护士对护士处方权信念和态度量表的编制与信效度研究

凌冬兰，黎婉婷，钟美云，于红静，钟润芳

随着医疗需求的日益增长和高级护理实践的迅速发展[1-2]，护士拥有处方权在很多国家成为现实。在全球范围内，护士处方权发展迅速，目前有美国、英国、爱尔兰等至少22个国家逐渐对护士开放了一定程度的护士处方权[3-6]。然而，处方权并不在我国大陆护士的执业范围内，直到2017年安徽省率先对78名高年资护士开放了一定范围内的护士处方权，这说明我国将有可能逐渐开放护士处方权[7]。众多研究表明，护士处方权不仅可以减轻医生的工作负荷，为病人提供更快捷的服务，保证医疗护理的连续性，还能增加护士的职业自信，提高他们的工作自主性和满意度[5,8-9]。国外研究表明，如果护士对处方权持消极的态度，护士往往不行使处方权[10]，说明护士对护士处方权的态度是护士处方权能否顺利实施的重要影响因素。因此，有必要先了解护士对护士处方权这一新执业内容的信念、态度和看法，为将来医疗决策者制定护士处方权政策提供参考依据[11]。目前国内尚未见有关于护士对护士处方权的信念和态度评价工具的研究，鉴于此，本研究拟在借鉴国内外相关研究成果的基础上，编制和评价护士对护士处方权的信念和态度量表，为评估护士对护士处方权的信念和态度提供有效的工具，现报告如下。

1 量表的编制过程与方法

1.1 拟定初始量表

1.1.1 构建条目池 参考Patel等编制的护士对护士处方权需求和态度问卷构建条目池[12]，该问卷主要调查护士对护士处方权的看法。研究组已邮电联系该问卷原作者，并征得作者的同意使用该量表的部分条目。原问卷共有7个维度共65个条目，包括A一般信念和态度(16个条目)、B影响(22个条目)、C使用(9个条目)、D临床责任(5个条目)、E法律责任(4个条目)、F培训(7个条目)、G监督(2个条目)。因该问卷是在英国已开放护士处方权7年之后的背景下开发的，与本研究的调查对象未行使处方权的背景不同，因此该问卷的C～G维度的内容经研究组成员讨论后认为与本研究不相关，予以删除。维度A和B具有较好的信度，Cronbach′s α系数分别为0.75和0.87。根据我国国情和本研究的目的，遴选维度A中的16个条目和维度B中的10个条目纳入条目池。

随后，对这26个条目进行汉化。参照世界卫生组织(WHO)发布的问卷翻译指南[13],对纳入的条目进行了翻译、回译、跨文化调适和测试。首先由精通英文但母语为汉语的在国外获得护理学硕士学位的2名护士对原量表进行正译，再请2位精通英语但非医学专业背景的专家对正译版条目进行回译，最后由2名母语为英语的加拿大学者共同将原量表与回译后的英文版量表进行对比和分析，确定翻译和回译语义一致。最后，在阅读大量关于护士对护士处方权看法的文献的基础上，邀请了4名具有10年以上临床工作经验、副高职称以上、本科以上学历的专科护士参与条目池构建的课题组成员讨论会。最后专科护士补充了5个条目，本课题组成员补充了7个条目，条目池共计有38个条目。

1.1.2 确定量表计分方法 条目以Likert 5级评分法分取5点等距评分法评分，5个等级依次赋1～5分，分为非常不同意(1分)、不同意(2分)、一般(3分)、同意(4分)、非常同意(5分)，其中第2题、第3题、第4题、第17题、第19题、第20题、第25题、第26题、第27题为反向计分。

1.1.3 形成预调查量表 本研究邀请10名专家对初始量表的准确性进行有偿评价。选择具备副高职称以上并了解香港护士处方权的10名赴港专科护士，采用两轮专家函询的方式，对条目池的所有条目进行评价。10名专家的专科领域分别为：ICU(2人)、骨科(2人)、急诊科(2人)、老年科(2人)、心血管科(1人)、神经内科(1人)；年龄39～48(42.50±4.78)岁；工作年限(21.00±7.01)年；高级职称2人，副高职称8人；学历为本科8人，硕士1人，博士1人。请10名护理专家采用Likert 5级评分法(最不相关计1分，最相关计5分)评价量表条目的相关性。同时咨询专家对条目的增加、删除及修改意见。两轮专家函询的问卷回收率均为100%，计算10名专家的权威系数(Cr)为0.83，咨询结果可靠。条目筛选标准为：变异系数≤0.25且相关性赋值均数≥3.8。对未达到条目筛选标准的条目，结合专家修改和删除意见，经本研究组成员讨论后，5个条目被删除，3个条目被合并，3个条目被修改，并增加1个条目，最后得到31个条目。

1.1.4 量表预调查 根据预调查的样本量应该在25～75的原则[14]，采用方便抽样法选取广州某三级甲等医院25名护士对量表进行预调查，以了解护士填写量表时的感受和对条目内容的理解度。对参与调查的护士提出的问题、建议进行了及时的记录和修改，记录填表所用的时间。调查对象提出反向条目太多容易填错，因此第2题、第3题、第4题、第17题反向计分条目被修改成正向计分，保留第19题、第20题、第25题、第26题、第27题为反向计分，分析数据时原始分1分、2分、3分、4分、5分应调整为对应的5分、4分、3分、2分、1分计分。最终形成初始量表，填写问卷需要时间为5～8 min。

1.2 量表的信效度检验

1.2.1 研究对象 依据因子分析时样本数应为条目数的5～10倍[15]确定样本量为151～310。本研究2019年7月—2019年9月通过问卷星平台采用方便整群抽样调查方法，在全国范围内选取8个省份共13家医院的护士进行调查。纳入标准：①在三级甲等医院工作；②具有5年以上临床一线工作经验的护士；③具有护师以上职称；④愿意参与本次调查。排除标准：调查期间病事假超过3个月的护士。

1.2.2 资料收集 向护士微信群里发放问卷链接，知情同意书详细附在问卷里，知情同意书中包含本研究的目的、意义、保密原则等，以取得调查对象的支持与配合，提交问卷被视为自愿参与本研究。填写完毕后系统自动发放红包1～3元，以感谢参与者的付出。本次共发放至23个微信群，采用匿名调查。被调查的对象中，有25名由于是微信好友，提交的问卷可被识别，其余非微信好友填写的问卷均不能被识别。最后问卷星共收回问卷394份，根据纳入与排除标准和填写的完整性和准确性，最终确定有效问卷为368份，有效回收率为93.40%，大于本研究样本的估算量。在回收问卷1个月后，对能被识别的25名微信好友再次发放问卷，回收21份有效问卷，两次回收的数据用于分析重测信度。第二次回收的21份有效问卷数据只用于分析重测信度。

1.2.3 统计学方法 所有有效问卷数据采用EpiData 3.1软件进行双人双录入，再采用系统逻辑检错。采用SPSS 23.0软件进行统计学分析。根据量表编制方法学[16]，通过碎石图、探索性因子、Cronbach′s α系数对条目继续进行筛选，只要其中1种统计学方法符合删除标准，该条目即被删除。通过碎石图和探索性因子分析得出量表的各维度。通过分析各维度与量表总分之间的Pearson相关系数、量表和条目水平的内容效度指数评定量表的内容效度，计算重测信度和Cronbach′s α系数分别测评量表的稳定性和内部一致性信度。

2 结果

2.1 一般资料 368名参与调查的护士来自7个省、1个自治区，广东省78人(21.20%)，贵州省36人(9.78%)，河北省47人(12.77%)，湖南省59人(16.03%)，江苏省28人(7.61%)，四川省31人(8.42%)，云南省41人(11.14%)，广西壮族自治区48人(13.04%)；男35人(9.51%)，女333人(90.49%)；年龄27～50(33.38±3.78)岁；文化程度：专科39人(10.60%)，本科308人(83.70%)，硕士21人(5.7%)；职称：护师173人(47.01%)，主管护师150人(40.76%)，副主任护师43人(11.68%)，主任护师2人(0.54%)；专科护士65人(17.66%)；参与的专科共有39个，其中重症医学科52人(14.13%),肿瘤科48人(13.04%)，骨科46人(12.50%)，急诊科35人(9.51%)，老年科25人(6.79%)。

2.2 量表条目与维度确定 经3轮探索性因子和碎石图分析后，根据删除标准，经本课题组成员讨论后在初步确定的31个条目中删除4个条目，量表最终保留27个条目。第4轮将量表27个条目进行探索性因子分析，其KMO值为0.918。Bartlett球形检验达到明显性水平(χ2=6 395.537，df=351，P<0.01)，表明有共同因子，可以进行维度分析[16]。进一步通过方差最大正交旋转后取特征值>1，抽取4个公因子，累积变异贡献率为68.24%，并采用碎石图(Scree Plot)进一步验证公因子(见图1)，图1表明，从第5个主成分开始，这些主成分的特征根已经变得非常小，因此只需要提取前4个主成分作为本量表的4个维度。量表27个条目的因子载荷为0.498～0.905，提示量表的所有条目能够被公因子较好地解释[16]，各因子命名及其成分矩阵见表1。

表1 368名护士对护士处方权信念和态度量表探索性因子分析的因子载荷矩阵

2.3 效度

2.3.1 结构效度 本研究在第4轮的探索性因子分析法提取了4个公因子，可以解释总变异的68.24%，27个条目的因子载荷值为0.498～0.905(均>0.4)，见表1。

2.3.2 内容效度 对量表总体与各维度进行Pearson相关性分析[17]，结果表明，量表总分与4个维度的相关系数为0.62～0.83。4个维度间的相关系数在0.06～0.59，各维度间的相关系数均小于各维度与总量表的相关系数，见表2。另外，再次邀请参与初始量表专家函询的10名赴港护士进行第3轮的专家函询，对最终量表的27个条目的适合性与相符性进行评定，各条目的内容效度指数(I-CVI)为0.71～1.00,量表水平的内容效度指数(S-CVI)为0.921。

表2 护士对护士处方权信念和态度量表总分与各维度的相关性分析(r值)

2.4 信度

2.4.1 重测信度 本研究采用Pearson 相关评价其重测信度，对21名护士时隔1个月进行了两次测量，测得本量表的重测信度为0.808(P<0.01)。

2.4.2 内部一致性信度 本量表的Cronbach′s α系数是0.902，感知护士处方权的益处、对行使护士处方权的自我效能、感知行使护士处方权时的障碍、感知护士处方权的需求的Cronbach′s α系数分别为0.969、0.808、0.761和0.767。

3 讨论

3.1 量表具有良好的效度 评价量表的结构效度最常用且有效的方法为探索性因子分析[16]。一般认为，一个量表的公因子的累计解释总变异>40%，每个条目在其他公因子上载荷值较低(<0.4)，但在某个公因子上的载荷值较高(>0.4)，则表明该量表有较好的结构效度[16-17]。本研究通过探索性因子分析法提取了4个公因子，可以解释总变异的68.24%，27个条目的因子载荷值为0.498～0.905(均>0.4)，说明本量表的结构效度良好。检验一个具有较好内容效度的量表，其量表水平S-CVI值需≥0.90[16]，本研究10名专家对量表的所有条目进行评议，最后评定结果S-CVI值为0.921，表明本量表具备良好的内容效度。另外，如果量表的总分与各维度的相关系数为0.3～0.8，且总分与各维度的相关系数高于各维度之间的相关系数，说明该量表有较好的内容效度[18]。本量表总分与每个维度的相关系数为0.62～0.83，说明4个维度与总量表具有较高的相关性；各维度间的相关系数为0.06～0.59，各因子间的相关系数均小于各因子与总量表的相关系数，说明本量表内容效度良好。

3.2 量表具有良好的信度 评价量表的稳定性与可靠性通常采用内部一致性信度和重测信度[16]。如果总量表的Cronbach′s α系数>0.8且各维度的Cronbach′s α系数>0.7，认为量表的各条目内部一致性信度良好[19]。总量表的Cronbach′s α系数为0.902，且各维度的Cronbach′s α系数>0.761，说明本量表各条目的内在一致性信度良好。重测信度测量量表的稳定性，认为重测信度>0.8的量表的稳定性较好[19]，本量表的重测信度为0.808，说明本量表的稳定性好。

3.3 本量表的研究展望 随着我国高级护理实践的迅速发展，护理学科已成为一级学科，护士执行护士处方权将有可能成为现实。然而国外研究表明，如果护士对护士处方权持消极的态度，他们往往不行使处方权[12]。根据计划行为理论，如果一个人对某种行为有积极的态度，那么这个人就会产生执行的意愿并执行行为[20]，可见护士对处方权的信念和态度是影响护士处方权实施成功与否的因素之一。因此，有必要先了解护士对护士处方权的需求、信念和态度，以探索其障碍因素，为以后医疗政策制定者提供参考依据。目前国内尚未见有关于护士对护士处方权的信念和态度评价工具的研究，本研究在回顾国内外相关研究成果的基础上，编制了临床护士对护士处方权的信念和态度量表，为将来评估我国护士对护士处方权的信念和态度提供了有效的测量工具。

4 小结

编制我国护士对护士处方权的信念和态度量表的目的在于能够有效地评价护士对于护士处方权的信念和态度，探究护士对实施处方权的相关促进和障碍因素，为国内护士处方权的起步与发展提供参考依据。本研究抽取全国8个省份39个专科的368名护士作为研究对象，样本的代表性尚可，所编制的护士对护士处方权信念和态度量表具有良好的信效度和适用性，量表易被研究对象理解，条目数量可接受，测评时间较短。然而，除香港、安徽省(78名护士)开放了一定程度的处方权外，中国其他地区还未开放护士处方权，因此参与调查的护士对护士处方权还处于抽象概念阶段，这可能会影响护士对处方权的信念和态度，鉴于此，本量表的应用效果还需进一步评价。