衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表的漢化及其在實習(xí)護(hù)生中的信效度檢驗

羅忠琛，唐嬌，鄭藝平，胡少錦，范紀(jì)莉，余靜雅

（1.貴州醫(yī)科大學(xué) 護(hù)理學(xué)院，貴州 貴陽 550025；2.重慶醫(yī)科大學(xué) 護(hù)理學(xué)院，重慶 400016；3.重慶醫(yī)科大學(xué)附屬第一醫(yī)院護(hù)理部，重慶 400016；4.漳州市龍海區(qū)程溪衛(wèi)生院，福建 漳州 363112；5.貴州醫(yī)科大學(xué)大學(xué)城醫(yī)院，貴州 貴陽 550025）

衛(wèi)生保健相關(guān)后悔 （healthcare-related regret,HRR） 是指衛(wèi)生保健人員在日常臨床診療與護(hù)理工作中，因自己做出的臨床實踐或決策無效、徒勞或不恰當(dāng)時產(chǎn)生的一種后悔情緒體驗[1-2]。研究表明，衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對不良導(dǎo)致衛(wèi)生保健人員陷入自我良心譴責(zé)、 道德倫理困境及出現(xiàn)自我失控感等負(fù)性心境中，引發(fā)睡眠、疲勞等健康問題，甚至病休、離職等[3-6]，還會引起執(zhí)業(yè)過程中臨床決策和行為方面的惰性，降低工作滿意度，影響臨床實踐質(zhì)量[7-10]。醫(yī)護(hù)人員衛(wèi)生保健相關(guān)的后悔體驗可追溯到其最初參與臨床實踐的經(jīng)歷[1]。 然而，實習(xí)護(hù)生臨床實踐能力參差不齊[11-12]，在組織信息、發(fā)現(xiàn)和探索問題，為患者提供個性化護(hù)理及心理支持等方面能力薄弱， 缺乏處理問題的應(yīng)變能力[13-16]；護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生還會因高學(xué)歷護(hù)生身份在臨床實踐中被過高期待，但常因自身實際能力與他人期望不符而產(chǎn)生挫敗感和緊張感，甚至自卑感等負(fù)面情緒[15-16]。 可見，實習(xí)護(hù)生更可能因自身表現(xiàn)不佳、 臨床操作或決策不當(dāng)而產(chǎn)生衛(wèi)生保健相關(guān)后悔和應(yīng)對不良。然而，我國尚未開展關(guān)于衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對的研究。

衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表 （Care-related regret coping scale for health-care professionals, RCSHCP）由Courvoisier 等[2]于2014 開發(fā)而成，已被發(fā)展為法語、德語和丹麥語版本，并在護(hù)士、醫(yī)生及衛(wèi)生保健工作相關(guān)的社會教育工作者中驗證了量表的有效性[2，17-18]。 此外，一個前瞻性國際隊列研究將該量表用于評估首次進(jìn)入臨床工作的醫(yī)學(xué)生衛(wèi)生保健后悔應(yīng)對現(xiàn)狀[4]。 因此，本研究旨在對衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表進(jìn)行漢化， 檢驗其在實習(xí)護(hù)士中的適用性， 以期為了解護(hù)生臨床實踐期間衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對現(xiàn)狀提供合適的評估工具。

1 研究方法

1.1 量表的漢化、跨文化調(diào)適及預(yù)調(diào)查 征得源量表作者的同意后，根據(jù)Brislin 翻譯指南[19]采用雙人正譯-回譯法對衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表進(jìn)行漢化和跨文化調(diào)適。

1.1.1 量表的翻譯和回譯 由2 名研究人員 （1 名護(hù)理心理學(xué)領(lǐng)域研究人員和1 名無醫(yī)學(xué)背景的大學(xué)英語教師）分別將原量表翻譯成中文，形成2 份中文版量表并通過比較、 整合形成達(dá)成共識中文版量表第1 版。 另外2 名研究人員（1 名臨床護(hù)理領(lǐng)域研究人員和1 名醫(yī)學(xué)專業(yè)英語教師） 分別將中文版量表初稿回譯成英文版， 形成2 份英文版回譯量表并通過比較、 整合形成達(dá)成共識的英文版回譯量表。 最后，由1 名護(hù)理學(xué)領(lǐng)域的專家組織所有的量表翻譯、回譯者及量表翻譯、 回譯綜合者一起比較回譯的英文版量表與英文原版量表在語意、習(xí)語、概念、內(nèi)容等方面的不同并分析原因，形成中文版量表第2 版。

1.1.2 量表的跨文化調(diào)適 采用德爾菲專家函詢法進(jìn)行跨文化調(diào)適。專家小組成員共5 名，由1 名公共衛(wèi)生專業(yè)教師、2 名護(hù)理學(xué)專業(yè)教師、2 名護(hù)理實習(xí)帶教老師。 5 名專家均為女性；年齡30～38（33.00±3.08）歲；學(xué)歷為碩士3 名，博士2 名；5 名專家均有心理學(xué)研究的經(jīng)歷。 由專家小組成員對中文版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表第2 版的條目進(jìn)行評價，結(jié)合我國語言文化給出修改意見， 形成中文版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表初稿。 綜合專家意見，將條目7 “我總是在腦海里反復(fù)思考此事”、條目8 “我對此事想得太多了，以至于使它變得烙印在我的思想里了”、條目11 “我試圖不去想它，避免感性地看待此事”、條目13 “我會把此事告訴同學(xué)（或同事），以避免類似的事情發(fā)生或改進(jìn)我們的臨床實踐”、條目15 “事物都有兩面性，我試圖辯證地看待此事”分別修改為：“我總是不停的在腦海里回憶此情此景”、“我對此事想得太多了，以至于它在腦海里揮之不去”、“我嘗試不去想它”、“我會把此類情形告訴同行以促進(jìn)我們的臨床實踐”、“我嘗試辯證地看待當(dāng)時的情形”，更符合原量表表達(dá)語意、語境。

1.1.3 預(yù)調(diào)查 采用便利抽樣的方法，于2021 年8月抽取重慶醫(yī)科大學(xué)正在臨床實習(xí)的40 名本科護(hù)生進(jìn)行預(yù)調(diào)查，通過計算量表填寫時間、訪談來了解研究對象對于條目內(nèi)容的反應(yīng)及建議， 形成最終版量表（見表2）。 納入標(biāo)準(zhǔn)：本科實習(xí)護(hù)生；臨床實習(xí)期間至少有1 次衛(wèi)生保健相關(guān)后悔的體驗； 自愿參與本次調(diào)查。排除標(biāo)準(zhǔn)：臨床實習(xí)期＜30 d。護(hù)生填寫問卷時間約為3～6 min，對問卷條目內(nèi)容表示理解。

1.2 正式調(diào)查

1.2.1 研究對象 采用便利抽樣法選取實習(xí)護(hù)生529 名作為研究對象，包括于2021 年9—11 月抽取貴州醫(yī)科大學(xué)和重慶醫(yī)科大學(xué)的295 名本科實習(xí)護(hù)生，以及于2021 年11 月—2022 年8 月抽取貴州醫(yī)科大學(xué)、貴州中醫(yī)藥大學(xué)、重慶醫(yī)科大學(xué)、福建醫(yī)科大學(xué)、溫州醫(yī)科大學(xué)、中山大學(xué)等234 名正在臨床實習(xí)的護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生。納入標(biāo)準(zhǔn)：本科實習(xí)護(hù)生或正在臨床實習(xí)的護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生；臨床實習(xí)期間至少有1 次衛(wèi)生保健相關(guān)后悔的體驗；自愿參與本次調(diào)查。 排除標(biāo)準(zhǔn)：臨床實習(xí)期＜30 d。

本研究將2 個階段的調(diào)查數(shù)據(jù)分別用于探索性因子分析和驗證性因子分析。 根據(jù)量表條目數(shù)與測試樣本量的比例應(yīng)為1∶10， 估算每個階段調(diào)查的最小樣本量均應(yīng)為150 名[20]，實際納入本科實習(xí)護(hù)生295 名，護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生234 名。 本研究已獲貴州醫(yī)科大學(xué)人體試驗倫理委員會批準(zhǔn)。

1.2.2 研究工具

1.2.2.1 一般資料調(diào)查問卷 自行編制，包括性別、年齡、學(xué)歷、就讀院校、實習(xí)單位等級與性質(zhì)、已完成的實習(xí)時長以及發(fā)生衛(wèi)生保健相關(guān)后悔的頻率。

1.2.2.2 中文版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表 源量表由Courvoisier 等[2]于2014 年研制，用于評估醫(yī)院衛(wèi)生保健專業(yè)人員如何應(yīng)對在日常診療和護(hù)理工作中產(chǎn)生的后悔體驗。 漢化版量表包括問題應(yīng)對策略（5 個條目）、適應(yīng)性情緒應(yīng)對策略（5 個條目）、不良情緒應(yīng)對策略（5 個條目），共3 個維度15 個條目。均采用Likert 4 級評分法，按“從不或幾乎不”至“總是或幾乎是”分別賦值1～4 分。 當(dāng)每個維度條目均分大于中值時， 表示個體傾向于采取該維度的應(yīng)對策略。若個體面臨衛(wèi)生保健相關(guān)后悔時，傾向于選擇以解決問題為中心的應(yīng)對策略和積極的情緒應(yīng)對策略，則后悔應(yīng)對有效；反之，后悔應(yīng)對不良[2，9]。

1.3 資料收集方法 本研究采用問卷星平臺編制電子版調(diào)查問卷 （本科實習(xí)護(hù)生的調(diào)查問卷鏈接https://www.wjx.cn/vj/excGZV2.aspx；護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生的調(diào)查問卷鏈接https://www.wjx.cn/vj/PRSvrFC.aspx）。 電子版問卷首頁向調(diào)查對象解釋了本研究的目的和意義， 告知其在調(diào)查過程中的權(quán)益與隱私保護(hù)策略，征得知情同意后自行填寫問卷。實習(xí)護(hù)生需填寫完所有必填項后方可提交問卷， 且1個IP 地址僅可提交1 次問卷，以保證調(diào)查資料無重復(fù)填寫或漏填的情況。 2 名研究者聯(lián)系輔導(dǎo)員或任課教師將問卷鏈接和紅包發(fā)到班級微信或QQ 群，愿意參與本次調(diào)查者提交問卷后可領(lǐng)1 元紅包。 共回收問卷567 份，排除剔除填寫時間＜3 min 和選項呈明顯規(guī)律性的問卷后，得到有效問卷529 份，有效回收率93.3%。

1.4 統(tǒng)計學(xué)方法 本研究直接從問卷星平臺導(dǎo)出數(shù)據(jù)，采用SPSS 25.0、AMOS 26.0 分析數(shù)據(jù)。采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差描述正態(tài)分布計量資料，中位數(shù)和四分位數(shù)描述非正態(tài)分布計量資料；頻數(shù)、構(gòu)成比描述計數(shù)資料。采用信度檢驗法、相關(guān)系數(shù)法、離散趨勢法、臨界比決斷值法和經(jīng)驗法對量表條目進(jìn)行篩選。 采用內(nèi)容效度指數(shù)（content validity index，CVI）評定量表的內(nèi)容效度，包括量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)（scalelevel，S-CVI） 和條目水平的內(nèi)容效度指數(shù) （itemlevel CVI，I-CVI）。使用本科實習(xí)護(hù)生的數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析， 護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證性因子分析，通過修正指標(biāo)（modification indices，MI）進(jìn)行模型修正。 基于驗證性因子分析結(jié)果中各條目與衛(wèi)生保健相關(guān)后悔的路徑系數(shù)， 計算各因子的平均方差抽取量（average varianceextracted，AVE）和組合信度（composite reliability，CR）評價量表的聚合效度，且對比AVE 平方根與各維度間的相關(guān)系數(shù)絕對值的關(guān)系，評價量表區(qū)分效度。 此外，根據(jù)數(shù)據(jù)的正態(tài)性檢驗和方差齊性檢驗結(jié)果， 采用獨立樣本t 檢驗已知組別效度。采用Cronbach α 系數(shù)、折半信度系數(shù)和組內(nèi)相關(guān)系數(shù)（interclass correlation coefficient，ICC）進(jìn)行信度分析。 以P＜0.05 表示差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 529 名實習(xí)護(hù)生中，就讀院校：重慶醫(yī)科大學(xué)206 名（占38.9%），貴州醫(yī)科大學(xué)170 名（占32.2%），貴州中醫(yī)藥大學(xué)73 名（占13.8%），福建醫(yī)科大學(xué)35 名（占6.6%），溫州醫(yī)科大學(xué)23 名（占4.3%），中山大學(xué)22 名（占4.2%）；年齡17～39 （23.43±2.62）歲；其中女性473 名（89.4%），男性56 名（10.6%）；學(xué)歷：本科295 名（占55.8%），碩士234 名（占44.2%）；實習(xí)單位等級與性質(zhì)：三級綜合性醫(yī)院475 名（占89.8%），三級?？菩葬t(yī)院41 名（占7.7%），二級綜合性醫(yī)院11 名（占2.1%），二級?？菩葬t(yī)院2名（占0.4%）；已完成的實習(xí)時長＜6 個月者161 名（占30.4%），≥6 個月者368 名（占69.6%）；發(fā)生衛(wèi)生保健相關(guān)后悔的次數(shù)：1 次者297 名（占56.1%），2～3 次者145 名 （占27.4%），4～5 次者54 名 （占10.2%），6 次及以上者33 名（占6.3%）。

2.2 項目分析 （1）臨界比決斷值法[21]：將量表得分由高到低排序，分別將得分最高的27%分為高分組，得分最低的27%分為低分組， 通過獨立樣本t 檢驗進(jìn)行各條目高低分組的差異性檢驗， 條目達(dá)顯著水平（P＜0.05）、臨界比決斷值＞3 的條目予以保留，反之刪除；本研究量表各條目臨界比決斷值為10.439～20.761（均P＜0.001）。 （2）相關(guān)系數(shù)法[21]：計算量表各條目與總分的相關(guān)系數(shù)， 保留相關(guān)系數(shù)達(dá)到顯著水平（P＜0.050）、相關(guān)性水平處于0.350～0.800 的條目，反之刪除； 本研究量表各條目與總分相關(guān)系數(shù)為0.492～0.768（均P＜0.001）。（3）離散趨勢法[21]：采用標(biāo)準(zhǔn)差來衡量條目的離散程度，若標(biāo)準(zhǔn)差＜0.75，則條目的鑒別力較差，需刪除；本研究量表各條目標(biāo)準(zhǔn)差為0.780～0.871。 （4）信度檢驗法[21]：若刪除某條目后，量表Cronbach α 系數(shù)增大或沒有改變，則該條目與其他條目同質(zhì)性低， 需刪除； 本研究總量表Cronbach α 系數(shù)為0.917， 刪除使量表Cronbach α系數(shù)增大至0.919 的條目2 “我會與病人 （或其家屬） 再次討論此事”， 其余各條目刪除后， 量表的Cronbach α 系數(shù)為0.908～0.913，均未超過0.917，說明條目2 與其他條目同質(zhì)性低，提示需刪除該條目。（5）經(jīng)驗法[20]：本研究除應(yīng)用客觀條目分析方法外，還應(yīng)用經(jīng)驗法，由課題組成員對上述所有條目分析與篩選結(jié)果，結(jié)合專業(yè)意義進(jìn)行綜合分析。 根據(jù)信度檢驗法的分析結(jié)果，研究小組對是否刪除條目2“我會與病人（或其家屬）再次討論此事”進(jìn)行了討論，最終刪除了條目2。

2.3 效度分析

2.3.1 內(nèi)容效度 內(nèi)容效度評價專家同跨文化調(diào)適部分，5 名專家評價衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表初稿中各條目與相應(yīng)內(nèi)容維度的關(guān)聯(lián)性 （評定采用4分制法，1=不相關(guān)，2=有點相關(guān)，3=相關(guān)，4=非常相關(guān)）。 結(jié)果顯示，量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)（Scalelevel content validity index, S-CVI）為1.000，條目水平CVI（Item-level CVI, I-CVI）均為1.000。

2.3.2 結(jié)構(gòu)效度 將第1 階段收集的本科實習(xí)護(hù)生的數(shù)據(jù)（n=295）用來做探索性因子分析，將第2 階段收集的實習(xí)護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生的數(shù)據(jù)（n=234）用來做驗證性因子分析。

2.3.2.1 探索性因子分析 采用SPSS 25.0 對本科實習(xí)護(hù)生的數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析。首先，Bartlett球 性 檢 驗χ2=2802.660，P ＜0.001， 適 切 性 量 數(shù)（Kaiser-Meyer-Olkin, KMO）值為0.905，提示適合做因子分析[21]。 然后，采用主成分分析法和正交轉(zhuǎn)軸中的最大方差法，在不限定因子個數(shù)的條件下，提取3個特征根＞1 的公因子， 累計方差貢獻(xiàn)率72.25%，參考界值40.00%[21-22]， 表明本研究中3 個因子對實習(xí)護(hù)士的衛(wèi)生保健相關(guān)后悔具有較高的解釋力。 除條目7“我總是不停的在腦海里回憶此情此景”和條目13“我嘗試不去想它”出現(xiàn)雙因子載荷＞0.4 外，其余條目均為在單因子載荷＞0.4。 本研究結(jié)合量表整體表達(dá)意義及學(xué)科專業(yè)知識判斷取舍[21]，將條目7 和條目13 歸屬至因子載荷更高的因子中，與原量表的條目歸屬吻合。因此，本研究中3 個公因子的命名與原量表保持一致，分別為“問題應(yīng)對策略”、“適應(yīng)性情緒應(yīng)對策略”及“不良情緒應(yīng)對策略”，見表1。

表1 中文版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表的因子結(jié)構(gòu)矩陣（n=295）

2.3.2.2 驗證性因子分析 采用AMOS 26.0 對實習(xí)護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證性因子分析， 通過最大似然法對量表的擬合情況進(jìn)行估計和檢驗。 第1 輪驗證性因子分析結(jié)果顯示， 測量誤差e1 與e13、e3 和e4、e5 和e10、e10 和e14、e14 和e15之間的MI 較大，考慮條目1 和條目13、條目3 和條目4、 條目5 和條目10、 條目10 和條目14 以及條目14和條目15 之間測量的特質(zhì)類似， 理論上其測量誤差也存在某種關(guān)聯(lián)的可能。 因此，以MI＞20 為標(biāo)準(zhǔn)，逐步選擇上述條目間的測量誤差設(shè)定協(xié)方差關(guān)系進(jìn)行第2 輪模型修正[23-24]。 最終擬合結(jié)果為:χ2/df=2.309，P＜0.05，比較擬合指數(shù)（comparative fit index，CFI）=0.955，擬合優(yōu)度指數(shù)（goodness-of fit index，GFI）=0.911，規(guī)范擬合指數(shù)調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)（normed fit index，NFI）=0.924， 增量擬合指數(shù) （incremental fit index，IFI）=0.955，非規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)（tueker-lewis index，TLI）=0.940，近似誤差均方根（root mean square error of approximtion，RMSEA）=0.075。 修正后模型適配性良好，見表2。

表2 2 輪驗證性因子分析后模型適配性指標(biāo)比較（n=234）

2.3.2.3 聚合效度及區(qū)分效度 本研究驗證性因子分析顯示，量表各條目與對應(yīng)維度的路徑系數(shù)0.579～0.897（均＞0.500），顯示量表各條目與對應(yīng)維度間具有良好的相關(guān)關(guān)系。問題應(yīng)對策略、適應(yīng)性情緒應(yīng)對策略及不良情緒應(yīng)對策略3 個維度的AVE 值分別為0.464、0.521 及0.685 （除個別維度略低于0.5，其余均＞0.500）；組合信度（composite reliability，CR）分別為0.775、0.844、0.915（均＞0.700），顯示量表的聚合效度基本在較好的水平[23-24]。 此外，量表問題應(yīng)對策略、 適應(yīng)性情緒應(yīng)對策略及不良情緒應(yīng)對策略3 個維度的AVE 平方根值為0.681～0.828， 而Pearson相關(guān)系數(shù)為0.406～0.584（P＜0.010）。 可見，各維度的AVE平方根值大于各維度間相關(guān)系數(shù)的絕對值，說明量表具有良好的區(qū)分效度[23-24]。

2.3.3.3 已知組別效度 通過已知組別效度檢驗，實習(xí)護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生的衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表總分及3 個維度得分均高于本科生（P＜0.05）。見表3。

表3 實習(xí)本科護(hù)生與實習(xí)護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表得分的比較（±s，分）

表3 實習(xí)本科護(hù)生與實習(xí)護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表得分的比較（±s，分）

組別實習(xí)本科護(hù)生實習(xí)護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生tP n 295 234衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表總分33.56±8.72 35.76±7.51 3.129 0.002問題應(yīng)對策略9.68±2.81 10.28±2.42 2.639 0.009適應(yīng)性情緒應(yīng)對策略8.43±2.91 9.03±2.69 2.468 0.014不良情緒應(yīng)對策略11.51±3.32 12.49±3.02 3.568＜0.001

2.4 信度分析 衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對總量表、問題應(yīng)對策略維度、 適應(yīng)性情緒應(yīng)對策略維度及不良情緒應(yīng)對策略維度的Cronbach α 系數(shù)分別為0.905、0.827、0.876 及0.918； 折半信度系數(shù)分別為0.847、0.849、0.792 和0.863。 通過便利抽樣法選取40 名本科實習(xí)護(hù)生于2 周后再次測量，衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對總量表、問題應(yīng)對策略維度、適應(yīng)性情緒應(yīng)對策略維度及不良情緒應(yīng)對策略維度的ICC 值分別為0.909（P＜0.001）、0.813（P＜0.001）、0.787（P＜0.001）及0.767（P＜0.001）。

3 討論

3.1 衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表漢化修訂過程科學(xué)規(guī)范 在量表的漢化及跨文化調(diào)試過程中， 嚴(yán)格遵循Brinslin 雙人翻譯-回譯原則[19]。 專家們根據(jù)國內(nèi)護(hù)生臨床實踐實際情況、不同文化情境、語句表述等問題對量表部分條目給出了相關(guān)意見。 研究小組就專家意見對量表條目7、條目8、條目11、條目13和條目15 的語義表述進(jìn)行了修改，更符合原量表表達(dá)語意、語境。在評價量表信效度的過程中嚴(yán)格遵守源量表的技術(shù)要求和評分標(biāo)準(zhǔn)[21，25]，并采用信度檢驗法、相關(guān)系數(shù)法、離散度法、臨界比值法和因子分析法對量表條目進(jìn)行篩選。在信度檢驗法中，刪除條目2“我會與病人（或其家屬）再次討論此事”后，量表Cronbach α 系數(shù)由0.917 增大到0.919，說明該條目與其他條目同質(zhì)性低，提示需刪除該條目。 此外，我國醫(yī)患關(guān)系緊張， 醫(yī)患沖突已成為影響醫(yī)患關(guān)系的重要社會問題[26]，而不良的醫(yī)患溝通是導(dǎo)致醫(yī)患關(guān)系緊張的重要原因[27]。 當(dāng)護(hù)生因自己對患者的臨床決策不理想或臨床實踐行為不當(dāng)而產(chǎn)生衛(wèi)生保健相關(guān)后悔時， 為避免此事或不良醫(yī)患溝通造成的醫(yī)患關(guān)系緊張，甚至醫(yī)療糾紛，或為避免對自我職業(yè)發(fā)展的不良影響，一般不愿意主動與患者或其家屬討論此情形[28]。 因此，研究小組根據(jù)經(jīng)驗法和項目分析結(jié)果，將條目2 從量表中刪除。

3.2 中文版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表的信度良好 本研究采用Cronbach α 系數(shù)、折半信度系數(shù)和ICC 值評價量表的內(nèi)部一致性（信度）。 其中，總量表及其3 個維度的Cronbach α 系數(shù)分別為0.905、0.827、0.876， 均高于德語版和丹麥版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表[17-18]。 雖然問題應(yīng)對策略維度、適應(yīng)性情緒應(yīng)對策略維度的Cronbach α 系數(shù)低于源量表[2]，但均＞0.8[21]，說明中文版量表具有較好的內(nèi)部一致性。總量表及其3 個維度的折半信度系數(shù)分別為0.853、0.851、0.845 和0.807。 一般認(rèn)為， 當(dāng)折半信度系數(shù)＞0.800 時，內(nèi)部一致性良好[21]。 此外，德語版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表3 個維度的ICC 值分別為0.68、0.72 和0.60，源量表分別為0.78、0.82 和0.79。中文版總量表及其3 個維度的ICC 值分別為0.909、0.813、0.787 及0.767，高于德語版量表[17]，與源量表相當(dāng)[2]。 ICC 值＞0.70 則表示量表具有較好的重測信度[21]。 可見，中文版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表具有良好的信度。

3.3 中文版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表的效度良好

3.3.1 內(nèi)容效度 中文版量表的S-CVI 為1.000，ICVI 均為1.000。一般認(rèn)為，當(dāng)般認(rèn)為當(dāng)I-CVI≥0.780，S-CVI≥0.900 時，提示量表內(nèi)容效度較好[21]?？梢娭形陌嫘l(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表的條目符合測量目的和要求， 能夠有效評估實習(xí)護(hù)士的衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對策略現(xiàn)狀。

3.3.2 結(jié)構(gòu)效度 本研究采用探索性因子分析和驗證性因子分析評價量表的結(jié)構(gòu)效度。 探索性因子分析中，根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)確定因子數(shù)及條目的選擇依據(jù)：（1）特征根＞1.000；（2）因子載荷≥0.400；（3）當(dāng)條目出現(xiàn)雙載荷現(xiàn)象時，結(jié)合量表整體表達(dá)意義及學(xué)科專業(yè)知識判斷取舍[21]。 通過探索性因子分析提取3個公因子，所有條目的因子載荷值均＞0.4。 雖然條目7 和條目13 出現(xiàn)雙因子載荷＞0.4，但將其歸屬至因子載荷更高的因子中，與原量表的條目歸屬吻合。提取的因子累積方差貢獻(xiàn)率為72.25%，高于源量表（54.2%）[2]，這可能與研究對象的文化差異，以及本研究刪除了條目2 有關(guān)。 在探索性因子分析的基礎(chǔ)上，采用實習(xí)護(hù)理學(xué)專業(yè)型碩士學(xué)位研究生數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證性因子分析顯示，χ2/df=2.309，表示模型與實際數(shù)據(jù)適配度較高[24]。 GFI、CFI、TLI、IFI 和NFI指數(shù)均＞0.9，表示模型適配度良好[24]；此外，RMSEA為0.075，說明該量表有較好的擬合度和穩(wěn)定性[24]?？梢娏勘淼哪Ｐ瓦m配良好，且在不同學(xué)歷的實習(xí)護(hù)士中的普適性良好。

3.3.3 聚合效度、 區(qū)分效度和已知組別效度 聚合效度指測量相同潛在特質(zhì)的項目是否屬于同一維度， 采用AVE 和CR 進(jìn)行評價， 當(dāng)AVE＞0.50 時，CR＞0.70，條目的路徑系數(shù)＞0.50 時，表明聚合效度良好； 區(qū)分效度指測量同一潛在特質(zhì)的各維度間應(yīng)呈低相關(guān)或差異有統(tǒng)計學(xué)意義，采用AVE 的平方根是否大于潛變量間的相關(guān)系數(shù)判斷， 若大于相關(guān)系數(shù)，則表示區(qū)分效度良好[23-24]。 本研量表3 個維度的AVE 為0.464、0.521 及0.685， 接近或＞0.5；CR 分別為0.775、0.844 及0.915，均＞0.7；各條目的路徑系數(shù)為0.579～0.897，均>0.5，可見量表聚合效度良好。 可見量表的區(qū)分效度良好。此外，通過已知組別效度分析顯示， 本科實習(xí)護(hù)生與專業(yè)型碩士研究生在臨床實踐期間的衛(wèi)生保健相關(guān)后悔量表條目均分， 各維度均分上的差異均有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05），說明量表具有較好的實證效度。

4 結(jié)論及本研究的局限性

中文版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對量表包括3 個維度，共14 個條目。量表具有良好的信效度，可以作為實習(xí)護(hù)士衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對現(xiàn)狀的評價工具。此外，該量表條目少，填寫方便，操作簡單，具有可行性。

本研究采用便利抽樣法選取研究對象， 可能存在選擇偏倚。 由于目前尚未見評估衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對的其他量表， 故無法檢驗校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。 此外，本研究僅納入529 名實習(xí)護(hù)生，樣本量偏少。 在未來的研究中，可進(jìn)一步擴(kuò)大研究樣本，進(jìn)行多中心研究，以及將該量表應(yīng)用于其他衛(wèi)生保健人員（如護(hù)士、醫(yī)生等）的衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對現(xiàn)狀評估，并評價該量表在這些人群中應(yīng)用的信效度， 進(jìn)一步檢驗該量表的普適性。