留。 通過以上4 種方法形成38 條目的問卷。

2.4 效度分析

2.4.1 結(jié)構(gòu)效度

2.4.1.1 探索性因子分析 采用探索性因子分析檢驗(yàn)包含38 條目問卷的結(jié)構(gòu)效度。 結(jié)果顯示KMO 值為0.933，Bartlett 球形檢驗(yàn)達(dá)到顯著水平（χ2=7885.464，P＜0.001），表明非常適合做因子分析。采用主成分分析法（principal component analysis,PCA），經(jīng)最大方差正交旋轉(zhuǎn)， 提取特征值＞1 并解釋方差≥5%的因子，刪除因子載荷＜0.5 或存在多重負(fù)荷的條目。第1輪探索性因子分析結(jié)果顯示條目A9 在各因子上載荷均＜0.5，遂刪除；第2 輪分析結(jié)果顯示，條目B8 在因子3 和因子5 上載荷均＞0.5，遂刪除；第3 輪分析結(jié)果顯示因子5 僅包含A6 和A7 2 個條目，考慮到一個因子應(yīng)至少包含3 個題項(xiàng)，遂刪除A7；第4、第5 輪分析中分別刪除載荷＜0.5 的A13、B10；第6 輪分析顯示因子2、4 均反映知識維度的內(nèi)容，考慮盡量以較少的因子獲得較大的解釋量，遂刪除A16，并在第7、第8 輪分析中分別刪除A4、A5。 至此，經(jīng)過共8 輪的探索性因子分析共刪除8 個條目， 最終提取3 個公因子，累積方差貢獻(xiàn)率為58.252%（見表1）。

表1 護(hù)士促進(jìn)癌癥幸存者體力活動知信行問卷的因子分析結(jié)果（n=289）

續(xù)表1

平行分析結(jié)果顯示， 實(shí)際測量數(shù)據(jù)的特征值曲線與模擬數(shù)據(jù)的特征值曲線在第3 與第4 因子之間相交，建議保留3 個因子。最小均數(shù)偏相關(guān)分析結(jié)果顯示， 當(dāng)提取第4 個因子時得到了最小平均平方根和最小1/4 次方偏相關(guān)系數(shù)，建議提取4個因子。 但考慮到提取第3、第4 個因子時的最小平均平方根、最小1/4 次方偏相關(guān)系數(shù)非常相近，并結(jié)合平行分析結(jié)果，最終確定提取3 個公因子。由此形成包含3 維度共計30 個條目的最終問卷，其中知識維度11 個條目、 信念維度7 個條目、行為維度12 個條目。

2.4.1.2 驗(yàn)證性因子分析 對樣本2 數(shù)據(jù)采用最大似然法進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。 初始模型結(jié)果顯示e12和e13、e22 和e23 間 的 修 正 指 標(biāo) 值（modification indices,MI）較大，考慮到兩組條目所測量的特質(zhì)類同， 因而測量指標(biāo)的測量誤差可能存在某種程度的關(guān)聯(lián)，遂逐一建立e12 和e13、e22 和e23 之間的共變關(guān)系以修正模型。 根據(jù)評價模型擬合程度指標(biāo)的參考標(biāo)準(zhǔn)[22]，修正后的最終模型基本適配（模型圖見圖1，模型擬合結(jié)果見表2）。 問卷知識、信念、行為三維度的平均方差萃取值分別為0.512、0.504、0.683，均＞0.5；組合信度分別為0.920、0.876、0.963，均＞0.7，表明問卷具有較好的聚合效度。 知識與信念、行為的相關(guān)系數(shù)為0.555、0.503，信念與行為的相關(guān)系數(shù)為0.425，知識、信念、行為維度平均方差萃取值平方根分別為0.716、0.749、0.709，每一維度平均方差萃取值平方根均顯著大于這一維度量與其他維度的相關(guān)系數(shù)， 說明3 個維度之間有良好的區(qū)分效度。

表2 模型擬合指數(shù)（n=264）

圖1 AMOS 修正后模型圖

2.4.1.3 條目功能差異分析 應(yīng)用樣本2 數(shù)據(jù)進(jìn)行條目功能差異分析，結(jié)果顯示：（1）年齡變量到條目2 的系數(shù)為-0.148，P＜0.05， 表明條目2 存在跨年齡組的條目功能差異（P＜0.05）；（2）文化程度變量到各條目的系數(shù)均不顯著（P＞0.05），說明各條目在不同文化程度中無條目功能差異。 （3）知識、態(tài)度、行為3個因子在不同年齡組和文化程度之間均不存在顯著差異（P＞0.05），表明問卷總體上具有良好的測量等價性。

2.4.2 內(nèi)容效度 條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)（itemcontent validity index,I-CVI）為0.833～1.00，平均量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)（scale-level CVI/average,SCVI/Ave）為0.969，全體一致量表水平的內(nèi)容效度指數(shù) （scale-level CVI/universal agreement,S-CVI/UA）為0.800。

2.5 信度分析 總問卷的Cronbach α 系數(shù)為0.950，各維度Cronbach α 系數(shù)為0.879～0.962；總問卷的折半系數(shù)為0.682，各維度折半系數(shù)為0.787～0.926；總問卷重測信度為0.900（P＜0.001）。

3 討論

3.1 問卷編制的科學(xué)性 本研究以知信行理論為指導(dǎo)，以指南內(nèi)容為基礎(chǔ)，結(jié)合文獻(xiàn)回顧、頭腦風(fēng)暴、并借鑒國外相關(guān)調(diào)查的條目設(shè)置構(gòu)建初始條目池， 所邀請的函詢專家均在腫瘤領(lǐng)域工作10 年以上，有著豐富的臨床護(hù)理實(shí)踐和管理經(jīng)驗(yàn)，且熟悉問卷編制流程和要點(diǎn)，保證了問卷的合理性、全面性和準(zhǔn)確性。 通過預(yù)調(diào)查、項(xiàng)目分析、結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)、內(nèi)容效度檢驗(yàn)及信度檢驗(yàn)對問卷進(jìn)一步調(diào)整和修訂，對于有分歧的條目進(jìn)行多輪小組討論，以提高條目的鑒別力和區(qū)分度，確保問卷的可靠性。 在整個問卷編制過程中，研究者嚴(yán)格遵循問卷開發(fā)的標(biāo)準(zhǔn)程序及條目篩選標(biāo)準(zhǔn)，并兼顧臨床護(hù)理實(shí)踐特點(diǎn)，問卷?xiàng)l目表達(dá)清晰、通俗易懂。 綜上，問卷具有較好的科學(xué)性。

3.2 問卷具有良好的信效度 本研究最終形成3維度共30 條目的問卷，各條目因子載荷均＞0.5 且無多重載荷，因子累積貢獻(xiàn)率58.252%。 驗(yàn)證性因子分析顯示問卷的模型適配較好，3 維度的平均方差萃取值均＞0.5，組合信度分別均＞0.7，每一維度平均方差萃取值平方根均顯著大于這一維度量與其它維度的相關(guān)系數(shù)，表明問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度。 問卷?xiàng)l目水平的內(nèi)容效度為0.833～1.00，平均量表水平的內(nèi)容效度為0.969，全體一致量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)為0.800，表明本問卷內(nèi)容效度較高[23]。 條目功能差異分析顯示，問卷總體上具有良好的測量等價性，但條目2 存在跨年齡組的測量不等價。 原因可能由于條目表述或用詞不夠準(zhǔn)確，影響了研究對象對該條目的理解和應(yīng)答，提示未來可能還需對該條目進(jìn)行修訂和完善。 本研究中總問卷的Cronbach α 系數(shù)為0.950， 各維度Cronbach α 系數(shù)為0.879～0.962；總問卷重測信度為0.900，表明本問卷具有較好的可靠性、內(nèi)在一致性和跨時間穩(wěn)定性。

3.3 問卷具有較高的應(yīng)用價值 隨著體力活動在增進(jìn)癌癥相關(guān)癥狀管理、 提升生存率及生活質(zhì)量等方面作用的日益凸顯， 越來越多學(xué)者建議將體力活動作為常規(guī)支持性護(hù)理策略并貫穿癌癥患者治療與康復(fù)的全過程，以增進(jìn)癌癥幸存者的健康和福祉[5，24]。但由于我國有關(guān)癌癥幸存者體力活動方面的研究還處于初始階段，加之國內(nèi)外尚缺乏成熟的調(diào)查工具，限制了旨于調(diào)查我國臨床護(hù)士促進(jìn)癌癥幸存者體力活動知信行水平的量性研究的開展， 故而尚未能實(shí)現(xiàn)對現(xiàn)狀的準(zhǔn)確把握以及對臨床實(shí)踐中障礙因素的有效查擺，進(jìn)而難以形成規(guī)范化的、針對性的干預(yù)策略。 本研究所開發(fā)的護(hù)士促進(jìn)癌癥幸存者體力活動知信行問卷，一方面，能夠客觀真實(shí)地測量出護(hù)士的知信行水平，有助于分析相關(guān)影響因素，從而為進(jìn)一步的科學(xué)研究、護(hù)理管理方案的構(gòu)建、以及宏觀支持政策的擬定提供依據(jù)。另一方面，可以用于評價相關(guān)干預(yù)策略的實(shí)施效果， 有利于干預(yù)方案的不斷修訂完善。

3.4 不足和展望 由于本研究采用便利抽樣，可能存在一定的選擇性偏倚。研究對象主要來自山東省，樣本代表性可能受限。此外，由于目前缺乏得到廣泛認(rèn)可或應(yīng)用的相關(guān)量表，故無法測量校標(biāo)效度。未來研究可考慮進(jìn)一步擴(kuò)大樣本量， 進(jìn)行全國范圍的多中心抽樣，以提高樣本的代表性和各參數(shù)的穩(wěn)定性。

4 結(jié)論

本研究編制的護(hù)士促進(jìn)癌癥幸存者體力活動知信行問卷包含知識、信念、行為3 個維度共30 個條目，且信效度良好。建議未來研究將該問卷加以應(yīng)用， 并進(jìn)一步探究影響護(hù)士促進(jìn)癌癥幸存者體力活動的關(guān)鍵變量， 從而為制訂科學(xué)有效的干預(yù)策略和支持政策提供更為全面的參考信息。