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.湖州師范學院醫學院,浙江湖州 313000;2.湖州師范學院附屬第一醫院,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生頻率為每小時4.70～6.10次[3-4],重癥監護室為每小時4.95～9.50次[5-6],手術室為每小時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,誘發職業倦怠,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,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了NWIS,包含12個條目,2個維度,分別是人為因素(條目1～6)、環境因素(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系數為0.88,人為因素維度Cronbach's α系數為0.84,環境因素維度Cronbach's α系數為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名護理學專業碩士研究生獨自將NWIS翻譯成中文版Q1和Q2,經課題組研究人員(2名護理學專業碩士研究生、1名具有英國訪學經歷的護理學教授、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名具有美國留學經歷的護理專業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 跨文化調試

邀請臨床護理專家評閱條目內容。納入標準:具有臨床護理及科研相關經驗;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進行跨文化調試,專家分別來自寧波市第一醫院4人、湖州市第一人民醫院4人、浙江大學舟山醫院8人;工作領域為護理管理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;專家權威系數為0.75～0.85。經過討論和修訂后,課題組結合各專家意見,對量表的內容進行相應修改,如條目8中將“大驚小怪”改為“突發緊急事情”,條目10中將“患者數量的突然增加”改為“新患者入院或轉入我科”,形成中文版NWIS(Q5)。

1.4 調查

1.4.1預調查

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院的25名臨床護士,用中文版NWIS(Q5)進行預調查。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院臨床護士進行調查。正式調查對象與預調查對象納入、排除標準一致。樣本量計算以跨文化調適指南為標準,樣本量至少是條目數的10倍[13]。由于可能存在部分無效問卷,因此將樣本數量擴大10%,本研究最終納入132名護士進行調查。采用研究者設計的一般資料調查問卷(包括性別、婚姻情況、年齡、職稱等)和中文版NWIS(Q5)進行調查,發送問卷星鏈接前向護士介紹本次調研的目的并告知本次搜集的數據只用于調研,征得其同意后進行調查。調查過程中調查對象如有疑問,研究者隨時指導,填寫完畢當場進行核對。本研究共發出133份調查問卷,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。本研究征得醫院護理部負責人同意及獲得醫院倫理審批證明。

1.5 統計學方法

采用SPSS 26.0軟件進行統計學分析。采用臨界比值法、相關系數法進行項目分析[14]。臨界比值法:計算中文版NWIS總得分,根據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容。內容效度指數(content validity index,CVI),采用條目水平內容效度指數(item-level content validity index,I-CVI)、總量表內容效度均值指標對量表內容效度進行測評。專家就量表中每一條目有關護理工作中斷的特征和程度進行了相關度點評,并采用無相關度、弱相關度、較強相關度和強相關度4級評分法進行評價。條目被評為1分或2分統計為0,評為3分或4分統計為1。I-CVI=(每個條目選擇3分或4分的人數)/專家總人數;平均量表水平的內容效度指數(scale-level content validity index/average,S-CVI/Ave)=各條目的I-CVI平均值/總條目數。I-CVI≥0.78、S-CVI/Ave≥0.90,說明該量表內容效度較好[13]。通過探索性因子分析對量表進行結構效度分析。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法,刪除因子載荷<0.400的條目。累積方差貢獻率>50%代表結構效度良好。信度檢驗:采用Cronbach's α系數;Spearman-Brown折半信度系數;theta信度系數和McDonald's ω信度系數。通過Cronbach's α系數評價量表的內部一致性信度,使用重測信度系數評價量表的穩定性。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量相等,因而使用等長折半系數進行信度質量判斷。檢驗水準α=0.05。

2 結果

2.1 項目分析結果

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

表1 因子載荷系數(n=132)

2.2 調查對象一般資料

本研究共納入132名正式調查對象,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內容效度

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

2.3.2結構效度

對132份數據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據進行正交旋轉,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。因子載荷系數見表1。

2.4 信度分析

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

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系數為0.931(>0.9),各維度的Cronbach's α系數為0.891、0.893(均>0.7),說明中文版NWIS的內部一致性較好。Spearman-Brown折半信度系數為0.856(>0.8),theta信度系數為0.932(>0.9),McDonald's ω信度系數為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,說明量表穩定性較好,不易受時間的影響。內容效度是指量表實際所測內容與預期測量內容是否一致。本研究的I-CVI=0.625～1.000,S-CVI/Ave=0.88,表明內容效度較好。結構效度是量表的理論概念與預測結果間的對應程度,用以說明量表結構能否滿足相關的理論構想和框架,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,表明結構效度較好。

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、文化調試和預調查,最后進行信效度檢驗。在量表文化調試階段,通過文化調試和預調查,對量表部分條目的語言表達進行了修訂,便于調查對象理解及作答,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,僅調查了湖州市公立綜合性某三級甲等醫院在職工作≥3個月的護士,存在局限性;研究的方法為便利抽樣,存在系統誤差。因此,未來還需擴大樣本量進行多中心的研究。