護理工作中斷量表的漢化及信效度檢驗

陳玲玲,顧清昕,程海霞,鮑麗超

1.湖州師范學院醫(yī)學院,浙江湖州 313000;2.湖州師范學院附屬第一醫(yī)院,浙江湖州 313099

護理工作中斷是指臨床護士在工作中因遇到的不可預測或不可避免的分散注意力的行為而延緩當前事務[1]。護士通常會忽視工作中斷[2]。急診科護理工作中斷發(fā)生頻率為每小時4.70～6.10次[3-4],重癥監(jiān)護室為每小時4.95～9.50次[5-6],手術(shù)室為每小時4.73～9.82次[7-8]。研究[9-10]表明,工作中斷會擾亂護士的思維,降低工作效率,誘發(fā)職業(yè)倦怠,甚至有威脅患者生命安全的隱患。因此,及早并準確地評估護士的工作中斷對護理工作及患者安全尤為重要[6]。Yu等[11]研發(fā)了護理工作中斷量表(Nursing Work Interruption Scale,NWIS),以自我報告的形式來評估工作中斷的程度,本研究擬對該量表進行漢化及信效度檢驗,為護理工作中斷的評估提供依據(jù),以便于研究人員采取針對性干預措施。

1 研究方法

1.1 NWIS概述

Yu等[11]基于對臨床護士的深入訪談以及文獻綜述的基礎上研發(fā)了NWIS,包含12個條目,2個維度,分別是人為因素(條目1～6)、環(huán)境因素(條目7～12)。選項分值為6分制,“從每天至少有5次”6分、“平均每天3～4次”5分、“平均每天1～2次”4分、“每周3～4次”3分、“每周1～2次”2分、“幾乎沒有”1分,得分越高表明護士臨床工作的中斷頻率越高。量表的Cronbach's α系數(shù)為0.88,人為因素維度Cronbach's α系數(shù)為0.84,環(huán)境因素維度Cronbach's α系數(shù)為0.83,信度良好。探索性因子分析共提取2個公因子,累計貢獻率55.73%,驗證性因子分析顯示量表2個因子的擬合指標較好(2/df=2.470,RMSEA=0.090,CFI=0.910),表明量表的效度較好。

1.2 量表的漢化

研究者通過電子郵件得到原作者的量表授權(quán)后,按照Breslin翻譯模型[12]對NWIS進行漢化。流程如下:翻譯,由2名護理學專業(yè)碩士研究生獨自將NWIS翻譯成中文版Q1和Q2,經(jīng)課題組研究人員(2名護理學專業(yè)碩士研究生、1名具有英國訪學經(jīng)歷的護理學教授、1名副主任護師)討論后,形成中文版Q3;回譯,由1名大學英語教師(博士學位)和1名具有美國留學經(jīng)歷的護理專業(yè)碩士研究生分別將中文版Q3回譯成英文版Q3.1和Q3.2,課題組將回譯后的2個版本與護理工作中斷原量表比對,對中文版Q3進行反復修改和回譯,直至其與原量表表述一致,形成中文版Q4。翻譯和回譯人員對原量表均不知情。

1.3 跨文化調(diào)試

邀請臨床護理專家評閱條目內(nèi)容。納入標準:具有臨床護理及科研相關(guān)經(jīng)驗;工作年限≥10年;本科及以上學歷;中級及以上職稱。由16名專家對NWIS中文版Q4進行跨文化調(diào)試,專家分別來自寧波市第一醫(yī)院4人、湖州市第一人民醫(yī)院4人、浙江大學舟山醫(yī)院8人;工作領(lǐng)域為護理管理8人,臨床護理8人;工作年限(17.65±7.33)年;職稱為主任護師3人、副主任護師7人、主管護師6人;學歷為碩士研究生6人、本科10人;專家權(quán)威系數(shù)為0.75～0.85。經(jīng)過討論和修訂后,課題組結(jié)合各專家意見,對量表的內(nèi)容進行相應修改,如條目8中將“大驚小怪”改為“突發(fā)緊急事情”,條目10中將“患者數(shù)量的突然增加”改為“新患者入院或轉(zhuǎn)入我科”,形成中文版NWIS(Q5)。

1.4 調(diào)查

1.4.1預調(diào)查

采用便利抽樣法于2023年3月選取浙江省湖州市公立綜合性某三級甲等醫(yī)院的25名臨床護士,用中文版NWIS(Q5)進行預調(diào)查。納入標準:正式在職護士,工齡≥3個月,自愿參加本研究。排除標準:正在休假的護士;臨床實習護士/護生。在填寫問卷時,研究者向護士解釋本研究的目的和意義,25名護士均能夠理解量表條目的含義,問卷作答時間在180～240 s,未對中文版NWIS(Q5)進行修改。課題組確定了最終中文版NWIS(Q5)。

1.4.2正式調(diào)查

本研究采用便利抽樣法于2023年4月選取浙江省湖州市公立綜合性某三級甲等醫(yī)院臨床護士進行調(diào)查。正式調(diào)查對象與預調(diào)查對象納入、排除標準一致。樣本量計算以跨文化調(diào)適指南為標準,樣本量至少是條目數(shù)的10倍[13]。由于可能存在部分無效問卷,因此將樣本數(shù)量擴大10%,本研究最終納入132名護士進行調(diào)查。采用研究者設計的一般資料調(diào)查問卷(包括性別、婚姻情況、年齡、職稱等)和中文版NWIS(Q5)進行調(diào)查,發(fā)送問卷星鏈接前向護士介紹本次調(diào)研的目的并告知本次搜集的數(shù)據(jù)只用于調(diào)研,征得其同意后進行調(diào)查。調(diào)查過程中調(diào)查對象如有疑問,研究者隨時指導,填寫完畢當場進行核對。本研究共發(fā)出133份調(diào)查問卷,其中132份為有效問卷,有效回收率為99.25%。2周后,在132名護士中隨機抽取30名護士再次填寫問卷,計算量表的重測信度。本研究征得醫(yī)院護理部負責人同意及獲得醫(yī)院倫理審批證明。

1.5 統(tǒng)計學方法

采用SPSS 26.0軟件進行統(tǒng)計學分析。采用臨界比值法、相關(guān)系數(shù)法進行項目分析[14]。臨界比值法:計算中文版NWIS總得分,根據(jù)量表總分從低到高排序,高分組占27%,低分組占27%。通過獨立樣本t檢驗比較兩組各條目差異。信效度分析包括以下內(nèi)容。內(nèi)容效度指數(shù)(content validity index,CVI),采用條目水平內(nèi)容效度指數(shù)(item-level content validity index,I-CVI)、總量表內(nèi)容效度均值指標對量表內(nèi)容效度進行測評。專家就量表中每一條目有關(guān)護理工作中斷的特征和程度進行了相關(guān)度點評,并采用無相關(guān)度、弱相關(guān)度、較強相關(guān)度和強相關(guān)度4級評分法進行評價。條目被評為1分或2分統(tǒng)計為0,評為3分或4分統(tǒng)計為1。I-CVI=(每個條目選擇3分或4分的人數(shù))/專家總?cè)藬?shù);平均量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)(scale-level content validity index/average,S-CVI/Ave)=各條目的I-CVI平均值/總條目數(shù)。I-CVI≥0.78、S-CVI/Ave≥0.90,說明該量表內(nèi)容效度較好[13]。通過探索性因子分析對量表進行結(jié)構(gòu)效度分析。探索性因子分析首先滿足抽樣適合性檢驗值(Kaiser-Meyer-Olkin,KMO)>0.8且Bartlett's球形檢驗有統(tǒng)計學意義(P<0.05)[14]。運用主成分分析法和最大方差正交旋轉(zhuǎn)法,刪除因子載荷<0.400的條目。累積方差貢獻率>50%代表結(jié)構(gòu)效度良好。信度檢驗:采用Cronbach's α系數(shù);Spearman-Brown折半信度系數(shù);theta信度系數(shù)和McDonald's ω信度系數(shù)。通過Cronbach's α系數(shù)評價量表的內(nèi)部一致性信度,使用重測信度系數(shù)評價量表的穩(wěn)定性。針對中文版NWIS的12個條目進行分析,折半分成兩部分時,兩部分分別分析的項數(shù)量相等,因而使用等長折半系數(shù)進行信度質(zhì)量判斷。檢驗水準α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 項目分析結(jié)果

高、低分組各條目評分比較,t=9.828～18.734(P<0.05)。采用Pearson相關(guān)分析計算相關(guān)系數(shù),結(jié)果顯示各條目得分與量表總分相關(guān)系數(shù)為0.645～0.874(P<0.05)。量表12個條目具有良好的區(qū)分性,因此,中文版NWIS所有條目均予保留。

表1 因子載荷系數(shù)(n=132)

2.2 調(diào)查對象一般資料

本研究共納入132名正式調(diào)查對象,其中男25名、女107名;未婚46名,已婚86名;年齡<25歲45名,25～29歲52名,30～34歲21名,35～39歲11名,≥40歲3名;職稱副主任護師1名,主管護師31名,護師及以下100名;工作年限<2年43名,2～4年53名,5～9年19名,10～14年9名,≥15年8名;學歷碩士22名,本科102名,大專及以下8名。

2.3 效度分析

2.3.1內(nèi)容效度

16名護理專家對量表中每一條目有關(guān)護理工作中斷的特征和程度進行相關(guān)度點評。結(jié)果顯示,中文版NWIS的I-CVI為0.625～1.000;量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)為0.88,S-CVI/Ave為0.88,量表內(nèi)容效度良好。

2.3.2結(jié)構(gòu)效度

對132份數(shù)據(jù)進行探索性因子分析,中文版NWIS 12個條目的的共同度值均高于0.400,KMO值為0.911,Bartlett's 球形檢驗1 103.585(df=66,P<0.001)滿足探索性因子分析的前提條件。采用主成分分析和最大方差法對數(shù)據(jù)進行正交旋轉(zhuǎn),共提取2個公因子,2個因子的方差解釋率分別是34.433%、34.012%,旋轉(zhuǎn)后累積方差解釋率為68.445%。各條目在每個維度的歸屬與原量表一致。因子載荷系數(shù)見表1。

2.4 信度分析

中文版NWIS總量表的Cronbach's α系數(shù)為0.931(人為因素維度Cronbach's α系數(shù)為0.891,環(huán)境因素維度Cronbach's α系數(shù)為0.893),量表內(nèi)部一致性較好;Spearman-Brown折半信度系數(shù)為0.856;theta信度系數(shù)為0.932,McDonald's ω信度系數(shù)為0.941;重測信度為0.910,量表穩(wěn)定性較好。

3 討論

3.1 中文版NWIS的信效度良好

本研究中,中文版NWIS總量表的Cronbach's α系數(shù)為0.931(>0.9),各維度的Cronbach's α系數(shù)為0.891、0.893(均>0.7),說明中文版NWIS的內(nèi)部一致性較好。Spearman-Brown折半信度系數(shù)為0.856(>0.8),theta信度系數(shù)為0.932(>0.9),McDonald's ω信度系數(shù)為0.941(>0.9),說明本量表信度高。時隔2周對樣本中30名護士再次測量,重測信度為0.910,說明量表穩(wěn)定性較好,不易受時間的影響。內(nèi)容效度是指量表實際所測內(nèi)容與預期測量內(nèi)容是否一致。本研究的I-CVI=0.625～1.000,S-CVI/Ave=0.88,表明內(nèi)容效度較好。結(jié)構(gòu)效度是量表的理論概念與預測結(jié)果間的對應程度,用以說明量表結(jié)構(gòu)能否滿足相關(guān)的理論構(gòu)想和框架,被認為是效度分析中最有力的方法。中文版NWIS旋轉(zhuǎn)后累積方差解釋率為68.445%(>50%),且所有條目均在對應的因子上載荷>0.400,表明結(jié)構(gòu)效度較好。

3.2 中文版NWIS具有良好的應用價值及意義

本研究按照量表漢化流程,對量表進行正向翻譯、回譯、文化調(diào)試和預調(diào)查,最后進行信效度檢驗。在量表文化調(diào)試階段,通過文化調(diào)試和預調(diào)查,對量表部分條目的語言表達進行了修訂,便于調(diào)查對象理解及作答,有效解決了量表漢化過程中的理解差異及文化適應問題,進一步提高了中文版NWIS的科學性和有效性。在問卷調(diào)查分析中,臨床護士對量表的條目表示理解,量表的完成率在90%以上,且每份問卷的答題時間在180～240 s,說明中文版NWIS具有良好的可行性。中文版NWIS包含2個維度,共12個條目,較全面地涵蓋了護士在臨床工作中護理工作中斷的具體事項,通過評估具體的中斷事件,有助于研究人員更全面地理解護理工作中斷的過程,便于其根據(jù)具體的中斷事件采取針對性干預措施,彌補了以往對護理工作中斷感知測量的不足。

3.3 本研究的局限性及展望

本研究因為諸多因素影響,僅調(diào)查了湖州市公立綜合性某三級甲等醫(yī)院在職工作≥3個月的護士,存在局限性;研究的方法為便利抽樣,存在系統(tǒng)誤差。因此,未來還需擴大樣本量進行多中心的研究。