腦卒中患者保護動機問卷的編制及信效度檢驗

朱荷燕，葛麗娜，陳丹鈴

溫州市中心醫院，浙江溫州 325000

腦卒中是世界性常見的慢性疾病，也是導致人口死亡及殘疾的主要疾病之一[1]。保護動機理論是近年來在健康信念模式理論上發展起來的，該理論認為保護動機是個體通過威脅評估和應對評估兩方面的綜合評估而形成的決策[2]。威脅評估是個體對不健康行為的評估，包含易感性、嚴重性、內部回報和外部回報。應對評估是個體避免和應對危險的能力，包含反應效能、自我效能和反應代價[3]。研究表明，保護動機理論能較好地解釋和預測慢性疾病患者接受健康行為的可能性，且經過保護動機理論干預后患者接受健康行為的可能性提高[4-5]。腦卒中患者保護動機，即積極預防、避免和應對腦卒中高危因素，評估不健康行為，其有利于促進個體的健康行為形成，減少疾病發病率和致殘率[3]。目前國內缺乏評估腦卒中患者保護動機的相關工具。因此，本研究擬編制腦卒中患者保護動機問卷，為醫護人員評估腦卒中患者保護動機水平提供有效的測量工具。現報告如下。

1 研究方法

1.1 建立問卷條目池

條目池的建立是以保護動機理論為基礎，通過文獻研究，并參考中國腦血管疾病防治指南[6]，以及目前現有的其他慢性疾病患者保護動機的相關評估工具，形成腦卒中患者保護動機問卷的條目池，初擬易感性、嚴重性、內部回報、外部回報、反應效能、自我效能和反應代價7個維度，共45個條目，采用Likert 5級評分法，1～5分分別表示“非常不同意”至“非常同意”，總分45～225分，得分越高，表明腦卒中患者的保護動機水平越高。

1.2 專家咨詢

本研究運用德爾菲法進行專家咨詢。專家入選標準：神經內科工作10年以上，副高及以上職稱，自愿參與本研究，能在規定的時間內完成兩輪專家咨詢。本研究共納入專家15名，其中醫生5名，護理人員10名；年齡36～57歲，平均年齡(43.47±6.13)歲；工作年限16～35年，平均工作年限(22.87±5.76)年；本科7名，碩士5名，博士3名；副主任醫師1名，副主任護師5名，主任醫師4名，主任護師5名。專家對各條目的內容效度進行評定，采用Likert 4級評分法，1～4分分別表示“不相關”至“非常相關”，并給出修改意見。經過第1輪專家咨詢，專家對原始條目如“工作壓力大，工作回報多，影響生活”等8個條目的分歧較大，故刪除。修改2個條目，原始條目22“我確信我能夠進行有規律鍛煉”表述不準確，修改為“我確信我能夠保持規律鍛煉的習慣”；原始條目28“覺得病情很難治愈，給家庭帶來負擔”的表述修改為“由于腦卒中很難康復，覺得自己給家庭造成了負擔”。合并4個條目為2個條目，原始條目7“我相信自己能改變飲食習慣”和原始條目8“我有意識改變自己的飲食習慣”，合成并修改為“我確信我能夠改變自己的不良飲食習慣”；原始條目35“控制血壓可以改善預后”和原始條目36“控制血糖可以改善預后”，合成并修改為“控制血壓、血糖可以減少腦卒中的發生”。將修改后的條目進行第2輪咨詢后，專家意見較為統一，未作修改，結束咨詢，最終得到35個條目的腦卒中患者保護動機測試版問卷。本研究共進行兩輪專家咨詢，兩輪回收率均為100%，專家積極性較高。第1輪咨詢各條目變異系數為0.129～0.368，第2輪咨詢各條目變異系數為0.185～0.242，專家意見較集中；兩輪協調系數分別為0.106、0.095(P<0.05)，說明專家咨詢意見一致性較好；兩輪咨詢專家權威系數均為0.935，說明專家權威程度較高。

1.3 語義分析

抽取10例腦卒中患者對測試版問卷進行小范圍調查，測試患者對問卷條目的理解程度、填寫問卷所需時間等。結果顯示，問卷填寫時間為5～8 min，10例患者均表示對問卷的理解良好。

1.4 預調查

1.4.1調查對象

采用便利抽樣選取2017年11月至2018年11月溫州市某三級甲等醫院260例腦卒中患者為研究對象。納入標準：符合腦卒中診斷標準[6]；經頭顱CT 和/或MRI證實顱內存在與本次發病的相關病灶；意識清楚，能夠正確表達自身意愿；自愿參與本研究。排除標準：合并有重要器官(如肝、肺、腎)功能損害或其他嚴重的慢性疾病，既往有嚴重認知功能障礙者。

1.4.2資料收集

由研究者本人采用統一的指導語向患者解釋研究的目的、步驟，說明問卷填寫的注意事項。患者采用匿名方式自行填寫，或由研究者不帶任何誘導性地詢問患者，代為填寫，填寫完畢當場回收。本次共發放問卷260份，回收有效問卷235份，有效回收率90.38%。235例患者中男142例，女93例；年齡41～76歲，平均(60.93±13.87)歲；學歷為小學及以下76例，初中85例，中專及高中58例，大學及以上16例；缺血性腦卒中217例，出血性腦卒中18例；病程3～169個月，平均(80.36±89.72)個月。

1.5 問卷的信效度檢驗

采用臨界比值法、相關分析法進行項目分析；效度分析采取專家咨詢檢驗問卷的內容效度，探索性因子分析檢驗問卷的結構效度；采用Cronbach’α系數和重測信度檢驗問卷的信度。

2 結果

2.1 項目分析

采用Pearson相關分析計算問卷各條目得分與總分間的相關系數，結果顯示，各條目得分與總分的相關系數為0.327～0.527，均有統計學意義(P<0.05)。將腦卒中患者保護動機問卷各條目得分從高到低排列，前27%為高分組，后27%為低分組，采用獨立樣本t檢驗分析高分組和低分組的得分差異。結果顯示，除條目11“遺傳因素是引發腦卒中的危險因素”(t=0.601，P=0.549)；條目15“覺得服用的藥物不良反應很大”(t=0.090，P=0.928)；條目26“覺得難以堅持規律的門診復查”(t=0.124，P=0.902)”外，其他條目在高分組和低分組上的得分差異有統計學意義(P<0.05)。故刪除條目11、15、26。

2.2 效度分析

2.2.1內容效度

經專家評定，問卷各條目的內容效度(item-content validity index，I-CVI)為0.875～1.000，問卷總體的內容效度(scale-content validity index/average，S-CVI/Ave)值為0.914。

2.2.2結構效度

采用探索性因子分析評價問卷的結構效度。問卷的KMO和Bartlett球形檢驗(KMO=0.823，Bartlett=6 955.615，df=528，P<0.001)提示相關矩陣不是一個單位矩陣，適合進行因子分析[7]。采用主成分分析法，經正交旋轉，提取特征值大于1的公因子。結果顯示，共提取7個公因子，累計方差貢獻率為77.811%，條目20“精神壓力大可以增加腦卒中的發生率”在所有公因子上的載荷量均<0.4，故刪除該條目。見表1。

2.3 信度分析

保護動機問卷包括31個條目，問卷總體Cronbach’sα系數為0.847，重測信度為0.908，各維度Cronbach’sα系數為0.844～0.941，重測信度為0.892～0.957，見表2。

表1 腦卒中患者保護動機問卷各條目的因子載荷

表2 腦卒中患者保護動機問卷信度分析

3 討論

3.1 腦卒中患者保護動機問卷的項目分析

本研究主要采用臨界比值法和相關分析法進行項目分析。臨界比值法結果顯示，除條目 11、15、26外，其他條目在高分組和低分組上的得分比較，差異均有統計學意義(P<0.05)，表明問卷具有較好的項目區分度，能夠區分不同水平的腦卒中患者保護動機。相關性分析結果顯示，問卷各條目得分與總分的相關系數為0.327～0.527，有統計學意義(P<0.05)，表明問卷各條目測定內容與問卷整體測定內容具有較好的一致性。

3.2 腦卒中患者保護動機問卷具有良好的效度

內容效度是測量工具實際測到的內容與所要測量的內容的吻合程度，通常由專家評定，一般情況下，當I-CVI≥0.78，S-CVI/Ave≥0.90認為量表具有良好的內容效度[8]。本研究編制的問卷I-CVI為0.875～1.000，S-CVI/Ave為0.914，說明內容效度良好。本研究采用探索性因子分析檢驗問卷的結構效度。結果顯示，條目20在所有公因子上的載荷量均<0.4，故刪除條目20，其他條目的公因子載荷量均>0.4，且無雙載荷現象，因子分析共提取7個特征值大于1的公因子，累計方差貢獻率為77.811%。這與保護動機理論七個方面相吻合，說明問卷具有較好的結構效度。

3.3 腦卒中患者保護動機問卷具有良好的信度

采用Cronbach’sα系數評價問卷的內部一致性。一般而言，>0.8表示內部一致性甚佳，0.6～0.8表示較好，<0.6表示較差[9]。本研究問卷總體的Cronbach’sα系數為0.847，各維度的Cronbach’sα系數為0.844～0.941，說明問卷的內部一致性較好。重測信度是對相同的研究對象在間隔一定的時間后進行再次測量，以驗證問卷或量表的時間穩定性[10]，一般認為>0.7表示穩定性高，重測信度好，0.4～0.7表示穩定性較好，<0.4表示穩定性較差[8]。本研究編制的問卷總體重測信度為0.908，各維度重測信度為0.892～0.957，表明問卷的穩定性較好。

3.4 本研究的局限性與展望

本研究編制的7個維度31個條目腦卒中患者保護動機問卷，旨在為評估腦卒中患者保護動機提供有效的測量工具，為后續構建促進患者產生保護動機，建立健康行為，減少患者復發率和致殘率的干預措施提供參考。該問卷具有良好的信度和效度，問卷語言通俗易懂，易于接受，可用于評價腦卒中患者的保護動機。但由于本研究僅調查1家三級甲等醫院，樣本缺乏一定代表性，也未做校標關聯效度，未對總分做劃分。未來研究可繼續擴大樣本量，并進行多中心的研究，進一步驗證本研究的結果。