腸造口患者健康促進行為動機問卷的編制及信度效度檢驗

韓雪娜 楊富國 王淑云 劉蕊 李夢飛 丁遙遙 耿文垚

結直腸癌是消化系統常見的惡性腫瘤，我國每年新增病例近40萬，且發病率呈逐年上升的趨勢[1]，約54.1%的結直腸癌患者接受造口手術[2-3]。研究發現，健康促進行為對維持腸造口患者自身最佳健康狀態、提高生存率、改善生活質量等具有重要意義[4-5]。健康促進行為是指個體為維持或促進健康，實現自我價值而采取的包括健康責任、自我實現、營養、運動、壓力應對及人際關系等6個方面的行為[6]。然而相關研究表明，腸造口患者的健康促進行為現狀不容樂觀[7]。自我決定理論是一種關于人類行為的動機理論，該理論認為，當自主、歸屬、能力等需要被滿足后，可激發自主性動機的產生，從而能更好地堅持行為[8]。關于腸造口患者健康促進行為動機的研究較少，且缺少有針對性的問卷。因此，本研究通過借鑒國內外的相關研究，編制腸造口患者健康促進行為動機問卷，并進行信度、效度檢驗，以期為腸造口患者健康促進行為的干預研究提供評價工具。

1 方法

1.1 問卷初稿的編制

1.1.1 理論基礎

本研究以自我決定理論為基礎，構建腸造口患者健康促進行為動機問卷。自我決定理論認為動機被假設為一個由強到弱的統一的連續體，并依據自主程度對動機類型進行劃分，控制動機包括外在調節、內攝調節2種類型，自主動機包括認同調節、整合調節、內在調節3種類型[9]。相關研究指出，在現實生活中很難區分整合調節與內在調節[10]，故不測量整合調節，根據該理論推出本問卷共包括外在調節、內攝調節、認同調節、內在調節4個分問卷。外在調節是指個體行為是為了獲得獎勵或逃避懲罰；內攝調節是指為了避免內心愧疚、自責而參加活動；認同調節是指個體認識到行為的價值并在此基礎上調節自己的行為；內在調節是指個體參與活動是出于興趣、愛好和享受。

1.1.2 擬定條目池

成立課題研究小組，研究小組由1名研究生導師、2名造口治療師、1名心理學專家、2名護理專業研究生組成。研究生導師負責整體研究情況的把控；2名研究生負責前期查閱大量資料文獻、相關量表條目，初步擬定條目池，制定專家函詢問卷，發放收集問卷、統計分析；2名造口治療師和1名心理學專家結合臨床實際對條目池進行補充修改。

本研究以“腸造口”“自我決定理論”“健康促進行為”等為中文關鍵詞，檢索中國知網、萬方、中國生物醫學文獻數據庫等，以“ostomy” “self-determination theory” “health promoting behavior”等為英文關鍵詞，檢索Web of Science、PubMed英文數據庫。分析有關自我決定理論的文獻，確定自主動機的相關概念及框架組成。初步形成包含外在調節、內攝調節、認同調節、內在調節4個維度內容，共14個條目。

1.1.3 專家函詢

邀請山東、吉林、遼寧、江蘇、上海等地區的20名專家進行專家函詢。專家的納入標準：從事臨床護理、護理教育、心理護理等方面工作的專家，造口治療師或腸造口方面的專家；在相關領域工作8年及以上；本科及以上學歷且中級及以上技術職稱；對本研究有興趣且自愿完成專家函詢問卷。

專家函詢問卷包括3個部分：①本研究的背景、目的及意義等；②各條目評分表；③專家基本情況調查表。本研究在取得專家同意后進行專家函詢，每輪專家函詢間隔2～3周，第1輪專家函詢結束后，課題組參考專家意見進行修改調整，形成下一輪專家函詢問卷，再次發放給專家進行評定，直至專家意見趨于統一，停止函詢。本研究共進行2輪專家函詢，根據專家函詢結果，刪除條目重要性評分均分＜4分和（或）條目變異系數＞0.25的條目[11]。

1.1.4 小樣本預實驗

采用便利抽樣法，抽取30名在青島市某所三級甲等醫院造口門診就診的腸造口患者對問卷初稿進行調查。對于問卷出現的內容、條目表述不清晰等問題，根據被調查者的意見經課題組討論后修改。

1.2 問卷的信度、效度檢驗

1.2.1 研究對象

采用便利抽樣法，選取在青島市某所三級甲等醫院3個院區造口門診就診的永久性腸造口患者為研究對象。納入標準：①永久性腸造口術后＞1個月的患者；②年齡≥18歲；③具有理解、言語表達能力；④自愿參加本研究。排除標準：①存在嚴重的臟器功能衰竭及其他惡性腫瘤的患者；②既往或目前患有精神疾病。本研究已通過青島大學附屬醫院倫理委員會批準（編號：QYFY WZLL25903），且研究對象均簽署知情同意書。

1.2.2 調查工具

調查工具由2部分組成。①一般資料調查表：包括性別、年齡、長期居住地、文化程度、婚姻狀況、職業狀況、家庭人均月收入、居住狀態、醫療費用支付方式、造口類型、造口術后時間、有無造口并發癥、對造口的接受程度、是否行術后放化療、造口自理程度等。②腸造口患者健康促進行為動機問卷：13個條目，包含內在調節、認同調節、外在調節、內攝調節4個分問卷，各條目采用李克特5級評分法，從“非常不同意”到“非常同意”計1～5分，分問卷平均分=分問卷所有條目得分之和/條目數。內在調節、認同調節屬于自主動機，外在調節、內攝調節屬于控制動機，本問卷采用自主性系數的形式表達健康促進行為動機，由于不同調節方式所占動機水平的權重不同，自主性系數=2×內在動機+認同調節-內攝調節-2×外在調節[12]，自主性系數得分范圍為-12～12分，得分越高，說明動機越自主。

1.2.3 資料收集方法

本研究采用問卷調查法，首先取得被調查者的同意并且簽署知情同意書，現場發放問卷時，由研究員向患者解釋研究的目的、意義以及如何填寫問卷等，患者填寫完成后當場收回問卷，及時檢查患者的完成情況，如果有遺漏之處及時補充。本研究共發放問卷215份，回收有效問卷206份，有效回收率為95.8%。間隔2周后用同樣問卷及方法進行重測。

1.3 統計學方法

1.3.1 項目分析

項目分析采用臨界比值法、條目得分與總分相關分析法、同質性檢驗。條目刪除標準[13]如下。①臨界比值法：將研究對象按照總分排序，前27%的個體為高分組，后27%的個體為低分組，采用獨立樣本t檢驗對兩組條目得分進行比較，刪除決斷值無統計學意義（P＞0.05）或t＜3的條目；②條目得分與總分相關分析法：計算各條目得分與總分的相關性系數，將無統計學意義（P＞0.05）或者相關系數＜0.3的條目刪除；③同質性檢驗：用Cronbach’sα系數來檢驗，檢驗水平為α=0.05，若刪除某條目后能明顯提高總量表Cronbach’sα系數，則對該條目予以刪除。

1.3.2 效度分析

結構效度：通常運用探索性因子分析檢驗問卷的結構效度，檢驗標準[14]：首先進行可行性分析來檢驗問卷是否適合做因子分析，主成分分析提取公因子特征值≥1，因子累計方差貢獻率＞50%，條目在提取因子上的載荷量＞0.4，條目無多重載荷，符合碎石圖檢驗原則。內容效度：邀請第2輪專家函詢中的8位專家作為評價內容效度的專家，根據8位專家對問卷各條目的相關性評分結果，計算條目及總問卷的內容效度指數，“1”分為非常不相關，“2”分為不相關，“3”分為相關，“4”分為非常相關。

1.3.3 信度分析

采用Cronbach’sα系數、重測信度評價量表的信度。

2 結果

2.1 函詢專家基本情況

本研究邀請了山東、吉林、遼寧、江蘇、上海的20名專家對問卷的條目進行專家函詢，包括急診科專家1名、外科臨床專家1名、造口治療師15名，護理教育專家2名，心理咨詢師1名。年齡為（41.20±5.65)歲，工作年限為（16.50±7.40)年，博士4名（20%）、碩士7名（35%）、本科9名（45%）。專家職稱：高級4名（20%）、副高級9名（45%）、中級7名（35%）。

2.2 專家函詢結果

第1輪、第2輪專家函詢均發放問卷20份，回收20份，有效回收率均為100%，代表專家的積極程度較高；權威系數分別為0.822、0.843，均≥0.7，表明專家權威系數較高；肯德爾和諧系數分別為0.249、0.516且P＜0.05，說明專家間的協調程度較高。根據條目篩選標準以及專家意見，2輪專家函詢共刪除1個條目、修改5個條目。第1輪專家函詢后，將條目A2“我想讓周圍的人看到我可以自己護理造口”修改為“我想讓家人看到我可以自己護理造口”；將條目A3“因為我感受到來自家人的壓力，要求我定期到造口門診護理造口”修改為“因為我感受到家人護理造口時的壓力，所以我會到門診復查造口情況”；將條目B3“如果我有一頓飯沒有控制飲食，我會感到慚愧”修改為“如果我有一頓飯沒有控制飲食（少吃高纖維、易腹瀉、易產氣、易產生異味的食物），我會感到慚愧”；將條目C1“我個人認為控制飲食對我的造口有很大的益處”修改為“我個人認為控制飲食（少吃高纖維、易腹瀉、易產氣、易產生異味的食物）對我的造口有很大的益處”；將條目D1“通過控制飲食，糞便易成形，我會感到滿足”修改為“當我控制飲食（少吃高纖維、易腹瀉、易產氣、易產生異味的食物）后，糞便易成形，我會感到滿足”。另外，有專家指出條目D4與條目D2語義相近，經課題組討論，刪除該條目。條目修改完善后整理出第2輪專家函詢問卷，將第2輪專家函詢問卷再次發放給專家，有專家指出造口是一件隱私的事情，患者的自尊心受到極大的打擊，因此不愿讓過多人知道自己的身體情況。因此，專家建議將條目A2“我想讓家人看到我可以自己護理造口”修改為“我想讓較親密的家人看到我可以自己護理造口”，除此之外，專家們無新意見提出，函詢結束。

2.3 研究對象基本情況

本研究206例研究對象中，男性137例（66.5%），女性69例（33.5%）；＜60歲82例（39.8%），60～70歲76例（36.9%），＞70歲48例（23.3%）；長期居住在農村80例（38.8%），長期居住在城市126例（61.2%）；文化程度：小學及以下41例（19.9%），初中83例（40.3%），高中46例（22.3%），本科及以上36例（17.5%）；有配偶181例（87.9%），無配偶25例（12.1%）；在 職67例（32.5%），離退休、病退或從未就業139例（67.5%）；家庭人均月收入：＜3 000元50例（24.3%），3 000～5 000元88例（42.7%），＞5 000元68例（33.0%）；獨居18例（8.7%），和家人一起居住188例（91.3%）；職工醫保121例（58.7%），居民醫保77例（37.4%），自費8例（3.9%）；結腸造口148例（71.8%），回腸造口58例（28.2%）；造口術后時間：＜6個月62例（30.1%），6～12個月48例（23.3%），＞12個月96例（46.6%）；無造口并發癥者171例（83.0%），有造口并發癥者35例（17.0%）；對造口的接受程度：不能接受者39例（18.9%），一般接受者64例（31.1%），完全接受者103例（50.0%）；術后未行放化療者69例（33.5%），行放化療者137例（66.5%）；不能自理造口者47例（22.8%），需要他人幫助者121例（58.7%），完全自理者38例（18.4%）。

2.4 小樣本預實驗結果

小樣本預實驗的調查顯示，修改條目A2的文字表達，將“我想讓較親密的家人看到我可以自己護理造口”修改為“我想讓關心我的家人看到我可以自己護理造口”。其他條目無異議。

2.5 項目分析結果

臨界比值法結果顯示，本研究中所有條目高分組和低分組差異均有統計學意義（P＜0.05），無條目刪除；條目得分與總分相關分析結果顯示，條目A4與自主性系數的相關系數絕對值＜0.3，刪除該條目，剩余條目與問卷自主性系數相關系數的絕對值為0.424～0.658（P＜0.05），符合統計要求，保留剩余條目；內部一致性分析結果顯示，總量表的Cronbach’sα系數為0.802，刪除量表中任一條目均不能提高總量表Cronbach’sα系數，無條目刪除。

2.6 效度分析結果

2.6.1 結構效度

問卷KMO值為0.780，Bartlett球形檢驗值為2 127.782（P＜0.001），適于進行因子分析[15]。本研究采用主成分分析法提取公因子，并以最大方差正交旋轉，特征值≥1.0的標準，得到4個公因子，累計方差貢獻率為85.941%。問卷各條目在對應因子上因子載荷均＞0.4，且無雙重載荷，見表1。

2.6.2 內容效度

問卷各條目I-CVI為0.875～ 1.000，S-CVI/UA為0.833，S- CVI/Ave為0.979，各項指標均符合統計學要求，無條目刪除。

2.7 信度檢驗

問卷總的Cronbach’sα系數為0.802，4個因子的Cronbach’sα系數為0.946、0.930、0.854、0.911。間隔兩周后，請20例腸造口患者再次填寫健康促進行為動機問卷，總問卷的重測信度為0.791，4個因子的重測信度分別為0.855、0.846、0.723、0.829。

3 討論

3.1 腸造口患者健康促進行為動機問卷的編制過程具有一定的科學性

本研究以自我決定理論為理論框架，參考國內外大量文獻以及相關量表，經課題組討論形成問卷初稿，選取20名從事臨床護理、護理教育、心理護理方面工作的專家對問卷條目進行篩選，共進行2輪專家函詢，函詢問卷有效回收率均為100%，代表專家的積極程度較高；權威系數均＞0.7，表明專家權威系數較高。每輪專家函詢結束后，課題組根據專家意見討論并修改條目。另外，根據納入及排除標準選取研究對象進行小樣本預調查，結合調查結果修改問卷條目的表述，使問卷條目表述更加準確。經過臨界比值法、條目得分與總分相關分析法、同質性檢驗等方法檢驗問卷的適切性，最終保留12個條目。問卷編制過程中，始終遵循目的性、科學性和可操作性的編制原則，問卷結構合理，具有較高的可靠性和科學性。

3.2 腸造口患者健康促進行為動機問卷具有較好的效度與信度

結構效度是考察問卷與其所依據的理論或概念框架相符合的程度[16]。本研究應用探索性因子分析來考察其結構效度，KMO值＞0.7，表明適合進行因子分析。采用主成分分析法提取公因子，并以最大方差正交旋轉，特征值≥1.0的標準，得到4個公因子，累計方差貢獻率為85.941%。內容效度是指測量內容與測量主題的適合性[17]。問卷總的內容效度指數為0.979，各條目內容效度指數為0.875～1.000，均＞0.78，說明問卷具有較好的內容效度。信度主要用來考察量表的內在一致性與穩定性[18]。總問卷的Cronbach’sα系 數 是0.802，各 維 度 的Cronbach’sα系 數 為0.854～0.946，均＞0.8，表明該問卷具有較好的內部一致性。總問卷的重測信度為0.791，說明該問卷具有良好的時間穩定性。

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3.3 編制腸造口患者健康促進行為動機問卷的應用價值

目前，我國現有永久性腸造口患者約100萬人，且每年新增腸造口患者約10萬人[19]。相關研究表明，健康促進行為對患者的健康結局具有正向影響[20]。但萬珊珊[7]的研究結果發現，腸造口患者健康促進行為處于一般水平，可能的原因是腸造口患者雖然具有開始采取健康促進行為的意向，但是由于不能分辨產生這種意向的原始動機，故不能堅持健康促進行為[21-22]，因此調查腸造口患者健康促進行為動機具有重要意義。本研究編制的腸造口患者健康促進行為動機問卷，可用于調查腸造口患者健康促進行為的動機情況，將動機的測量納入行為變化的解釋。另外，還可根據自我決定理論的相關變量制定干預措施，激發患者自主性動機的出現，從而提高其健康促進行為水平。相關干預研究證實，根據自我決定理論，當身體的自主、能力、歸屬3個需求得到滿足時，能夠激發個體行為的自主性動機和決定能力，患者能更好地堅持行為[23-24]。

4 小結

本研究編制的腸造口患者健康促進行為動機問卷，包括外在調節、內攝調節、認同調節、內在調節4個分問卷，共12個條目，各指標均達到測量學標準，具有良好的信度、效度。該問卷能在一定程度上反映腸造口患者健康促進行為動機水平，為日后制定干預方案提供參考依據。但本研究只進行了探索性因子分析，未進行驗證性因子分析，沒有在大規模人群中進行驗證，具有一定的局限性。今后的研究應開展多中心研究，擴大樣本量，進一步檢驗問卷的信度、效度，從而進一步提高問卷的科學性和可靠性。