教育氛圍量表的漢化及信效度檢驗

郎 茜，居丹丹，曾鐵英

1.華中科技大學同濟醫學院附屬同濟醫院，湖北 430030；2.華中科技大學同濟醫學院護理學院

教育氛圍是指教育環境內學習文化、教育理念、價值觀導向等精神文化綜合體[1]，是教育環境的重要構成部分。教育氛圍能夠直接影響護生學習行為、學習體驗和學習效果，如消極的教育氛圍能直接減少學習投入[2]、導致更嚴重的工作倦怠[3-4]，降低從事臨床工作的積極性[5]，損害護生的學習效果和身心健康。本科護生是未來臨床護理工作者的主力軍，評估其對教育氛圍的感知，對護理教育者改善不良的教育氛圍、保障本科護理教育質量有重要意義。目前，國內外由于缺乏教育氛圍的特異性評估工具，大部分相關研究使用教育環境調查表（Dundee Ready Education Environment Measure，DREEM）側面了解教育氛圍，但無法得知教育氛圍的導向性。2017 年，Krupat 等[6]基于Dweck 思維理論開發了教育氛圍量表（Educational Climate Inventory,ECI），專用于評估醫學院的教育氛圍，已在美國醫學院中初步應用[7-8]，但尚未檢索到在護生中的相關研究。因此，本研究旨在漢化形成中文版ECI，并在本科護生中檢測其信效度，為我國評估護理學院教育氛圍、制定教育氛圍改進策略提供基礎。

1 對象與方法

1.1 對象

選取湖北省5 所設有護理學院的本科院校護生進行調查。納入標準：護理專業在讀本科生；大學2 年級及以上；同意參與研究。樣本量計算：因子分析的樣本量一般要求為條目數5～10 倍[9]，驗證性因子分析樣本量≥200，以20%的無效樣本計算，樣本量應不低于250 例。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調查表

經課題組討論后設計，包括研究對象的年齡、性別、年級、學校所屬招錄批次、學校辦學性質。

1.2.2 中文版ECI

1.2.2.1 量表介紹

ECI 由Krupat 等[6]根 據Dweck 思 維 理 論 研 制，用于評估學生對所處醫學院教育氛圍的感知。Dweck等[10-11]在思維理論中提出教育氛圍有兩種導向：一種是以學習過程為導向，即注重能力的鍛煉和積累，此氛圍鼓勵學生建立批判性思維，從外界反饋中反思獲得自我提升；另一種是以學習成績為導向，即注重學生能力的表現，此氛圍中學生會試圖隱藏自己的不足，逃避負面反饋，假裝表現得自信。量表包括3 個維度，共20個條目，采用Likert 4 級評分法，從“非常同意”到“非常不同意”計4～1 分。維度1 為以學習為中心和彼此尊重（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），采用正向計分；維度2 為競爭和壓力（條目4、條目10～11、條目13、條目15、條目18），采用負向計分；維度3 為被動學習和識記（條目2、條目6、條目8、條目16），采用負向計分。量表總分越高表示教育氛圍越偏向以學習過程為導向，越低表示教育氛圍越偏向以學習成績為導向。3 個維度的Cronbach's α 系數為0.71～0.88，總體Cronbach's α 系數為0.95，內部一致性良好。

1.2.2.2 量表翻譯

基于Brislin 翻譯模型對量表進行翻譯[12]。1）授權：向原量表作者發送郵件，獲得量表使用權。2）正譯：由2 名翻譯人員（1 名為英語翻譯專業碩士研究生，1 名為護理專業碩士研究生）將原量表獨立翻譯成中文，形成2 份翻譯量表，與另1 名護理學博士共同討論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2 名未接觸過原量表的專家（1 名為英語專業大學教師，1 名為精通英語的護理專業大學教師），對翻譯版量表A 進行回譯，形成2 個回譯版量表，請1 名英語基礎良好且從事護理教育10 年以上的護理專家將2 份回譯版量表及原量表的語言進行比對后，綜合形成回譯版量表B，向原量表作者發送回譯版量表B咨詢意見，根據原作者的建議，調整形成中文版ECI。4）文化調適：采用電子郵件邀請9 名護理教育、醫學教育專家對中文版ECI 條目的簡潔性、清晰性，條目與其所屬維度的相關性等方面進行評價，采用4 級評分法。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4 人，副高級5 人；擔任研究生導師8 人。課題組根據專家咨詢意見進行整理和討論，形成下1 輪專家咨詢問卷，直至專家意見達成一致，形成中文版ECI 終稿。本研究共進行2 輪專家咨詢。

1.3 資料收集方法

于2022 年11 月—2023 年1 月，采用網上問卷調查法收集資料。以問卷星制作電子問卷，設置首題為知情同意選項，詳細解釋本研究的研究目的和意義等內容，強調所有調查內容僅用于課題研究，不會泄露被調查者的隱私。選擇“同意”的調查對象方可進入正式作答頁面，若選擇“不同意”則自動退出，終止作答。剔除標準：問卷選項重復率超過70%；問卷答案間存在明顯邏輯錯誤；問卷作答時間＜100 s。共發放問卷812份，回收有效問卷732 份，有效回收率為90.15%。2 周后在接受調查的護生中隨機選取20 人再次調查，計算重測信度。

1.4 統計學方法

對問卷星導出研究數據的Excel 表格進行整理。采用SPSS 26.0 對數據進行分析。符合正態分布的定量資料使用均數±標準差（±s）表示，定性資料使用頻數、百分比（%）表示。項目分析采用臨界比值法、Pearson 相關系數法。信度分析采用總量表及各維度的Cronbach's α 系數、折半信度、重測信度評價量表的信度。效度分析采用因子分析法進行結構效度分析，采用專家對條目與維度的相關性評價進行內容效度分析，計算條目水平的內容效度指數（I-CVI）及平均量表內容效度指數（S-CVI/Ave）。

2 結果

2.1 本科護生一般資料

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

2.2 項目分析

將量表總分排序的前27%及后27%分別設為低分組和高分組，采用獨立樣本t檢驗，結果顯示，高分組和低分組各條目得分比較差異均有統計學意義，臨界值比率為10.03～16.45（P＜0.001），提示條目具有較好區分度。Pearson 相關系數法結果顯示，各條目得分與量表總分的相關系數為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 結構效度

隨機抽取約50%問卷（n=366）進行探索性因子分析，剩余問卷（n=366）使用MPLUS 8.3 對數據進行驗證性因子分析。探索性因子分析結果顯示，KMO值為0.90,Bartlett's 球形檢驗顯示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 個公因子，發現條目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 在每個因子上的因子載荷值＜0.4。依據因子分析的條目篩選標準[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。刪除條目后對剩余18 個條目量表進行第2 次探索性因子分析，提取出3 個公因子，累計方差貢獻率為58.00%＞50%，條目因子載荷為0.55～0.84，不存在雙載荷，符合抽取標準，見表1。與原量表比較，條目4 歸屬由因子2 調整為因子3，其余條目及其所屬因子未發生改變。根據Dweck 思維理論、條目意義和漢語語言習慣，重新命名因子1 為注重成長與彼此尊重，因子2 為爭強好勝，因子3 為被動學習。將剩余366 個樣本采用驗證性因子分析驗證三因子模型的結構效度，初始模型擬合度不理想。依據最大的1個修正指數進行模型修正，增加1 條殘差路徑（e1 與e3）。修正后模型擬合指標：χ2/ν為2.25，近似誤差均方根(RMSEA)為0.059，比較擬合指數(CFI)為0.91，Tucker-Lewis 指 數（TLI）為0.90，結 構 方 程 模 型見圖1。

圖1 中文版ECI 結構方程模型

表1 中文版ECI 的因子載荷

2.3.2 內容效度

根據9 名專家對量表條目和維度的相關性評價計算，中 文 版ECI 的I-CVI 為0.89～1.00，S-CVI/Ave為0.99。

2.4 量表信度

本研究測得18 個條目的中文版ECI 總體Cronbach's α 系 數 為0.88，各 維 度Cronbach's α 系 數 分 別 為0.92，0.79，0.62。折半信度為0.84，重測信度相關系數為0.91。

3 討論

3.1 中文版ECI 信效度良好

信度是指測量工具的一致性和穩定性[14]。Cronbach's α 系數用于反映各條目對同一個概念的反應情況 是 否 一 致。Cronbach's α 系 數 為0.60～0.80 認 為 量表內在一致性較好，Cronbach's α 系數＞0.8 認為量表內在一致性極好[14]。本研究中量表總Cronbach's α 系數為0.88，折半信度為0.84，各維度的Cronbach's α 系數為0.62～0.92，提示量表及各維度均具有較好的內在一致性；2 周后的重測信度相關系數為0.91，提示量表跨時間穩定性好。效度是指某一測量工具調查結果的有效性，通常使用內容效度和結構效度來衡量[9]。依據I-CVI≥0.78、S-CVI/Ave≥0.90 的內容效度常用評價標準，本研究中I-CVI 為0.89～1.00，S-CVI/Ave為0.99，提示量表的內容效度良好，各條目能準確評估學生對教育氛圍的感知[15]。本研究采用主成分分析法和最大方差旋轉法行探索性因子分析，抽取到3 個特征根＞1 的公因子。與原量表相比，除條目4 從歸屬于因子2 調整為因子3，無其他差異。原因可能是：我國護生與美國醫學生的教育環境、培養方式等有較大區別，存在文化差異；本研究的樣本量為732 例，小于原量表開發時的樣本量1 441 例[6]，樣本量差異可能會導致效度分析結果不同，未來研究中可使用更大的樣本量進一步驗證[16]。將三因子模型的驗證性因子分析結果與常用測量學標準比較[17]，三因子模型擬合理想，提示量表結構效度較好。

3.2 中文版ECI 的意義和價值

教育氛圍對護理教育質量有重要意義。在以學習成績為導向的教育氛圍中，護生更容易對教育氛圍產生消極感知[6]，選擇效率低下的學習方法[18-19]，導致更重的壓力和倦怠[4,20]，打擊護生的學習積極性，降低學習效果。此外，教育氛圍導向形成與評價學生的方式密切相關[6]。受限于學習成績一直是我國評價本科護生的主要依據[21]，我國護理教育氛圍很可能已在一定程度向以學習成績為導向傾斜，對我國本科護理教育質量造成不良影響。因此，關注、評估教育氛圍導向對了解我國本科護理教育氛圍現狀、保障護生的學習質量和身心健康至關重要。目前，我國對護理教育氛圍的研究尚處于探索階段，中文版ECI 能有效評估本科護生對護理教育氛圍的感知，為我國開展本科護理教育氛圍研究提供基礎，也為護理教育者判斷教育氛圍導向、制定教育氛圍的改進措施提供依據。

4 小結

本研究對ECI 進行漢化，并在本科護生驗證其信效度，結果表明中文版ECI 在本科護生中有良好的信效度，可用于評估本科護生對其所處護理學院教育氛圍的感知。由于本研究地區局限于湖北省，未來的研究應擴大樣本收集范圍和樣本量，進一步驗證中文版ECI 的信效度。