教育氛圍量表的漢化及信效度檢驗(yàn)

郎 茜，居丹丹，曾鐵英

1.華中科技大學(xué)同濟(jì)醫(yī)學(xué)院附屬同濟(jì)醫(yī)院，湖北 430030；2.華中科技大學(xué)同濟(jì)醫(yī)學(xué)院護(hù)理學(xué)院

教育氛圍是指教育環(huán)境內(nèi)學(xué)習(xí)文化、教育理念、價(jià)值觀導(dǎo)向等精神文化綜合體[1]，是教育環(huán)境的重要構(gòu)成部分。教育氛圍能夠直接影響護(hù)生學(xué)習(xí)行為、學(xué)習(xí)體驗(yàn)和學(xué)習(xí)效果，如消極的教育氛圍能直接減少學(xué)習(xí)投入[2]、導(dǎo)致更嚴(yán)重的工作倦怠[3-4]，降低從事臨床工作的積極性[5]，損害護(hù)生的學(xué)習(xí)效果和身心健康。本科護(hù)生是未來臨床護(hù)理工作者的主力軍，評(píng)估其對(duì)教育氛圍的感知，對(duì)護(hù)理教育者改善不良的教育氛圍、保障本科護(hù)理教育質(zhì)量有重要意義。目前，國(guó)內(nèi)外由于缺乏教育氛圍的特異性評(píng)估工具，大部分相關(guān)研究使用教育環(huán)境調(diào)查表（Dundee Ready Education Environment Measure，DREEM）側(cè)面了解教育氛圍，但無法得知教育氛圍的導(dǎo)向性。2017 年，Krupat 等[6]基于Dweck 思維理論開發(fā)了教育氛圍量表（Educational Climate Inventory,ECI），專用于評(píng)估醫(yī)學(xué)院的教育氛圍，已在美國(guó)醫(yī)學(xué)院中初步應(yīng)用[7-8]，但尚未檢索到在護(hù)生中的相關(guān)研究。因此，本研究旨在漢化形成中文版ECI，并在本科護(hù)生中檢測(cè)其信效度，為我國(guó)評(píng)估護(hù)理學(xué)院教育氛圍、制定教育氛圍改進(jìn)策略提供基礎(chǔ)。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象

選取湖北省5 所設(shè)有護(hù)理學(xué)院的本科院校護(hù)生進(jìn)行調(diào)查。納入標(biāo)準(zhǔn)：護(hù)理專業(yè)在讀本科生；大學(xué)2 年級(jí)及以上；同意參與研究。樣本量計(jì)算：因子分析的樣本量一般要求為條目數(shù)5～10 倍[9]，驗(yàn)證性因子分析樣本量≥200，以20%的無效樣本計(jì)算，樣本量應(yīng)不低于250 例。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表

經(jīng)課題組討論后設(shè)計(jì)，包括研究對(duì)象的年齡、性別、年級(jí)、學(xué)校所屬招錄批次、學(xué)校辦學(xué)性質(zhì)。

1.2.2 中文版ECI

1.2.2.1 量表介紹

ECI 由Krupat 等[6]根 據(jù)Dweck 思 維 理 論 研 制，用于評(píng)估學(xué)生對(duì)所處醫(yī)學(xué)院教育氛圍的感知。Dweck等[10-11]在思維理論中提出教育氛圍有兩種導(dǎo)向：一種是以學(xué)習(xí)過程為導(dǎo)向，即注重能力的鍛煉和積累，此氛圍鼓勵(lì)學(xué)生建立批判性思維，從外界反饋中反思獲得自我提升；另一種是以學(xué)習(xí)成績(jī)?yōu)閷?dǎo)向，即注重學(xué)生能力的表現(xiàn)，此氛圍中學(xué)生會(huì)試圖隱藏自己的不足，逃避負(fù)面反饋，假裝表現(xiàn)得自信。量表包括3 個(gè)維度，共20個(gè)條目，采用Likert 4 級(jí)評(píng)分法，從“非常同意”到“非常不同意”計(jì)4～1 分。維度1 為以學(xué)習(xí)為中心和彼此尊重（條目1、條目3、條目5、條目7、條目9、條目12、條目14、條目17、條目19～20），采用正向計(jì)分；維度2 為競(jìng)爭(zhēng)和壓力（條目4、條目10～11、條目13、條目15、條目18），采用負(fù)向計(jì)分；維度3 為被動(dòng)學(xué)習(xí)和識(shí)記（條目2、條目6、條目8、條目16），采用負(fù)向計(jì)分。量表總分越高表示教育氛圍越偏向以學(xué)習(xí)過程為導(dǎo)向，越低表示教育氛圍越偏向以學(xué)習(xí)成績(jī)?yōu)閷?dǎo)向。3 個(gè)維度的Cronbach's α 系數(shù)為0.71～0.88，總體Cronbach's α 系數(shù)為0.95，內(nèi)部一致性良好。

1.2.2.2 量表翻譯

基于Brislin 翻譯模型對(duì)量表進(jìn)行翻譯[12]。1）授權(quán)：向原量表作者發(fā)送郵件，獲得量表使用權(quán)。2）正譯：由2 名翻譯人員（1 名為英語翻譯專業(yè)碩士研究生，1 名為護(hù)理專業(yè)碩士研究生）將原量表獨(dú)立翻譯成中文，形成2 份翻譯量表，與另1 名護(hù)理學(xué)博士共同討論2 份翻譯版量表和原量表，綜合形成翻譯版量表A。3）回譯：請(qǐng)2 名未接觸過原量表的專家（1 名為英語專業(yè)大學(xué)教師，1 名為精通英語的護(hù)理專業(yè)大學(xué)教師），對(duì)翻譯版量表A 進(jìn)行回譯，形成2 個(gè)回譯版量表，請(qǐng)1 名英語基礎(chǔ)良好且從事護(hù)理教育10 年以上的護(hù)理專家將2 份回譯版量表及原量表的語言進(jìn)行比對(duì)后，綜合形成回譯版量表B，向原量表作者發(fā)送回譯版量表B咨詢意見，根據(jù)原作者的建議，調(diào)整形成中文版ECI。4）文化調(diào)適：采用電子郵件邀請(qǐng)9 名護(hù)理教育、醫(yī)學(xué)教育專家對(duì)中文版ECI 條目的簡(jiǎn)潔性、清晰性，條目與其所屬維度的相關(guān)性等方面進(jìn)行評(píng)價(jià)，采用4 級(jí)評(píng)分法。專家年齡為（47.11±7.83）歲；工作年限為（26.44±8.65）年；博士3 人，碩士6 人；正高級(jí)4 人，副高級(jí)5 人；擔(dān)任研究生導(dǎo)師8 人。課題組根據(jù)專家咨詢意見進(jìn)行整理和討論，形成下1 輪專家咨詢問卷，直至專家意見達(dá)成一致，形成中文版ECI 終稿。本研究共進(jìn)行2 輪專家咨詢。

1.3 資料收集方法

于2022 年11 月—2023 年1 月，采用網(wǎng)上問卷調(diào)查法收集資料。以問卷星制作電子問卷，設(shè)置首題為知情同意選項(xiàng)，詳細(xì)解釋本研究的研究目的和意義等內(nèi)容，強(qiáng)調(diào)所有調(diào)查內(nèi)容僅用于課題研究，不會(huì)泄露被調(diào)查者的隱私。選擇“同意”的調(diào)查對(duì)象方可進(jìn)入正式作答頁面，若選擇“不同意”則自動(dòng)退出，終止作答。剔除標(biāo)準(zhǔn)：?jiǎn)柧磉x項(xiàng)重復(fù)率超過70%；問卷答案間存在明顯邏輯錯(cuò)誤；問卷作答時(shí)間＜100 s。共發(fā)放問卷812份，回收有效問卷732 份，有效回收率為90.15%。2 周后在接受調(diào)查的護(hù)生中隨機(jī)選取20 人再次調(diào)查，計(jì)算重測(cè)信度。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

對(duì)問卷星導(dǎo)出研究數(shù)據(jù)的Excel 表格進(jìn)行整理。采用SPSS 26.0 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。符合正態(tài)分布的定量資料使用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差（±s）表示，定性資料使用頻數(shù)、百分比（%）表示。項(xiàng)目分析采用臨界比值法、Pearson 相關(guān)系數(shù)法。信度分析采用總量表及各維度的Cronbach's α 系數(shù)、折半信度、重測(cè)信度評(píng)價(jià)量表的信度。效度分析采用因子分析法進(jìn)行結(jié)構(gòu)效度分析，采用專家對(duì)條目與維度的相關(guān)性評(píng)價(jià)進(jìn)行內(nèi)容效度分析，計(jì)算條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)（I-CVI）及平均量表內(nèi)容效度指數(shù)（S-CVI/Ave）。

2 結(jié)果

2.1 本科護(hù)生一般資料

護(hù)生年齡為（20.31±1.57）歲；女585 人，男147人；大 學(xué)2 年 級(jí)234 人（32.0%），大 學(xué)3 年 級(jí)310 人（42.3%），大學(xué)4 年級(jí)及以上188 人（25.7%）；來自一本院校290 人（39.6%），二本院校442 人（60.4%）；就讀學(xué)校為公辦性質(zhì)498 人（68.0%），民辦性質(zhì)234 人（32.0%）。

2.2 項(xiàng)目分析

將量表總分排序的前27%及后27%分別設(shè)為低分組和高分組，采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，高分組和低分組各條目得分比較差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，臨界值比率為10.03～16.45（P＜0.001），提示條目具有較好區(qū)分度。Pearson 相關(guān)系數(shù)法結(jié)果顯示，各條目得分與量表總分的相關(guān)系數(shù)為0.46～0.65（P＜0.01），提示條目具有較好代表性，所有條目均予以保留。

2.3 量表效度

2.3.1 結(jié)構(gòu)效度

隨機(jī)抽取約50%問卷（n=366）進(jìn)行探索性因子分析，剩余問卷（n=366）使用MPLUS 8.3 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。探索性因子分析結(jié)果顯示，KMO值為0.90,Bartlett's 球形檢驗(yàn)顯示χ2值為3 435.07（P＜0.001），提示適合做因子分析。采用主成分分析法和最大方差旋轉(zhuǎn)法，提取特征根＞1 的公因子。第1次探索性因子分析后，提取出3 個(gè)公因子，發(fā)現(xiàn)條目8在因子2 與因子3 的因子載荷值均＞0.4，且二者差值＜0.2，為雙載荷條目；條目16 在每個(gè)因子上的因子載荷值＜0.4。依據(jù)因子分析的條目篩選標(biāo)準(zhǔn)[13]（條目的因子載荷值≥0.4 且不是多重載荷），課題組討論后刪除條目8 與條目16。刪除條目后對(duì)剩余18 個(gè)條目量表進(jìn)行第2 次探索性因子分析，提取出3 個(gè)公因子，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為58.00%＞50%，條目因子載荷為0.55～0.84，不存在雙載荷，符合抽取標(biāo)準(zhǔn)，見表1。與原量表比較，條目4 歸屬由因子2 調(diào)整為因子3，其余條目及其所屬因子未發(fā)生改變。根據(jù)Dweck 思維理論、條目意義和漢語語言習(xí)慣，重新命名因子1 為注重成長(zhǎng)與彼此尊重，因子2 為爭(zhēng)強(qiáng)好勝，因子3 為被動(dòng)學(xué)習(xí)。將剩余366 個(gè)樣本采用驗(yàn)證性因子分析驗(yàn)證三因子模型的結(jié)構(gòu)效度，初始模型擬合度不理想。依據(jù)最大的1個(gè)修正指數(shù)進(jìn)行模型修正，增加1 條殘差路徑（e1 與e3）。修正后模型擬合指標(biāo)：χ2/ν為2.25，近似誤差均方根(RMSEA)為0.059，比較擬合指數(shù)(CFI)為0.91，Tucker-Lewis 指 數(shù)（TLI）為0.90，結(jié) 構(gòu) 方 程 模 型見圖1。

圖1 中文版ECI 結(jié)構(gòu)方程模型

表1 中文版ECI 的因子載荷

2.3.2 內(nèi)容效度

根據(jù)9 名專家對(duì)量表?xiàng)l目和維度的相關(guān)性評(píng)價(jià)計(jì)算，中 文 版ECI 的I-CVI 為0.89～1.00，S-CVI/Ave為0.99。

2.4 量表信度

本研究測(cè)得18 個(gè)條目的中文版ECI 總體Cronbach's α 系 數(shù) 為0.88，各 維 度Cronbach's α 系 數(shù) 分 別 為0.92，0.79，0.62。折半信度為0.84，重測(cè)信度相關(guān)系數(shù)為0.91。

3 討論

3.1 中文版ECI 信效度良好

信度是指測(cè)量工具的一致性和穩(wěn)定性[14]。Cronbach's α 系數(shù)用于反映各條目對(duì)同一個(gè)概念的反應(yīng)情況 是 否 一 致。Cronbach's α 系 數(shù) 為0.60～0.80 認(rèn) 為 量表內(nèi)在一致性較好，Cronbach's α 系數(shù)＞0.8 認(rèn)為量表內(nèi)在一致性極好[14]。本研究中量表總Cronbach's α 系數(shù)為0.88，折半信度為0.84，各維度的Cronbach's α 系數(shù)為0.62～0.92，提示量表及各維度均具有較好的內(nèi)在一致性；2 周后的重測(cè)信度相關(guān)系數(shù)為0.91，提示量表跨時(shí)間穩(wěn)定性好。效度是指某一測(cè)量工具調(diào)查結(jié)果的有效性，通常使用內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度來衡量[9]。依據(jù)I-CVI≥0.78、S-CVI/Ave≥0.90 的內(nèi)容效度常用評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，本研究中I-CVI 為0.89～1.00，S-CVI/Ave為0.99，提示量表的內(nèi)容效度良好，各條目能準(zhǔn)確評(píng)估學(xué)生對(duì)教育氛圍的感知[15]。本研究采用主成分分析法和最大方差旋轉(zhuǎn)法行探索性因子分析，抽取到3 個(gè)特征根＞1 的公因子。與原量表相比，除條目4 從歸屬于因子2 調(diào)整為因子3，無其他差異。原因可能是：我國(guó)護(hù)生與美國(guó)醫(yī)學(xué)生的教育環(huán)境、培養(yǎng)方式等有較大區(qū)別，存在文化差異；本研究的樣本量為732 例，小于原量表開發(fā)時(shí)的樣本量1 441 例[6]，樣本量差異可能會(huì)導(dǎo)致效度分析結(jié)果不同，未來研究中可使用更大的樣本量進(jìn)一步驗(yàn)證[16]。將三因子模型的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果與常用測(cè)量學(xué)標(biāo)準(zhǔn)比較[17]，三因子模型擬合理想，提示量表結(jié)構(gòu)效度較好。

3.2 中文版ECI 的意義和價(jià)值

教育氛圍對(duì)護(hù)理教育質(zhì)量有重要意義。在以學(xué)習(xí)成績(jī)?yōu)閷?dǎo)向的教育氛圍中，護(hù)生更容易對(duì)教育氛圍產(chǎn)生消極感知[6]，選擇效率低下的學(xué)習(xí)方法[18-19]，導(dǎo)致更重的壓力和倦怠[4,20]，打擊護(hù)生的學(xué)習(xí)積極性，降低學(xué)習(xí)效果。此外，教育氛圍導(dǎo)向形成與評(píng)價(jià)學(xué)生的方式密切相關(guān)[6]。受限于學(xué)習(xí)成績(jī)一直是我國(guó)評(píng)價(jià)本科護(hù)生的主要依據(jù)[21]，我國(guó)護(hù)理教育氛圍很可能已在一定程度向以學(xué)習(xí)成績(jī)?yōu)閷?dǎo)向傾斜，對(duì)我國(guó)本科護(hù)理教育質(zhì)量造成不良影響。因此，關(guān)注、評(píng)估教育氛圍導(dǎo)向?qū)α私馕覈?guó)本科護(hù)理教育氛圍現(xiàn)狀、保障護(hù)生的學(xué)習(xí)質(zhì)量和身心健康至關(guān)重要。目前，我國(guó)對(duì)護(hù)理教育氛圍的研究尚處于探索階段，中文版ECI 能有效評(píng)估本科護(hù)生對(duì)護(hù)理教育氛圍的感知，為我國(guó)開展本科護(hù)理教育氛圍研究提供基礎(chǔ)，也為護(hù)理教育者判斷教育氛圍導(dǎo)向、制定教育氛圍的改進(jìn)措施提供依據(jù)。

4 小結(jié)

本研究對(duì)ECI 進(jìn)行漢化，并在本科護(hù)生驗(yàn)證其信效度，結(jié)果表明中文版ECI 在本科護(hù)生中有良好的信效度，可用于評(píng)估本科護(hù)生對(duì)其所處護(hù)理學(xué)院教育氛圍的感知。由于本研究地區(qū)局限于湖北省，未來的研究應(yīng)擴(kuò)大樣本收集范圍和樣本量，進(jìn)一步驗(yàn)證中文版ECI 的信效度。