養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士文化能力評(píng)估量表的編制及信效度檢驗(yàn)

楊秀芬，陳詩皓，歐 靜，鄭燕娜，馮 輝

1.深圳市人民醫(yī)院（暨南大學(xué)第二臨床醫(yī)學(xué)院，南方科技大學(xué)第一附屬醫(yī)院）,廣東 518020；2.中南大學(xué)湘雅二醫(yī)院；3.中南大學(xué)湘雅護(hù)理學(xué)院

2021 年人口普查結(jié)果顯示，我國60 歲及以上人口為2.6 億人，占18.70%，將在2050 年成為全球老年人口最多的國家[1]。我國老年人普遍患有2 種及以上慢性病，且慢性病知曉率、治療率和控制率均不理想[2]?；谖覈丝诶淆g化、慢性病化、失能化的特點(diǎn)，發(fā)展高質(zhì)量養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的需求勢(shì)必增加。改革開放以來，國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)文化的融合與碰撞導(dǎo)致多元文化背景群體增加，養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士與老年人之間的多元文化背景也面臨著新的挑戰(zhàn)。文化能力(cultural competence)是個(gè)體對(duì)文化背景的意識(shí)、理解和欣賞能力，也稱文化照顧能力、文化敏感性、跨文化效能等，指專業(yè)個(gè)體具備的文化知識(shí)、文化技能及文化意識(shí)等在跨文化情境中有效工作的能力[3-5]。我國尚未檢索到適用于養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士文化能力評(píng)估的工具，國外工具也不適用于我國國情。國內(nèi)現(xiàn)有的文化能力評(píng)估工具主要面向?qū)W生、醫(yī)院護(hù)士、護(hù)理教育者和研究者，不能滿足養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士的需求。養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士的工作環(huán)境和服務(wù)對(duì)象與其他領(lǐng)域存在很大差異。綜上所述，本研究基于現(xiàn)有理論和工具的基礎(chǔ)上，設(shè)計(jì)一套科學(xué)、可量化并適合我國養(yǎng)老機(jī)構(gòu)特色的測(cè)評(píng)工具,以測(cè)評(píng)我國養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士的文化能力。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象

1.1.1 研究小組

組建研究小組，成員包括1 名博士生導(dǎo)師、1 名老年科護(hù)士長、2 名博士研究生、5 名碩士研究生，共9 名研究人員，研究領(lǐng)域涉及老年護(hù)理、社區(qū)護(hù)理、護(hù)理教育、護(hù)理管理等。

1.1.2 函詢專家

專家納入標(biāo)準(zhǔn)：1）從事老年護(hù)理、多元文化護(hù)理或護(hù)理研究工作時(shí)間≥5 年；2）中級(jí)及以上職稱；3）本科及以上學(xué)歷；4）對(duì)本研究內(nèi)容感興趣，自愿參與本次函詢。本研究共納入15 名函詢專家，函詢專家一般資料詳見表1。

表1 函詢專家一般資料（n=15）

1.1.3 調(diào)查對(duì)象

根據(jù)調(diào)查性研究樣本量一般為問卷?xiàng)l目數(shù)的5～10 倍原則[8]，考慮10%的失訪率，最終確定樣本量應(yīng)為198～396 例，本研究最終納入211 名護(hù)士。通過湖南省民政廳官網(wǎng)獲得已登記注冊(cè)的養(yǎng)老機(jī)構(gòu)相關(guān)信息，納入與排除標(biāo)準(zhǔn)根據(jù)湖南省民政對(duì)養(yǎng)老機(jī)構(gòu)申報(bào)標(biāo)準(zhǔn)和本研究內(nèi)容擬定，共獲得符合標(biāo)準(zhǔn)的28 所機(jī)構(gòu)，編號(hào)1～28，調(diào)查進(jìn)行前1 d 隨機(jī)抽取號(hào)碼并初步聯(lián)系該機(jī)構(gòu)，與負(fù)責(zé)人溝通第2 天將前往機(jī)構(gòu)收集數(shù)據(jù)，如果機(jī)構(gòu)有不便，則重新抽取編號(hào)，直至有機(jī)構(gòu)愿意配合。護(hù)士納入標(biāo)準(zhǔn)：1）持有國家護(hù)士職業(yè)資格證書的注冊(cè)護(hù)士；2）從事養(yǎng)老工作1 年以上；3）自愿參加本研究者。排除標(biāo)準(zhǔn)：1）研究期間因個(gè)人原因處于休假狀態(tài)；2）近3 個(gè)月經(jīng)歷重大疾病或重大變故，如親人離世、患病、自己經(jīng)歷手術(shù)或患重??；3）學(xué)習(xí)、進(jìn)修或培訓(xùn)的護(hù)士。

1.2 研究方法

1.2.1 初始條目池的構(gòu)建

小組以“文化能力、文化效能、跨文化、多元文化、老年/老年人、護(hù)理”等為主題詞檢索中國知網(wǎng)、維普數(shù)據(jù)庫、萬方數(shù)據(jù)庫及PubMed、Web of Science，總結(jié)影響?zhàn)B老機(jī)構(gòu)護(hù)士文化能力的相關(guān)因素、評(píng)估工具以及理論模型，為后續(xù)擬定訪談提綱和一般資料調(diào)查表做基礎(chǔ)。檢索后總結(jié)發(fā)現(xiàn),大多數(shù)文化能力工具都是基于Campinha-Bacote 文化能力護(hù)理理論[5]發(fā)展而來，該理論是基于萊寧格跨文化護(hù)理理論[6]和佩德森多元文化發(fā)展理論[7]演變而成，最初于1999 年提出，經(jīng)過不斷完善，在2002 年形成較為全面的概述，主要指個(gè)人、家庭和社區(qū)文化背景下的文化遭遇、文化渴望、文化知識(shí)、文化技能和文化意識(shí)5 個(gè)主題。該理論為本研究形成養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士文化能力評(píng)估量表的維度及條目提供理論框架支撐和參考，次級(jí)維度及具體條目以Campinha-Bacote 文化能力護(hù)理理論框架為基礎(chǔ)進(jìn)一步完善。

1.2.2 質(zhì)性訪談

選取13 名在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)工作的護(hù)士進(jìn)行半結(jié)構(gòu)式訪談，探究其照護(hù)老年人的真實(shí)經(jīng)歷，進(jìn)一步明確其文化照護(hù)過程中的經(jīng)驗(yàn)、挑戰(zhàn)及影響因素。在Campinha-Bacote 文化能力護(hù)理理論5 個(gè)主題的基礎(chǔ)上進(jìn)一步拓展得到11 個(gè)副主題詞：文化敏感、文化理解、文與健康有關(guān)的信仰和價(jià)值觀、尋求健康知識(shí)的行為、了解特殊群體疾病發(fā)病率、文化交流、文化照護(hù)計(jì)劃、文化照護(hù)計(jì)劃實(shí)施及評(píng)價(jià)、直接與不同文化背景護(hù)理對(duì)象進(jìn)行互動(dòng)、評(píng)估護(hù)理對(duì)象語言需求、文化動(dòng)機(jī)。

1.2.3 專家函詢法

函詢問卷包括3 個(gè)部分：第1 部分為專家一般資料調(diào)查表；第2 部分為養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士文化能力評(píng)估量表，每個(gè)條目均為正向計(jì)分，每項(xiàng)根據(jù)病人實(shí)際情況從“不符合”至“完全符合”賦值1～5 分，得分越高，表示病人的需求程度越高，并設(shè)置“修改意見”欄；第3 部分為專家自評(píng)表，包括專家對(duì)研究內(nèi)容的熟悉程度（Cs）、判斷依據(jù)(Ca)及其影響程度。采用德爾菲專家函詢法，以郵件的方式發(fā)放及回收問卷。根據(jù)重要性均數(shù)≥3.5分、變異系數(shù)≤0.25 的原則[10-11]，篩選評(píng)估條目，形成第2 輪函詢問卷再次發(fā)放，并結(jié)合專家意見和建議對(duì)問卷各維度下條目進(jìn)行分析、增刪、修改。

1.2.4 正式調(diào)查

問卷包括3 部分內(nèi)容：第1 部分為護(hù)士所在機(jī)構(gòu)性質(zhì)、性別、民族、年齡、從事護(hù)理工作年限、文化程度、婚姻狀況等一般資料；第2 部分為養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士文化能力評(píng)估量表，涵蓋文化遭遇、文化渴望、文化知識(shí)、文化技能和文化意識(shí)5 個(gè)主維度，文化敏感、文化理解、文與健康有關(guān)的信仰和價(jià)值觀、尋求健康知識(shí)的行為、了解特殊群體疾病發(fā)病率、文化交流、文化照護(hù)計(jì)劃、文化照護(hù)計(jì)劃實(shí)施及評(píng)價(jià)、直接與不同文化背景護(hù)理對(duì)象進(jìn)行互動(dòng)、評(píng)估護(hù)理對(duì)象語言需求、文化動(dòng)機(jī)11 個(gè)次維度，36 個(gè)條目，均采用Likert 5 級(jí)評(píng)分法，得分越高，說明知信行水平越好。本次問卷通過面對(duì)面形式發(fā)放，共發(fā)放246 份問卷，回收有效問卷211 份，有效回收率為85.77%。同時(shí)隨機(jī)抽取其中的30 名護(hù)士于2周后進(jìn)行第2 次調(diào)查。

1.2.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用SPSS 軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析。采取臨界比值法（CR）、離散趨勢(shì)法、相關(guān)系數(shù)法進(jìn)行項(xiàng)目分析，通過Cronbach's α 系數(shù)及Guttman Split-Half 系數(shù)評(píng)價(jià)量表的內(nèi)部一致性信度、折半信度和重測(cè)信度。通過專家函詢法、相關(guān)分析法和探索性因子分析評(píng)價(jià)量表的內(nèi)容效度、聚合效度、區(qū)分效度和結(jié)構(gòu)效度。以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

1.2.6 倫理審查

本研究已通過中南大學(xué)湘雅護(hù)理學(xué)院倫理委員會(huì)批準(zhǔn)，倫理號(hào)：E201926。研究對(duì)象在研究之前告知研究目的和研究意義，取得其配合，簽署知情同意書，并告知其隨時(shí)有退出研究的權(quán)利，簽署書面知情同意書后方可進(jìn)入本研究。整個(gè)研究保證研究對(duì)象信息的保密性，課題組安排專人對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行管理，并在數(shù)據(jù)整理和分析的過程中，采用合理的編號(hào)來避免暴露研究對(duì)象的個(gè)人信息。

2 結(jié)果

2.1 專家函詢結(jié)果

本研究共進(jìn)行2 輪專家函詢，第1 輪函詢17 名專家，有效回收15 份問卷，專家積極系數(shù)為88.24%；第2輪發(fā)放15 份問卷，有效回收15 份問卷，專家積極系數(shù)為100.00%。2 輪專家權(quán)威系數(shù)分別為0.880，0.993。2 輪肯德爾和諧系數(shù)分別為0.356，0.409，協(xié)調(diào)性檢驗(yàn)結(jié)果均P＜0.001,專家意見一致性較好。根據(jù)專家意見及重要性評(píng)分，結(jié)合小組討論結(jié)果，最終刪除4 個(gè)條目，對(duì)其他部分條目的內(nèi)容及表述進(jìn)行了修改。最終形成了包含5 個(gè)主維度、11 個(gè)次維度、36 個(gè)條目的初始量表。

2.2 條目分析

2.2.1 臨界比值法

按照量表總分從高到低排序，參照類似研究，取前27%樣本為高分組，后27%樣本為低分組，計(jì)算臨界比（即t值）[9-10]。臨界比越高，表示條目區(qū)分度越好，如條目得分P＞0.05，認(rèn)為該條目的鑒別度較差,考慮刪除[11]。本研究結(jié)果顯示，條目24 因條目得分P=0.098，考慮刪除。

2.2.2 離散趨勢(shì)法

采用各條目得分標(biāo)準(zhǔn)差衡量離散程度，本研究刪除標(biāo)準(zhǔn)差＜1.30 的條目[12]，擬刪除的條目包括條目5～7，12，13，15，22，28，33～35。

2.2.3 相關(guān)分析法

本研究數(shù)據(jù)屬于連續(xù)性變量，使用Pearson 相關(guān)分析法[12]，即計(jì)算每個(gè)條目與其對(duì)應(yīng)維度和總分的Pearson相關(guān)系數(shù)，各條目與其所對(duì)應(yīng)的維度相關(guān)系數(shù)＜0.4 的條目考慮刪除。本研究結(jié)果顯示：擬刪除條目25。

2.2.4 內(nèi)部一致性分析

計(jì)算量表總Cronbach's α 系數(shù)，若刪除某條目后Cronbach's α 系數(shù)變大，則考慮刪除，結(jié)果顯示，沒有任何1 個(gè)條目去除后會(huì)使總量表的Cronbach's α 系數(shù)增大，故未刪除任何條目。

綜上所述，根據(jù)條目分析結(jié)果及小組意見，對(duì)滿足2 條及以上刪除標(biāo)準(zhǔn)的條目予以刪除，最終未刪除任何條目。

2.3 可行性分析

可行性分析主要反映研究對(duì)象對(duì)評(píng)估工具的接受程度及完成質(zhì)量，回收率、完成率均要求＞85%，量表的完成時(shí)間控制在20 min 以內(nèi)[8,13-14]。本次共發(fā)放246份問卷，收回237 份問卷，其中有效問卷211 份?；厥章蕿?6.34%，有效率為85.77%，均＞85%；本研究所有護(hù)士量表完成時(shí)間均＜15 min。說明構(gòu)建的養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士文能力評(píng)估量表具有良好的可行性。

2.4 信度檢驗(yàn)

本量表總Cronbach's α 系數(shù)為0.937（＞0.8），各維度系數(shù)均＞0.7；Guttman 折半信度系數(shù)為0.891,0.884；2 周后進(jìn)行再次調(diào)查，總量表組內(nèi)相關(guān)系數(shù)值（ICC）為0.936，均P＜0.001，各維度相關(guān)系數(shù)為0.736～0.971，均＞0.7，重測(cè)信度為0.936，總量表及其條目具有良好的信度。

2.5 效度檢驗(yàn)

2.5.1 結(jié)構(gòu)效度

采用探索性因子分析法檢驗(yàn)，本研究KMO 值為0.894，Bartlett 球形度檢驗(yàn)χ2值為3 218.641(P＜0.001），表示適合做探索性因子分析。采用主成分分析法，通過最大方差正交旋轉(zhuǎn)優(yōu)化公因子，按特征值＞1 提取出文化遭遇、文化知識(shí)、文化意識(shí)、文化技能、文化渴望5 個(gè)公因子，累計(jì)貢獻(xiàn)率為50.024%。各條目在各公因子上載荷值均＞0.4，各條目因子載荷值詳見表2。

表2 養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士文化能力評(píng)估量表探索性因子分析（載荷值）

2.5.2 聚合效度與區(qū)分效度

結(jié)果顯示，各條目與其所在維度的相關(guān)系數(shù)為0.447～0.859，均＞0.4，說明聚合效度良好；且各條目與所在維度的相關(guān)性大于其與其他維度的相關(guān)性，說明區(qū)分效度良好；各條目與總量表之間的相關(guān)系數(shù)為0.587～0.620（均P＜0.05)，詳見表3。

表3 養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士文化能力評(píng)估量表聚合效度和區(qū)分效度

2.5.3 內(nèi)容效度

本研究邀請(qǐng)參與完2 輪專家函詢的5 名專家評(píng)價(jià)問卷內(nèi)容效度，該問卷各條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)（I-CVI）為0.800～1.000；量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)（S-CVI）為0.916；表明問卷具有較好的內(nèi)容效度。

3 討論

3.1 養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士文化能力評(píng)估量表為養(yǎng)老機(jī)構(gòu)核心服務(wù)能力提升干預(yù)管理提供了有效的評(píng)估工具

改革開放促進(jìn)了我國從農(nóng)村到城市、從內(nèi)地到沿海、從國外到國內(nèi)多類型居民的流動(dòng)[15]，這些流動(dòng)打破了傳統(tǒng)地區(qū)原有的單一文化、習(xí)俗、宗教結(jié)構(gòu)，帶來了新的民族特色和地域特點(diǎn)。這使得我國許多醫(yī)療照護(hù)機(jī)構(gòu)要面對(duì)來自不同國家、地區(qū)、民族、文化背景的病人，護(hù)理人員處于多元文化情境中的時(shí)間和概率也隨之增加。養(yǎng)老機(jī)構(gòu)作為一個(gè)特殊的醫(yī)養(yǎng)一體照護(hù)機(jī)構(gòu)，護(hù)士不僅要面對(duì)文化背景復(fù)雜的群體，更要在護(hù)理過程中注重老年人生理心理特點(diǎn)。相關(guān)研究表明，在少數(shù)民族地區(qū)，漢族老年人的焦慮、抑郁等心理問題更突出[16]；一項(xiàng)我國與德國老年人的比較研究發(fā)現(xiàn)，兩國老年人的情感強(qiáng)度均受文化和年齡的影響[17]。老年人生活質(zhì)量與其接受的多元文化護(hù)理密切相關(guān)，這就要求護(hù)士在為老年人提供護(hù)理時(shí)，要關(guān)注其文化背景所帶來的影響[18]。養(yǎng)老機(jī)構(gòu)質(zhì)量與其護(hù)士的核心能力密切相關(guān)[19]，而文化能力恰好是核心能力的重要組成部分。護(hù)士具備一定的文化能力，可為其在護(hù)理老年人的過程中，根據(jù)老年人文化背景特點(diǎn)，提供個(gè)性化的多元文化服務(wù)，從而提升老年人的滿意度、服藥依從性，從而提升機(jī)構(gòu)整體服務(wù)質(zhì)量。然而，目前我國老年護(hù)理領(lǐng)域多元文化護(hù)理的重視程度不高，一方面缺少師資、教材、有效的評(píng)價(jià)工具等基礎(chǔ)支持；另一方面我國尚未建立健全的多元文化護(hù)理質(zhì)量評(píng)價(jià)體系，無法確保多元文化護(hù)理實(shí)施的有效性，從而影響了多元文化護(hù)理的發(fā)展。為此，本研究構(gòu)建了養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士文化能力評(píng)估量表，內(nèi)容涵蓋了護(hù)士文化能力相關(guān)的知識(shí)、技能及行為等多個(gè)維度，為養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士文化能力提升和機(jī)構(gòu)管理提供了有效的評(píng)估工具。

3.2 養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士文化能力評(píng)估量表具有一定的科學(xué)性

本研究通過文獻(xiàn)研究、小組討論、質(zhì)性訪談得出養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士文化能力的基本框架，該框架主要明確了量表主維度和次維度的內(nèi)涵及定義。在此框架基礎(chǔ)上，基于Campinha-Bacote 理論、布魯姆和加涅的學(xué)習(xí)分類理論，結(jié)合質(zhì)性訪談的內(nèi)容，得出包括文化意識(shí)（文化敏感、文化理解）、文化知識(shí)（與健康有關(guān)的信仰和價(jià)值觀、尋求健康知識(shí)的行為、理解老年人特殊疾病發(fā)病率）、文化技能（文化交流、文化照護(hù)計(jì)劃、文化照護(hù)計(jì)劃的實(shí)施及評(píng)價(jià)）、文化遭遇（與不同文化背景群體進(jìn)行互動(dòng)、明確老年人語言需求）及文化渴望（文化動(dòng)機(jī)）5 個(gè)主維度和11 個(gè)次維度。在各維度具體內(nèi)容的引導(dǎo)下，以布魯姆和加涅的學(xué)習(xí)結(jié)果目標(biāo)分類理論，對(duì)質(zhì)性訪談的內(nèi)容運(yùn)用主題分析法進(jìn)行分析，結(jié)合國內(nèi)外相關(guān)文化能力評(píng)估工具的指導(dǎo)下構(gòu)建條目池。條目池形成后，為了保證其權(quán)威性和科學(xué)性，進(jìn)行2 輪德爾菲專家函詢，對(duì)量表?xiàng)l目進(jìn)行定性考評(píng)。在專家對(duì)量表定性考評(píng)后，進(jìn)行小樣本預(yù)試驗(yàn)，采用臨界值分法、離散趨勢(shì)法、相關(guān)系數(shù)法、Cronbach's α 系數(shù)對(duì)量表的條目進(jìn)行了量性篩選，任一條目滿足2 條及以上刪除標(biāo)準(zhǔn)則予以刪除。以上多種方法相結(jié)合的選擇途徑，不僅保證了被選條目的質(zhì)量，還從不同角度和目的對(duì)條目進(jìn)行了篩選，最終納入條目再結(jié)合本領(lǐng)域相關(guān)知識(shí)和實(shí)踐需求進(jìn)行取舍。最后，在經(jīng)過定性和定量考評(píng)后，共刪除4 個(gè)條目，保留36 個(gè)條目。該量表?xiàng)l目數(shù)適中，易于理解，可在20 min 內(nèi)完成自評(píng)，具有較強(qiáng)的可操作性。在專家函詢過程和現(xiàn)場預(yù)試驗(yàn)中對(duì)條目的語言經(jīng)過多次潤色，以求量表在保證科學(xué)性的基礎(chǔ)上，兼具一定的實(shí)用性。

3.3 養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士文化能力評(píng)估量表具有良好的信效度

結(jié)合實(shí)際情況，本研究采用重測(cè)信度、折半信度和Cronbach's α 系數(shù)考評(píng)量表信度。Cronbach's α 系數(shù)為0～1，系數(shù)越大，信度越高,一般認(rèn)為其＞0.9，說明該量表理想，可以推廣使用；對(duì)于分量表，＞0.7 表明層面和構(gòu)念合理[20]。本研究量表總Cronbach's α 系數(shù)為0.937，各維度系數(shù)均＞0.7，說明該量表具有良好的一致性。本研究折半信度Cronbach's α 系數(shù)分別為0.891和0.884，相關(guān)系數(shù)為0.821，均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）。折半信度＞0.7 則信度較好，說明量表具的折半信度較好。本研究的重測(cè)信度為0.936，各維度相關(guān)系數(shù)為0.736～0.971，均大于＞0.7，且均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），說明前后2 次測(cè)量結(jié)果具有較高的一致性，量表的重測(cè)信度尚可。綜上可知，本研究構(gòu)建的量表具有良好的可靠性、穩(wěn)定性和一致性。

本研究通過專家函詢獲得量表的內(nèi)容效度，在專家函詢過程中，各專家具有良好的積極性和權(quán)威性，專家意見集中程度和協(xié)調(diào)程度也趨于一致，可說明該測(cè)量工具具有良好的內(nèi)容效度。本研究采用探索性因子分析提取出5 個(gè)公因子，可解釋總方差的50.024%。一般規(guī)定公因子累計(jì)方差貢獻(xiàn)率至少達(dá)40%，且每個(gè)條目在其中一個(gè)公因子上有較高的負(fù)荷值而在其他公因子上的負(fù)荷值較低，這樣可以認(rèn)為該問卷有較好的結(jié)構(gòu)效度[21]。因子負(fù)荷值目前尚無絕對(duì)標(biāo)準(zhǔn)，有研究以0.3 作為入選因子矩陣的標(biāo)準(zhǔn)，也有研究以0.4 或0.5作為標(biāo)準(zhǔn)[22]。本研究采用因子負(fù)荷值為0.4 的標(biāo)準(zhǔn)，5個(gè)維度在其所對(duì)應(yīng)維度上的因子負(fù)荷值均＞0.4，采用方差最大旋轉(zhuǎn)后的結(jié)果與理論構(gòu)想基本一致。結(jié)合專業(yè)領(lǐng)域分析，該因子分析結(jié)果與最初構(gòu)想一致。此外，各條目與其所在維度的相關(guān)系數(shù)均＞0.4，且各條目與所在維度的相關(guān)性大于其與其他維度的相關(guān)性，各條目與總分之間的相關(guān)系數(shù)為0.587～0.620，均P＜0.05，提示該量表具有良好的聚合效度和區(qū)分效度[23]。綜上所述，本研究構(gòu)建的量表具有良好的信效度。

4 小結(jié)

本研究嚴(yán)格遵循量表構(gòu)建原則，基于Campinha-Bacote理論，結(jié)合文獻(xiàn)回顧、半結(jié)構(gòu)式訪談構(gòu)建養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士文化能力條目池，通過德爾菲法對(duì)條目進(jìn)一步修改及完善，對(duì)量表進(jìn)行項(xiàng)目分析及信效度檢驗(yàn)，最終形成包含5 個(gè)主維度、11 個(gè)次維度、36 個(gè)條目的養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士文化能力評(píng)估量表，該量表實(shí)現(xiàn)了針對(duì)養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士這一特殊群體的多維度、全方面的文化能力評(píng)估，可為養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士文化能力評(píng)估和培訓(xùn)模式的構(gòu)建提供參考依據(jù)。本研究構(gòu)建的養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)士文化能力量表為自評(píng)量表，在實(shí)際應(yīng)用中應(yīng)結(jié)合客觀評(píng)價(jià)指標(biāo)及他評(píng)指標(biāo)，將更有助于確保評(píng)價(jià)結(jié)果的科學(xué)性和全面性。此外，本研究的調(diào)查對(duì)象存在地域局限和選擇偏倚，今后可增加樣本量和樣本的多樣性，在全國進(jìn)一步大范圍驗(yàn)證該量表的可靠性。