羅忠琛，唐嬌，鄭藝平，胡少錦，范紀(jì)莉，余靜雅

（1.貴州醫(yī)科大學(xué) 護(hù)理學(xué)院，貴州 貴陽(yáng) 550025；2.重慶醫(yī)科大學(xué) 護(hù)理學(xué)院，重慶 400016；3.重慶醫(yī)科大學(xué)附屬第一醫(yī)院護(hù)理部，重慶 400016；4.漳州市龍海區(qū)程溪衛(wèi)生院，福建 漳州 363112；5.貴州醫(yī)科大學(xué)大學(xué)城醫(yī)院，貴州 貴陽(yáng) 550025）

衛(wèi)生保健相關(guān)后悔 （healthcare-related regret,HRR） 是指衛(wèi)生保健人員在日常臨床診療與護(hù)理工作中，因自己做出的臨床實(shí)踐或決策無(wú)效、徒勞或不恰當(dāng)時(shí)產(chǎn)生的一種后悔情緒體驗(yàn)[1-2]。研究表明，衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)不良導(dǎo)致衛(wèi)生保健人員陷入自我良心譴責(zé)、 道德倫理困境及出現(xiàn)自我失控感等負(fù)性心境中，引發(fā)睡眠、疲勞等健康問(wèn)題，甚至病休、離職等[3-6]，還會(huì)引起執(zhí)業(yè)過(guò)程中臨床決策和行為方面的惰性，降低工作滿意度，影響臨床實(shí)踐質(zhì)量[7-10]。醫(yī)護(hù)人員衛(wèi)生保健相關(guān)的后悔體驗(yàn)可追溯到其最初參與臨床實(shí)踐的經(jīng)歷[1]。 然而，實(shí)習(xí)護(hù)生臨床實(shí)踐能力參差不齊[11-12]，在組織信息、發(fā)現(xiàn)和探索問(wèn)題，為患者提供個(gè)性化護(hù)理及心理支持等方面能力薄弱， 缺乏處理問(wèn)題的應(yīng)變能力[13-16]；護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生還會(huì)因高學(xué)歷護(hù)生身份在臨床實(shí)踐中被過(guò)高期待，但常因自身實(shí)際能力與他人期望不符而產(chǎn)生挫敗感和緊張感，甚至自卑感等負(fù)面情緒[15-16]。 可見(jiàn)，實(shí)習(xí)護(hù)生更可能因自身表現(xiàn)不佳、 臨床操作或決策不當(dāng)而產(chǎn)生衛(wèi)生保健相關(guān)后悔和應(yīng)對(duì)不良。然而，我國(guó)尚未開(kāi)展關(guān)于衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)的研究。

衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表 （Care-related regret coping scale for health-care professionals, RCSHCP）由Courvoisier 等[2]于2014 開(kāi)發(fā)而成，已被發(fā)展為法語(yǔ)、德語(yǔ)和丹麥語(yǔ)版本，并在護(hù)士、醫(yī)生及衛(wèi)生保健工作相關(guān)的社會(huì)教育工作者中驗(yàn)證了量表的有效性[2，17-18]。 此外，一個(gè)前瞻性國(guó)際隊(duì)列研究將該量表用于評(píng)估首次進(jìn)入臨床工作的醫(yī)學(xué)生衛(wèi)生保健后悔應(yīng)對(duì)現(xiàn)狀[4]。 因此，本研究旨在對(duì)衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表進(jìn)行漢化， 檢驗(yàn)其在實(shí)習(xí)護(hù)士中的適用性， 以期為了解護(hù)生臨床實(shí)踐期間衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)現(xiàn)狀提供合適的評(píng)估工具。

1 研究方法

1.1 量表的漢化、跨文化調(diào)適及預(yù)調(diào)查 征得源量表作者的同意后，根據(jù)Brislin 翻譯指南[19]采用雙人正譯-回譯法對(duì)衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表進(jìn)行漢化和跨文化調(diào)適。

1.1.1 量表的翻譯和回譯 由2 名研究人員 （1 名護(hù)理心理學(xué)領(lǐng)域研究人員和1 名無(wú)醫(yī)學(xué)背景的大學(xué)英語(yǔ)教師）分別將原量表翻譯成中文，形成2 份中文版量表并通過(guò)比較、 整合形成達(dá)成共識(shí)中文版量表第1 版。 另外2 名研究人員（1 名臨床護(hù)理領(lǐng)域研究人員和1 名醫(yī)學(xué)專業(yè)英語(yǔ)教師） 分別將中文版量表初稿回譯成英文版， 形成2 份英文版回譯量表并通過(guò)比較、 整合形成達(dá)成共識(shí)的英文版回譯量表。 最后，由1 名護(hù)理學(xué)領(lǐng)域的專家組織所有的量表翻譯、回譯者及量表翻譯、 回譯綜合者一起比較回譯的英文版量表與英文原版量表在語(yǔ)意、習(xí)語(yǔ)、概念、內(nèi)容等方面的不同并分析原因，形成中文版量表第2 版。

1.1.2 量表的跨文化調(diào)適 采用德?tīng)柗茖＜液兎ㄟM(jìn)行跨文化調(diào)適。專家小組成員共5 名，由1 名公共衛(wèi)生專業(yè)教師、2 名護(hù)理學(xué)專業(yè)教師、2 名護(hù)理實(shí)習(xí)帶教老師。 5 名專家均為女性；年齡30～38（33.00±3.08）歲；學(xué)歷為碩士3 名，博士2 名；5 名專家均有心理學(xué)研究的經(jīng)歷。 由專家小組成員對(duì)中文版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表第2 版的條目進(jìn)行評(píng)價(jià)，結(jié)合我國(guó)語(yǔ)言文化給出修改意見(jiàn)， 形成中文版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表初稿。 綜合專家意見(jiàn)，將條目7 “我總是在腦海里反復(fù)思考此事”、條目8 “我對(duì)此事想得太多了，以至于使它變得烙印在我的思想里了”、條目11 “我試圖不去想它，避免感性地看待此事”、條目13 “我會(huì)把此事告訴同學(xué)（或同事），以避免類似的事情發(fā)生或改進(jìn)我們的臨床實(shí)踐”、條目15 “事物都有兩面性，我試圖辯證地看待此事”分別修改為：“我總是不停的在腦海里回憶此情此景”、“我對(duì)此事想得太多了，以至于它在腦海里揮之不去”、“我嘗試不去想它”、“我會(huì)把此類情形告訴同行以促進(jìn)我們的臨床實(shí)踐”、“我嘗試辯證地看待當(dāng)時(shí)的情形”，更符合原量表表達(dá)語(yǔ)意、語(yǔ)境。

1.1.3 預(yù)調(diào)查 采用便利抽樣的方法，于2021 年8月抽取重慶醫(yī)科大學(xué)正在臨床實(shí)習(xí)的40 名本科護(hù)生進(jìn)行預(yù)調(diào)查，通過(guò)計(jì)算量表填寫時(shí)間、訪談來(lái)了解研究對(duì)象對(duì)于條目?jī)?nèi)容的反應(yīng)及建議， 形成最終版量表（見(jiàn)表2）。 納入標(biāo)準(zhǔn)：本科實(shí)習(xí)護(hù)生；臨床實(shí)習(xí)期間至少有1 次衛(wèi)生保健相關(guān)后悔的體驗(yàn)； 自愿參與本次調(diào)查。排除標(biāo)準(zhǔn)：臨床實(shí)習(xí)期＜30 d。護(hù)生填寫問(wèn)卷時(shí)間約為3～6 min，對(duì)問(wèn)卷?xiàng)l目?jī)?nèi)容表示理解。

1.2 正式調(diào)查

1.2.1 研究對(duì)象 采用便利抽樣法選取實(shí)習(xí)護(hù)生529 名作為研究對(duì)象，包括于2021 年9—11 月抽取貴州醫(yī)科大學(xué)和重慶醫(yī)科大學(xué)的295 名本科實(shí)習(xí)護(hù)生，以及于2021 年11 月—2022 年8 月抽取貴州醫(yī)科大學(xué)、貴州中醫(yī)藥大學(xué)、重慶醫(yī)科大學(xué)、福建醫(yī)科大學(xué)、溫州醫(yī)科大學(xué)、中山大學(xué)等234 名正在臨床實(shí)習(xí)的護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生。納入標(biāo)準(zhǔn)：本科實(shí)習(xí)護(hù)生或正在臨床實(shí)習(xí)的護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生；臨床實(shí)習(xí)期間至少有1 次衛(wèi)生保健相關(guān)后悔的體驗(yàn)；自愿參與本次調(diào)查。 排除標(biāo)準(zhǔn)：臨床實(shí)習(xí)期＜30 d。

本研究將2 個(gè)階段的調(diào)查數(shù)據(jù)分別用于探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析。 根據(jù)量表?xiàng)l目數(shù)與測(cè)試樣本量的比例應(yīng)為1∶10， 估算每個(gè)階段調(diào)查的最小樣本量均應(yīng)為150 名[20]，實(shí)際納入本科實(shí)習(xí)護(hù)生295 名，護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生234 名。 本研究已獲貴州醫(yī)科大學(xué)人體試驗(yàn)倫理委員會(huì)批準(zhǔn)。

1.2.2 研究工具

1.2.2.1 一般資料調(diào)查問(wèn)卷 自行編制，包括性別、年齡、學(xué)歷、就讀院校、實(shí)習(xí)單位等級(jí)與性質(zhì)、已完成的實(shí)習(xí)時(shí)長(zhǎng)以及發(fā)生衛(wèi)生保健相關(guān)后悔的頻率。

1.2.2.2 中文版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表 源量表由Courvoisier 等[2]于2014 年研制，用于評(píng)估醫(yī)院衛(wèi)生保健專業(yè)人員如何應(yīng)對(duì)在日常診療和護(hù)理工作中產(chǎn)生的后悔體驗(yàn)。 漢化版量表包括問(wèn)題應(yīng)對(duì)策略（5 個(gè)條目）、適應(yīng)性情緒應(yīng)對(duì)策略（5 個(gè)條目）、不良情緒應(yīng)對(duì)策略（5 個(gè)條目），共3 個(gè)維度15 個(gè)條目。均采用Likert 4 級(jí)評(píng)分法，按“從不或幾乎不”至“總是或幾乎是”分別賦值1～4 分。 當(dāng)每個(gè)維度條目均分大于中值時(shí)， 表示個(gè)體傾向于采取該維度的應(yīng)對(duì)策略。若個(gè)體面臨衛(wèi)生保健相關(guān)后悔時(shí)，傾向于選擇以解決問(wèn)題為中心的應(yīng)對(duì)策略和積極的情緒應(yīng)對(duì)策略，則后悔應(yīng)對(duì)有效；反之，后悔應(yīng)對(duì)不良[2，9]。

1.3 資料收集方法 本研究采用問(wèn)卷星平臺(tái)編制電子版調(diào)查問(wèn)卷 （本科實(shí)習(xí)護(hù)生的調(diào)查問(wèn)卷鏈接https://www.wjx.cn/vj/excGZV2.aspx；護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生的調(diào)查問(wèn)卷鏈接https://www.wjx.cn/vj/PRSvrFC.aspx）。 電子版問(wèn)卷首頁(yè)向調(diào)查對(duì)象解釋了本研究的目的和意義， 告知其在調(diào)查過(guò)程中的權(quán)益與隱私保護(hù)策略，征得知情同意后自行填寫問(wèn)卷。實(shí)習(xí)護(hù)生需填寫完所有必填項(xiàng)后方可提交問(wèn)卷， 且1個(gè)IP 地址僅可提交1 次問(wèn)卷，以保證調(diào)查資料無(wú)重復(fù)填寫或漏填的情況。 2 名研究者聯(lián)系輔導(dǎo)員或任課教師將問(wèn)卷鏈接和紅包發(fā)到班級(jí)微信或QQ 群，愿意參與本次調(diào)查者提交問(wèn)卷后可領(lǐng)1 元紅包。 共回收問(wèn)卷567 份，排除剔除填寫時(shí)間＜3 min 和選項(xiàng)呈明顯規(guī)律性的問(wèn)卷后，得到有效問(wèn)卷529 份，有效回收率93.3%。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 本研究直接從問(wèn)卷星平臺(tái)導(dǎo)出數(shù)據(jù)，采用SPSS 25.0、AMOS 26.0 分析數(shù)據(jù)。采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差描述正態(tài)分布計(jì)量資料，中位數(shù)和四分位數(shù)描述非正態(tài)分布計(jì)量資料；頻數(shù)、構(gòu)成比描述計(jì)數(shù)資料。采用信度檢驗(yàn)法、相關(guān)系數(shù)法、離散趨勢(shì)法、臨界比決斷值法和經(jīng)驗(yàn)法對(duì)量表?xiàng)l目進(jìn)行篩選。 采用內(nèi)容效度指數(shù)（content validity index，CVI）評(píng)定量表的內(nèi)容效度，包括量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)（scalelevel，S-CVI） 和條目水平的內(nèi)容效度指數(shù) （itemlevel CVI，I-CVI）。使用本科實(shí)習(xí)護(hù)生的數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析， 護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，通過(guò)修正指標(biāo)（modification indices，MI）進(jìn)行模型修正。 基于驗(yàn)證性因子分析結(jié)果中各條目與衛(wèi)生保健相關(guān)后悔的路徑系數(shù)， 計(jì)算各因子的平均方差抽取量（average varianceextracted，AVE）和組合信度（composite reliability，CR）評(píng)價(jià)量表的聚合效度，且對(duì)比AVE 平方根與各維度間的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值的關(guān)系，評(píng)價(jià)量表區(qū)分效度。 此外，根據(jù)數(shù)據(jù)的正態(tài)性檢驗(yàn)和方差齊性檢驗(yàn)結(jié)果， 采用獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)已知組別效度。采用Cronbach α 系數(shù)、折半信度系數(shù)和組內(nèi)相關(guān)系數(shù)（interclass correlation coefficient，ICC）進(jìn)行信度分析。 以P＜0.05 表示差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 529 名實(shí)習(xí)護(hù)生中，就讀院校：重慶醫(yī)科大學(xué)206 名（占38.9%），貴州醫(yī)科大學(xué)170 名（占32.2%），貴州中醫(yī)藥大學(xué)73 名（占13.8%），福建醫(yī)科大學(xué)35 名（占6.6%），溫州醫(yī)科大學(xué)23 名（占4.3%），中山大學(xué)22 名（占4.2%）；年齡17～39 （23.43±2.62）歲；其中女性473 名（89.4%），男性56 名（10.6%）；學(xué)歷：本科295 名（占55.8%），碩士234 名（占44.2%）；實(shí)習(xí)單位等級(jí)與性質(zhì)：三級(jí)綜合性醫(yī)院475 名（占89.8%），三級(jí)專科性醫(yī)院41 名（占7.7%），二級(jí)綜合性醫(yī)院11 名（占2.1%），二級(jí)?？菩葬t(yī)院2名（占0.4%）；已完成的實(shí)習(xí)時(shí)長(zhǎng)＜6 個(gè)月者161 名（占30.4%），≥6 個(gè)月者368 名（占69.6%）；發(fā)生衛(wèi)生保健相關(guān)后悔的次數(shù)：1 次者297 名（占56.1%），2～3 次者145 名 （占27.4%），4～5 次者54 名 （占10.2%），6 次及以上者33 名（占6.3%）。

2.2 項(xiàng)目分析 （1）臨界比決斷值法[21]：將量表得分由高到低排序，分別將得分最高的27%分為高分組，得分最低的27%分為低分組， 通過(guò)獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)進(jìn)行各條目高低分組的差異性檢驗(yàn)， 條目達(dá)顯著水平（P＜0.05）、臨界比決斷值＞3 的條目予以保留，反之刪除；本研究量表各條目臨界比決斷值為10.439～20.761（均P＜0.001）。 （2）相關(guān)系數(shù)法[21]：計(jì)算量表各條目與總分的相關(guān)系數(shù)， 保留相關(guān)系數(shù)達(dá)到顯著水平（P＜0.050）、相關(guān)性水平處于0.350～0.800 的條目，反之刪除； 本研究量表各條目與總分相關(guān)系數(shù)為0.492～0.768（均P＜0.001）。（3）離散趨勢(shì)法[21]：采用標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)衡量條目的離散程度，若標(biāo)準(zhǔn)差＜0.75，則條目的鑒別力較差，需刪除；本研究量表各條目標(biāo)準(zhǔn)差為0.780～0.871。 （4）信度檢驗(yàn)法[21]：若刪除某條目后，量表Cronbach α 系數(shù)增大或沒(méi)有改變，則該條目與其他條目同質(zhì)性低， 需刪除； 本研究總量表Cronbach α 系數(shù)為0.917， 刪除使量表Cronbach α系數(shù)增大至0.919 的條目2 “我會(huì)與病人 （或其家屬） 再次討論此事”， 其余各條目刪除后， 量表的Cronbach α 系數(shù)為0.908～0.913，均未超過(guò)0.917，說(shuō)明條目2 與其他條目同質(zhì)性低，提示需刪除該條目。（5）經(jīng)驗(yàn)法[20]：本研究除應(yīng)用客觀條目分析方法外，還應(yīng)用經(jīng)驗(yàn)法，由課題組成員對(duì)上述所有條目分析與篩選結(jié)果，結(jié)合專業(yè)意義進(jìn)行綜合分析。 根據(jù)信度檢驗(yàn)法的分析結(jié)果，研究小組對(duì)是否刪除條目2“我會(huì)與病人（或其家屬）再次討論此事”進(jìn)行了討論，最終刪除了條目2。

2.3 效度分析

2.3.1 內(nèi)容效度 內(nèi)容效度評(píng)價(jià)專家同跨文化調(diào)適部分，5 名專家評(píng)價(jià)衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表初稿中各條目與相應(yīng)內(nèi)容維度的關(guān)聯(lián)性 （評(píng)定采用4分制法，1=不相關(guān)，2=有點(diǎn)相關(guān)，3=相關(guān)，4=非常相關(guān)）。 結(jié)果顯示，量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)（Scalelevel content validity index, S-CVI）為1.000，條目水平CVI（Item-level CVI, I-CVI）均為1.000。

2.3.2 結(jié)構(gòu)效度 將第1 階段收集的本科實(shí)習(xí)護(hù)生的數(shù)據(jù)（n=295）用來(lái)做探索性因子分析，將第2 階段收集的實(shí)習(xí)護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生的數(shù)據(jù)（n=234）用來(lái)做驗(yàn)證性因子分析。

2.3.2.1 探索性因子分析 采用SPSS 25.0 對(duì)本科實(shí)習(xí)護(hù)生的數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析。首先，Bartlett球 性 檢 驗(yàn)χ2=2802.660，P ＜0.001， 適 切 性 量 數(shù)（Kaiser-Meyer-Olkin, KMO）值為0.905，提示適合做因子分析[21]。 然后，采用主成分分析法和正交轉(zhuǎn)軸中的最大方差法，在不限定因子個(gè)數(shù)的條件下，提取3個(gè)特征根＞1 的公因子， 累計(jì)方差貢獻(xiàn)率72.25%，參考界值40.00%[21-22]， 表明本研究中3 個(gè)因子對(duì)實(shí)習(xí)護(hù)士的衛(wèi)生保健相關(guān)后悔具有較高的解釋力。 除條目7“我總是不停的在腦海里回憶此情此景”和條目13“我嘗試不去想它”出現(xiàn)雙因子載荷＞0.4 外，其余條目均為在單因子載荷＞0.4。 本研究結(jié)合量表整體表達(dá)意義及學(xué)科專業(yè)知識(shí)判斷取舍[21]，將條目7 和條目13 歸屬至因子載荷更高的因子中，與原量表的條目歸屬吻合。因此，本研究中3 個(gè)公因子的命名與原量表保持一致，分別為“問(wèn)題應(yīng)對(duì)策略”、“適應(yīng)性情緒應(yīng)對(duì)策略”及“不良情緒應(yīng)對(duì)策略”，見(jiàn)表1。

表1 中文版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表的因子結(jié)構(gòu)矩陣（n=295）

2.3.2.2 驗(yàn)證性因子分析 采用AMOS 26.0 對(duì)實(shí)習(xí)護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析， 通過(guò)最大似然法對(duì)量表的擬合情況進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)。 第1 輪驗(yàn)證性因子分析結(jié)果顯示， 測(cè)量誤差e1 與e13、e3 和e4、e5 和e10、e10 和e14、e14 和e15之間的MI 較大，考慮條目1 和條目13、條目3 和條目4、 條目5 和條目10、 條目10 和條目14 以及條目14和條目15 之間測(cè)量的特質(zhì)類似， 理論上其測(cè)量誤差也存在某種關(guān)聯(lián)的可能。 因此，以MI＞20 為標(biāo)準(zhǔn)，逐步選擇上述條目間的測(cè)量誤差設(shè)定協(xié)方差關(guān)系進(jìn)行第2 輪模型修正[23-24]。 最終擬合結(jié)果為:χ2/df=2.309，P＜0.05，比較擬合指數(shù)（comparative fit index，CFI）=0.955，擬合優(yōu)度指數(shù)（goodness-of fit index，GFI）=0.911，規(guī)范擬合指數(shù)調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)（normed fit index，NFI）=0.924， 增量擬合指數(shù) （incremental fit index，IFI）=0.955，非規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)（tueker-lewis index，TLI）=0.940，近似誤差均方根（root mean square error of approximtion，RMSEA）=0.075。 修正后模型適配性良好，見(jiàn)表2。

表2 2 輪驗(yàn)證性因子分析后模型適配性指標(biāo)比較（n=234）

2.3.2.3 聚合效度及區(qū)分效度 本研究驗(yàn)證性因子分析顯示，量表各條目與對(duì)應(yīng)維度的路徑系數(shù)0.579～0.897（均＞0.500），顯示量表各條目與對(duì)應(yīng)維度間具有良好的相關(guān)關(guān)系。問(wèn)題應(yīng)對(duì)策略、適應(yīng)性情緒應(yīng)對(duì)策略及不良情緒應(yīng)對(duì)策略3 個(gè)維度的AVE 值分別為0.464、0.521 及0.685 （除個(gè)別維度略低于0.5，其余均＞0.500）；組合信度（composite reliability，CR）分別為0.775、0.844、0.915（均＞0.700），顯示量表的聚合效度基本在較好的水平[23-24]。 此外，量表問(wèn)題應(yīng)對(duì)策略、 適應(yīng)性情緒應(yīng)對(duì)策略及不良情緒應(yīng)對(duì)策略3 個(gè)維度的AVE 平方根值為0.681～0.828， 而Pearson相關(guān)系數(shù)為0.406～0.584（P＜0.010）。 可見(jiàn)，各維度的AVE平方根值大于各維度間相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值，說(shuō)明量表具有良好的區(qū)分效度[23-24]。

2.3.3.3 已知組別效度 通過(guò)已知組別效度檢驗(yàn)，實(shí)習(xí)護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生的衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表總分及3 個(gè)維度得分均高于本科生（P＜0.05）。見(jiàn)表3。

表3 實(shí)習(xí)本科護(hù)生與實(shí)習(xí)護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表得分的比較（±s，分）

表3 實(shí)習(xí)本科護(hù)生與實(shí)習(xí)護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表得分的比較（±s，分）

組別實(shí)習(xí)本科護(hù)生實(shí)習(xí)護(hù)理專業(yè)學(xué)位碩士研究生tP n 295 234衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表總分33.56±8.72 35.76±7.51 3.129 0.002問(wèn)題應(yīng)對(duì)策略9.68±2.81 10.28±2.42 2.639 0.009適應(yīng)性情緒應(yīng)對(duì)策略8.43±2.91 9.03±2.69 2.468 0.014不良情緒應(yīng)對(duì)策略11.51±3.32 12.49±3.02 3.568＜0.001

2.4 信度分析 衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)總量表、問(wèn)題應(yīng)對(duì)策略維度、 適應(yīng)性情緒應(yīng)對(duì)策略維度及不良情緒應(yīng)對(duì)策略維度的Cronbach α 系數(shù)分別為0.905、0.827、0.876 及0.918； 折半信度系數(shù)分別為0.847、0.849、0.792 和0.863。 通過(guò)便利抽樣法選取40 名本科實(shí)習(xí)護(hù)生于2 周后再次測(cè)量，衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)總量表、問(wèn)題應(yīng)對(duì)策略維度、適應(yīng)性情緒應(yīng)對(duì)策略維度及不良情緒應(yīng)對(duì)策略維度的ICC 值分別為0.909（P＜0.001）、0.813（P＜0.001）、0.787（P＜0.001）及0.767（P＜0.001）。

3 討論

3.1 衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表漢化修訂過(guò)程科學(xué)規(guī)范 在量表的漢化及跨文化調(diào)試過(guò)程中， 嚴(yán)格遵循Brinslin 雙人翻譯-回譯原則[19]。 專家們根據(jù)國(guó)內(nèi)護(hù)生臨床實(shí)踐實(shí)際情況、不同文化情境、語(yǔ)句表述等問(wèn)題對(duì)量表部分條目給出了相關(guān)意見(jiàn)。 研究小組就專家意見(jiàn)對(duì)量表?xiàng)l目7、條目8、條目11、條目13和條目15 的語(yǔ)義表述進(jìn)行了修改，更符合原量表表達(dá)語(yǔ)意、語(yǔ)境。在評(píng)價(jià)量表信效度的過(guò)程中嚴(yán)格遵守源量表的技術(shù)要求和評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)[21，25]，并采用信度檢驗(yàn)法、相關(guān)系數(shù)法、離散度法、臨界比值法和因子分析法對(duì)量表?xiàng)l目進(jìn)行篩選。在信度檢驗(yàn)法中，刪除條目2“我會(huì)與病人（或其家屬）再次討論此事”后，量表Cronbach α 系數(shù)由0.917 增大到0.919，說(shuō)明該條目與其他條目同質(zhì)性低，提示需刪除該條目。 此外，我國(guó)醫(yī)患關(guān)系緊張， 醫(yī)患沖突已成為影響醫(yī)患關(guān)系的重要社會(huì)問(wèn)題[26]，而不良的醫(yī)患溝通是導(dǎo)致醫(yī)患關(guān)系緊張的重要原因[27]。 當(dāng)護(hù)生因自己對(duì)患者的臨床決策不理想或臨床實(shí)踐行為不當(dāng)而產(chǎn)生衛(wèi)生保健相關(guān)后悔時(shí)， 為避免此事或不良醫(yī)患溝通造成的醫(yī)患關(guān)系緊張，甚至醫(yī)療糾紛，或?yàn)楸苊鈱?duì)自我職業(yè)發(fā)展的不良影響，一般不愿意主動(dòng)與患者或其家屬討論此情形[28]。 因此，研究小組根據(jù)經(jīng)驗(yàn)法和項(xiàng)目分析結(jié)果，將條目2 從量表中刪除。

3.2 中文版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表的信度良好 本研究采用Cronbach α 系數(shù)、折半信度系數(shù)和ICC 值評(píng)價(jià)量表的內(nèi)部一致性（信度）。 其中，總量表及其3 個(gè)維度的Cronbach α 系數(shù)分別為0.905、0.827、0.876， 均高于德語(yǔ)版和丹麥版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表[17-18]。 雖然問(wèn)題應(yīng)對(duì)策略維度、適應(yīng)性情緒應(yīng)對(duì)策略維度的Cronbach α 系數(shù)低于源量表[2]，但均＞0.8[21]，說(shuō)明中文版量表具有較好的內(nèi)部一致性?？偭勘砑捌? 個(gè)維度的折半信度系數(shù)分別為0.853、0.851、0.845 和0.807。 一般認(rèn)為， 當(dāng)折半信度系數(shù)＞0.800 時(shí)，內(nèi)部一致性良好[21]。 此外，德語(yǔ)版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表3 個(gè)維度的ICC 值分別為0.68、0.72 和0.60，源量表分別為0.78、0.82 和0.79。中文版總量表及其3 個(gè)維度的ICC 值分別為0.909、0.813、0.787 及0.767，高于德語(yǔ)版量表[17]，與源量表相當(dāng)[2]。 ICC 值＞0.70 則表示量表具有較好的重測(cè)信度[21]。 可見(jiàn)，中文版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表具有良好的信度。

3.3 中文版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表的效度良好

3.3.1 內(nèi)容效度 中文版量表的S-CVI 為1.000，ICVI 均為1.000。一般認(rèn)為，當(dāng)般認(rèn)為當(dāng)I-CVI≥0.780，S-CVI≥0.900 時(shí)，提示量表內(nèi)容效度較好[21]?？梢?jiàn)中文版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表的條目符合測(cè)量目的和要求， 能夠有效評(píng)估實(shí)習(xí)護(hù)士的衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)策略現(xiàn)狀。

3.3.2 結(jié)構(gòu)效度 本研究采用探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析評(píng)價(jià)量表的結(jié)構(gòu)效度。 探索性因子分析中，根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)確定因子數(shù)及條目的選擇依據(jù)：（1）特征根＞1.000；（2）因子載荷≥0.400；（3）當(dāng)條目出現(xiàn)雙載荷現(xiàn)象時(shí)，結(jié)合量表整體表達(dá)意義及學(xué)科專業(yè)知識(shí)判斷取舍[21]。 通過(guò)探索性因子分析提取3個(gè)公因子，所有條目的因子載荷值均＞0.4。 雖然條目7 和條目13 出現(xiàn)雙因子載荷＞0.4，但將其歸屬至因子載荷更高的因子中，與原量表的條目歸屬吻合。提取的因子累積方差貢獻(xiàn)率為72.25%，高于源量表（54.2%）[2]，這可能與研究對(duì)象的文化差異，以及本研究刪除了條目2 有關(guān)。 在探索性因子分析的基礎(chǔ)上，采用實(shí)習(xí)護(hù)理學(xué)專業(yè)型碩士學(xué)位研究生數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析顯示，χ2/df=2.309，表示模型與實(shí)際數(shù)據(jù)適配度較高[24]。 GFI、CFI、TLI、IFI 和NFI指數(shù)均＞0.9，表示模型適配度良好[24]；此外，RMSEA為0.075，說(shuō)明該量表有較好的擬合度和穩(wěn)定性[24]?？梢?jiàn)量表的模型適配良好，且在不同學(xué)歷的實(shí)習(xí)護(hù)士中的普適性良好。

3.3.3 聚合效度、 區(qū)分效度和已知組別效度 聚合效度指測(cè)量相同潛在特質(zhì)的項(xiàng)目是否屬于同一維度， 采用AVE 和CR 進(jìn)行評(píng)價(jià)， 當(dāng)AVE＞0.50 時(shí)，CR＞0.70，條目的路徑系數(shù)＞0.50 時(shí)，表明聚合效度良好； 區(qū)分效度指測(cè)量同一潛在特質(zhì)的各維度間應(yīng)呈低相關(guān)或差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，采用AVE 的平方根是否大于潛變量間的相關(guān)系數(shù)判斷， 若大于相關(guān)系數(shù)，則表示區(qū)分效度良好[23-24]。 本研量表3 個(gè)維度的AVE 為0.464、0.521 及0.685， 接近或＞0.5；CR 分別為0.775、0.844 及0.915，均＞0.7；各條目的路徑系數(shù)為0.579～0.897，均>0.5，可見(jiàn)量表聚合效度良好。 可見(jiàn)量表的區(qū)分效度良好。此外，通過(guò)已知組別效度分析顯示， 本科實(shí)習(xí)護(hù)生與專業(yè)型碩士研究生在臨床實(shí)踐期間的衛(wèi)生保健相關(guān)后悔量表?xiàng)l目均分， 各維度均分上的差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），說(shuō)明量表具有較好的實(shí)證效度。

4 結(jié)論及本研究的局限性

中文版衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)量表包括3 個(gè)維度，共14 個(gè)條目。量表具有良好的信效度，可以作為實(shí)習(xí)護(hù)士衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)現(xiàn)狀的評(píng)價(jià)工具。此外，該量表?xiàng)l目少，填寫方便，操作簡(jiǎn)單，具有可行性。

本研究采用便利抽樣法選取研究對(duì)象， 可能存在選擇偏倚。 由于目前尚未見(jiàn)評(píng)估衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)的其他量表， 故無(wú)法檢驗(yàn)校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。 此外，本研究?jī)H納入529 名實(shí)習(xí)護(hù)生，樣本量偏少。 在未來(lái)的研究中，可進(jìn)一步擴(kuò)大研究樣本，進(jìn)行多中心研究，以及將該量表應(yīng)用于其他衛(wèi)生保健人員（如護(hù)士、醫(yī)生等）的衛(wèi)生保健相關(guān)后悔應(yīng)對(duì)現(xiàn)狀評(píng)估，并評(píng)價(jià)該量表在這些人群中應(yīng)用的信效度， 進(jìn)一步檢驗(yàn)該量表的普適性。