石琳筠 李秀杰 劉琦 閻煦 王躍 王春梅

（1.天津醫(yī)科大學護理學院，天津300070；2.天津醫(yī)科大學總醫(yī)院；3.天津市中心婦產醫(yī)院）

對于護理專業(yè)的學生來說，實習是護理教育的最后環(huán)節(jié)，是護生角色向護士角色轉變的過渡時期，是將理論聯(lián)系實際、培養(yǎng)臨床思維、鍛煉臨床技能的主要環(huán)節(jié)[1]。學生參與度這一概念是由美國印第安納大學教授喬治·庫恩（George·Kuh)于2001年第一次明確提出。參與的概念突出了兩個方面的內涵：參與的頻率和參與的強度[2]。參與的頻率是在一定時間范圍參與的次數，即“數量”。而參與的強度不僅是指學生在一個特定的活動中的存在，更強調有參加的主觀感覺，學生充分發(fā)揮其主體能動性，積極地交往和互動，即“質量”。實習參與度具有“質量”和“數量”兩方面的特性[3]。國外對于護生實習的參與度研究起步較早，集中在護生參與的比較活躍的護理項目中，特別是基礎護理活動[4,5]。目前，國內對護生實習質量的評價尚缺乏一個成熟的指標體系，尚未發(fā)現(xiàn)從自評角度了解學生自身主觀感受的相關研究。本研究基于ICF-CY和國際研究項目 “Picture my participation”中描述“參與”的理念和形式[6]來探討研究國內護生臨床實習參與度的現(xiàn)狀，編制圖文并茂的護生臨床實習參與度調查問卷，以期為護生臨床實習質量的評價提供有效的自評工具。

1 研究方法

1.1 量表初稿的編制

1.1.1 量表條目池的編制 通過在中國知網、萬方、Pub Med、Web of Science等數據庫中檢索，共篩選出100余篇有關研究護理教育教學質量評價的國內外文獻，結合我國本科教育培養(yǎng)目標特征和我國護理本科教育特點[7,8]，參考本科畢業(yè)生質量及護理專業(yè)本科生質量要求[9-11]及評價指標體系[12]的相關文獻，初步擬定問卷的基本框架，形成一級指標5個（職業(yè)價值觀、臨床護理工作、溝通協(xié)作、教學、專業(yè)發(fā)展），二級指標42個。采用4分制Likert量表格式，每個條目下設 4 個選項（4=總是、3=有時、2=很少、1=從來沒有）。

1.1.2 專家咨詢 邀請9位專家對量表條目進行評定，包括5位國內護理教育領域的專家（均為副高級以上職稱，護理教育經驗＞10年）及4位資深臨床專家（均為護理學專業(yè)，主管護師及以上職稱，臨床教學經驗均＞10年），對問卷內容進行兩輪評定，兩次評議時間間隔2周。專家對指標與所研究內容相關程度的判斷及修改參照Iikert5級評分法[13]并在其基礎上進行調整，在專家咨詢表中對各級指標按其與實際情況的相關性，給出評分。具體標準是：0=不相關；1=需經修改否則不相關；2=相關但仍需改動；3=非常相關。專家咨詢的可靠性通過計算專家積極性、專家協(xié)調系數（W）和權威系數（Cr）評價[14]。專家的積極系數即專家咨詢表的回收率，可以反映專家對研究的關心程度。專家協(xié)調系數用于度量專家意見的一致性，通常采用肯德爾和諧性分析，一般認為系數越接近1，一致性越高[14]。專家權威系數由學術水平（q1）、指標判斷系數（q2）和指標熟悉程度系數（q3）三個因素決定，計算公式為Cr=（q1+q2+q3）/3。一般認為專家的權威程度≥0.7即可接受[15]。

1.1.3 小樣本預調查 為進一步確定量表的條目語言表述及內容是否適合護生，選取天津市某醫(yī)院的臨床實習護生30例進行小樣本預試，以完善初始問卷。

1.2 量表的信效度檢驗

1.2.1 研究對象 采用便利抽樣的方法，于2017年11至12月選取天津市某醫(yī)學院校的臨床實習護生117名。納入標準：①2018年7月即將畢業(yè)的護理專業(yè)實習生；②知情同意自愿參加本研究者。排除標準：①休假未參與實習或休學者；②實習時間未滿4個月者。本次調查共發(fā)放問卷117份，收回117份，回收率100%。其中，農村生源63名（53.85%），城市生源 54名（46.15%）；獨生子女占 53名（45.30%）；在入學前專業(yè)選擇方式的問題上，48名（41.03%）護生自愿選擇護理專業(yè)，63名（53.85%）護生因專業(yè)調劑選擇護理專業(yè)，6名（5.13%）護生是被父母強制而選擇護理專業(yè)；在擇業(yè)問題上，77名（65.81%）護生選擇從事護理工作，15名（12.82%）的護生表示不會從事護理工作，25名（21.37%）的護生目前尚不確定是否要從事護理工作；實習前96名護生（82.05%）參加過實習相關講座。

1.2.2 項目分析 條目-總分相關系數是量表內每個條目的得分與所有條目的總分之間的相關程度[16]，用來評價量表內每個條目的實用性。條目-總分相關系數高，表明條目與總量表之間的一致性高。根據Streiner&Nonnan[17]的觀點，條目-總分相關系數達到0.2以上能夠滿足信度和假設檢驗的要求。

1.2.3 效度 ①內容效度 （Content Validity Ratio,CVR）：內容效度是指一個量表實際測到的內容與所要測量的內容之間的吻合程度[18]，在護理研究中量表的各個條目的內容效度指數（I-CVI）和總量表的內容效度指數（S-CVI）這兩個指標都被使用[19]。計算ICVI：以單個條目為單位，評分為2或3的專家數與專家總數的比值；計算S-CVI：所有I-CVI的平均值。當I-CVI值達到0.780或以上，S-CVI值達到0.900或以上時，認為研究工具有比較好的內容效度。根據9名專家的評定結果，分別計算條目水平的內容效度指數(I-CVI)和量表水平的內容效度指數(SCVI)。②結構效度：采用探索性因子分析法。KMO＞0.9，非常適合做因子分析；0.8＜KMO＜0.9，適合做因子分析；0.7＜KMO＜0.8，一般適合做因子分析；而 0.6＜KMO＜0.7 時則勉強可進行因子分析；0.5＜KMO＜0.6，不適合做因子分析；KMO＜0.5時，不宜進行因子分析；KMO值越大，表示變量間的共同因素越多，越適合進行因子分析[20]。以條目在某個因子上的載荷＞0.4作為因子歸屬的標準。如果某個條目在各個因子上的載荷值均＜0.4，或存在雙載荷（同時在2個或多個因子上載荷值＞0.4，且差值＜0.2），則刪除[21]。

1.2.4 信度 ①內在一致性信度：計算總問卷及各條目的Cronbach’s α系數。內在一致性信度反映工具各條目之間的內在相關性，即量表的各條目都在測量同一個問題，通常用Cronbach's α系數表示?？偭勘淼?Cronbach’s α 系數大于 0.8，則認為信度較好[21]。②重測信度：計算兩次測評所得總分及各因子分的Pearson相關系數。重測信度指量表在不同時間對相同研究對象測量結果的一致性。在回收首輪問卷2周后，選取10名護生進行重測，重測信度大于0.7，認為重測信度較好。

1.3 統(tǒng)計學方法 采用SPSS 21.0軟件對數據進行錄入和統(tǒng)計分析。主要采用描述性統(tǒng)計和Pearson相關分析。通過計算CVR和探索性因子分析分別評價問卷的內容效度和結構效度;以 Cronbach's α系數衡量其內部一致性。

2 結果

2.1 Delphi專家咨詢 兩輪咨詢專家的積極系數均為100%。經計算，專家權威系數為0.81。綜合專家意見并經過研究小組集體評議，對語義不清、理解有歧義或與臨床實習不相符的問卷條目進行了修訂，最終擬定包含一級指標6個（在初步形成的5個指標的基礎上，增加“科研”），二級指標26個條目的量表。

表1 專家肯德爾和諧系數（Kendall's W）及其顯著性檢驗

2.2 小樣本預調查結果 選取天津市某醫(yī)院的臨床實習護生30例對量表的條目語言表述及內容適合與否進行預試，綜合護生的意見反饋，修改了2個條目的文字表述，最終擬定包含一級指標6個，二級指標26個條目的護生臨床實習參與度的評價問卷。量表為自評量表，包括6個維度，26個條目，每個條目下設4個選項 （4=總是、3=有時、2=很少、1=從來沒有），分數越高，表示護生的臨床實習參與度越高。

2.3 量表的信效度檢驗結果

2.3.1 項目分析 各條目與問卷總分的相關分析顯示，條目3“遵守醫(yī)院和科室規(guī)章制度，不遲到早退”與問卷總分的相關系數無統(tǒng)計學意義 （r=0.136，P=0.144）。其余25個條目與問卷總分的相關系數為0.346～0.737（P＜0.01），均＞0.2，因此保留 25 個條目進行后續(xù)的分析。

2.3.2 效度分析

2.3.2.1 探索性因子分析 將25個條目進行探索性因子分析，其 KMO統(tǒng)計值為 0.855(0.8＜KMO＜0.9)，Bartletts球形檢驗 χ2值為 1426.000(P＜0.001)，該表適合因子分析。量表共分析出六個因子（科研、教學、溝通協(xié)作、臨床護理工作、職業(yè)價值觀、專業(yè)發(fā)展能力），旋轉成分矩陣顯示，25個條目除條目20在其所屬因子上載荷值均 ＞0.4，因此將條目20“能主動認識到自己的不足并努力完善自己”刪除；將存在雙載荷現(xiàn)象的條目6“能及時發(fā)現(xiàn)臨床突發(fā)事件并妥善給予力所能及的處理”刪除。其余因子項目負荷值介于0.494至0.812之間，因子排列整齊，累計方差貢獻率達 63.704%（表 2）。

表2 旋轉因子負荷矩陣（n=117)

2.3.2.2 各因子之間及各因子與總分的相關性 6個因子與問卷總分的相關系數為 0.577～0.785（P＜0.01），均＞0.2，因此各因子與總分的相關性較好（表3）。

表3 各因子之間及各因子與總量表間的相關系數

2.3.2.3 內容效度 問卷各個條目的內容效度指數（I-CVI）為 0.89～1.000，總量表的內容效度指數（SCVI）為 0.995。

2.3.3 信度分析 問卷總體 Cronbach's α系數為0.811， 各條目的 Cronbach's α 系數為 0.791～0.920（表4）。間隔2周，其重測信度為0.996。

3 討論

基于“參與”的新視角即參與的頻率和參與的強度[2]從自評角度了解護生臨床實習自身主觀感受對于了解國內護生臨床實習參與度的現(xiàn)狀具有重要意義。本研究編制圖文并茂的護生臨床實習參與度調查問卷。結果顯示，該量表具有可靠的心理測量學特征。

3.1 可行性分析 選取天津市某醫(yī)學院校的實習護生117名進行問卷調查，共發(fā)出117份，收回117份，所有護生均在5～10分鐘內回答完26個問題，完成率為100%，顯示量表具有較好的可行性。

3.2 項目分析 條目“3遵守醫(yī)院和科室規(guī)章制度，不遲到早退”與問卷總分的相關系數未有統(tǒng)計學意義（r=0.136，P=0.144），將其刪除，分析其原因：“職業(yè)價值觀”是指從業(yè)人員對職業(yè)的認識和態(tài)度，以及對職業(yè)目標的追求和向往[21]。條目3可以劃分為“職業(yè)素養(yǎng)”方面，與“職業(yè)價值觀”有一定的偏差，其余條目與總分相關系數為0.346～0.737，說明各條目與總量表之間有良好的一致性。

表4 問卷的Cronbach's α系數

3.3 量表具有良好的效度 探索性因子分析結果顯示，護生實習參與問卷可提取出6個特征值大于1的公共因子（與問卷劃分的6個維度一致），說明公因子與問卷設計時的理論框架是一致的[20]。旋轉成分矩陣顯示，25個條目除20條目外在其所屬因子上載荷值均＞0.4，其余因子項目負荷值介于0.494至0.812之間，因子排列整齊，累計方差貢獻率達63.704%，以上結果表明，該量表具有較好的結構效度。分析條目20“能主動認識到自己的不足并努力完善自己”刪除的原因主要是該條目對于“護生實習參與”這一主題并沒有針對性。條目6“能及時發(fā)現(xiàn)臨床突發(fā)事件并妥善給予力所能及的處理”的區(qū)分度不夠，既與“臨床護理工作”相關，又可以歸入“專業(yè)發(fā)展能力”方面，對于界定模糊的條目予以刪除。將刪減后的問卷的各因子之間及其與總分之間進行相關性分析，結果顯示，6個因子與問卷總分的相關系數為 0.577～0.785（P＜0.01），均＞0.2，表明該量表各因子與總分的相關性較好，量表的內部相關性較高。此外，一般情況下，當ICVI≥0.78，S-CVI≥0.90即可認為測評工具具有良好的內容效度。該量表內容經國內護理教育及資深臨床護理專家評定，I-CVI為 0.875～1.000，S-CVI值為0.995，說明該量表內容效度良好。

3.4 量表具有良好的信度 總量表的Cronbach's α系數為0.811（＞0.8)，間隔2周的重測信度為0.996（＞0.7），說明整個問卷具有較好的內在一致性和穩(wěn)定性。從各個條目來看，Cronbach's α 為 0.791～0.920， 均＞0.7，符合量表的測量學要求。此外，該量表具有良好的可行性，在收集資料的過程中，護生表示量表條目內容表述清楚，圖文并茂，形式新穎，增加了填寫興趣。

4 小結

本研究采用主觀檢驗 （專家咨詢）和客觀檢驗（臨床測試、預調查）相結合的方法編制了護生臨床實習參與度的測評問卷，問卷最終確定為6個維度，23個條目。心理測量學指標的評定結果表明，該問卷的信度、效度較理想，且條目數量適中，簡潔易懂，可用于測評我國護生臨床實習參與度，為護理教育和護理管理者評價護生的實習質量提供了有效的自評工具，也從護生自身角度提高了對于臨床實習參與度的認知水平，為提高護生臨床實習質量提供了雙向保證。為提高護生實習參與度評價的規(guī)范性、客觀性和公正性提供理論依據，進而應用此評價體系為提高護生的實習參與度及促進實習整體質量提出合理的建議，有助于促進本科護生培養(yǎng)目標的實現(xiàn)。但本調查僅限于天津市的實習護生，實測結果的可靠性、代表性尚不足,故本研究實測結果的可靠性有待于在今后對指標體系進行大規(guī)模、寬范圍的實證研究中加以論證,且無護理實習參與度的相關評估工具與之作平行對照研究，今后還需將該問卷應用于更加廣泛的樣本中，對該問卷進行不斷的修正和完善。