卫生保健相关后悔应对量表的汉化及其在实习护生中的信效度检验

罗忠琛，唐娇，郑艺平，胡少锦，范纪莉，余静雅

（1.贵州医科大学 护理学院，贵州 贵阳 550025；2.重庆医科大学 护理学院，重庆 400016；3.重庆医科大学附属第一医院护理部，重庆 400016；4.漳州市龙海区程溪卫生院，福建 漳州 363112；5.贵州医科大学大学城医院，贵州 贵阳 550025）

卫生保健相关后悔 （healthcare-related regret,HRR） 是指卫生保健人员在日常临床诊疗与护理工作中，因自己做出的临床实践或决策无效、徒劳或不恰当时产生的一种后悔情绪体验[1-2]。研究表明，卫生保健相关后悔应对不良导致卫生保健人员陷入自我良心谴责、 道德伦理困境及出现自我失控感等负性心境中，引发睡眠、疲劳等健康问题，甚至病休、离职等[3-6]，还会引起执业过程中临床决策和行为方面的惰性，降低工作满意度，影响临床实践质量[7-10]。医护人员卫生保健相关的后悔体验可追溯到其最初参与临床实践的经历[1]。 然而，实习护生临床实践能力参差不齐[11-12]，在组织信息、发现和探索问题，为患者提供个性化护理及心理支持等方面能力薄弱， 缺乏处理问题的应变能力[13-16]；护理专业学位硕士研究生还会因高学历护生身份在临床实践中被过高期待，但常因自身实际能力与他人期望不符而产生挫败感和紧张感，甚至自卑感等负面情绪[15-16]。 可见，实习护生更可能因自身表现不佳、 临床操作或决策不当而产生卫生保健相关后悔和应对不良。然而，我国尚未开展关于卫生保健相关后悔应对的研究。

卫生保健相关后悔应对量表 （Care-related regret coping scale for health-care professionals, RCSHCP）由Courvoisier 等[2]于2014 开发而成，已被发展为法语、德语和丹麦语版本，并在护士、医生及卫生保健工作相关的社会教育工作者中验证了量表的有效性[2，17-18]。 此外，一个前瞻性国际队列研究将该量表用于评估首次进入临床工作的医学生卫生保健后悔应对现状[4]。 因此，本研究旨在对卫生保健相关后悔应对量表进行汉化， 检验其在实习护士中的适用性， 以期为了解护生临床实践期间卫生保健相关后悔应对现状提供合适的评估工具。

1 研究方法

1.1 量表的汉化、跨文化调适及预调查 征得源量表作者的同意后，根据Brislin 翻译指南[19]采用双人正译-回译法对卫生保健相关后悔应对量表进行汉化和跨文化调适。

1.1.1 量表的翻译和回译 由2 名研究人员 （1 名护理心理学领域研究人员和1 名无医学背景的大学英语教师）分别将原量表翻译成中文，形成2 份中文版量表并通过比较、 整合形成达成共识中文版量表第1 版。 另外2 名研究人员（1 名临床护理领域研究人员和1 名医学专业英语教师） 分别将中文版量表初稿回译成英文版， 形成2 份英文版回译量表并通过比较、 整合形成达成共识的英文版回译量表。 最后，由1 名护理学领域的专家组织所有的量表翻译、回译者及量表翻译、 回译综合者一起比较回译的英文版量表与英文原版量表在语意、习语、概念、内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 量表的跨文化调适 采用德尔菲专家函询法进行跨文化调适。专家小组成员共5 名，由1 名公共卫生专业教师、2 名护理学专业教师、2 名护理实习带教老师。 5 名专家均为女性；年龄30～38（33.00±3.08）岁；学历为硕士3 名，博士2 名；5 名专家均有心理学研究的经历。 由专家小组成员对中文版卫生保健相关后悔应对量表第2 版的条目进行评价，结合我国语言文化给出修改意见， 形成中文版卫生保健相关后悔应对量表初稿。 综合专家意见，将条目7 “我总是在脑海里反复思考此事”、条目8 “我对此事想得太多了，以至于使它变得烙印在我的思想里了”、条目11 “我试图不去想它，避免感性地看待此事”、条目13 “我会把此事告诉同学（或同事），以避免类似的事情发生或改进我们的临床实践”、条目15 “事物都有两面性，我试图辩证地看待此事”分别修改为：“我总是不停的在脑海里回忆此情此景”、“我对此事想得太多了，以至于它在脑海里挥之不去”、“我尝试不去想它”、“我会把此类情形告诉同行以促进我们的临床实践”、“我尝试辩证地看待当时的情形”，更符合原量表表达语意、语境。

1.1.3 预调查 采用便利抽样的方法，于2021 年8月抽取重庆医科大学正在临床实习的40 名本科护生进行预调查，通过计算量表填写时间、访谈来了解研究对象对于条目内容的反应及建议， 形成最终版量表（见表2）。 纳入标准：本科实习护生；临床实习期间至少有1 次卫生保健相关后悔的体验； 自愿参与本次调查。排除标准：临床实习期＜30 d。护生填写问卷时间约为3～6 min，对问卷条目内容表示理解。

1.2 正式调查

1.2.1 研究对象 采用便利抽样法选取实习护生529 名作为研究对象，包括于2021 年9—11 月抽取贵州医科大学和重庆医科大学的295 名本科实习护生，以及于2021 年11 月—2022 年8 月抽取贵州医科大学、贵州中医药大学、重庆医科大学、福建医科大学、温州医科大学、中山大学等234 名正在临床实习的护理专业学位硕士研究生。纳入标准：本科实习护生或正在临床实习的护理专业学位硕士研究生；临床实习期间至少有1 次卫生保健相关后悔的体验；自愿参与本次调查。 排除标准：临床实习期＜30 d。

本研究将2 个阶段的调查数据分别用于探索性因子分析和验证性因子分析。 根据量表条目数与测试样本量的比例应为1∶10， 估算每个阶段调查的最小样本量均应为150 名[20]，实际纳入本科实习护生295 名，护理专业学位硕士研究生234 名。 本研究已获贵州医科大学人体试验伦理委员会批准。

1.2.2 研究工具

1.2.2.1 一般资料调查问卷 自行编制，包括性别、年龄、学历、就读院校、实习单位等级与性质、已完成的实习时长以及发生卫生保健相关后悔的频率。

1.2.2.2 中文版卫生保健相关后悔应对量表 源量表由Courvoisier 等[2]于2014 年研制，用于评估医院卫生保健专业人员如何应对在日常诊疗和护理工作中产生的后悔体验。 汉化版量表包括问题应对策略（5 个条目）、适应性情绪应对策略（5 个条目）、不良情绪应对策略（5 个条目），共3 个维度15 个条目。均采用Likert 4 级评分法，按“从不或几乎不”至“总是或几乎是”分别赋值1～4 分。 当每个维度条目均分大于中值时， 表示个体倾向于采取该维度的应对策略。若个体面临卫生保健相关后悔时，倾向于选择以解决问题为中心的应对策略和积极的情绪应对策略，则后悔应对有效；反之，后悔应对不良[2，9]。

1.3 资料收集方法 本研究采用问卷星平台编制电子版调查问卷 （本科实习护生的调查问卷链接https://www.wjx.cn/vj/excGZV2.aspx；护理专业学位硕士研究生的调查问卷链接https://www.wjx.cn/vj/PRSvrFC.aspx）。 电子版问卷首页向调查对象解释了本研究的目的和意义， 告知其在调查过程中的权益与隐私保护策略，征得知情同意后自行填写问卷。实习护生需填写完所有必填项后方可提交问卷， 且1个IP 地址仅可提交1 次问卷，以保证调查资料无重复填写或漏填的情况。 2 名研究者联系辅导员或任课教师将问卷链接和红包发到班级微信或QQ 群，愿意参与本次调查者提交问卷后可领1 元红包。 共回收问卷567 份，排除剔除填写时间＜3 min 和选项呈明显规律性的问卷后，得到有效问卷529 份，有效回收率93.3%。

1.4 统计学方法 本研究直接从问卷星平台导出数据，采用SPSS 25.0、AMOS 26.0 分析数据。采用均数±标准差描述正态分布计量资料，中位数和四分位数描述非正态分布计量资料；频数、构成比描述计数资料。采用信度检验法、相关系数法、离散趋势法、临界比决断值法和经验法对量表条目进行筛选。 采用内容效度指数（content validity index，CVI）评定量表的内容效度，包括量表水平的内容效度指数（scalelevel，S-CVI） 和条目水平的内容效度指数 （itemlevel CVI，I-CVI）。使用本科实习护生的数据进行探索性因子分析， 护理专业学位硕士研究生的数据进行验证性因子分析，通过修正指标（modification indices，MI）进行模型修正。 基于验证性因子分析结果中各条目与卫生保健相关后悔的路径系数， 计算各因子的平均方差抽取量（average varianceextracted，AVE）和组合信度（composite reliability，CR）评价量表的聚合效度，且对比AVE 平方根与各维度间的相关系数绝对值的关系，评价量表区分效度。 此外，根据数据的正态性检验和方差齐性检验结果， 采用独立样本t 检验已知组别效度。采用Cronbach α 系数、折半信度系数和组内相关系数（interclass correlation coefficient，ICC）进行信度分析。 以P＜0.05 表示差异有统计学意义。

2 结果

2.1 一般资料 529 名实习护生中，就读院校：重庆医科大学206 名（占38.9%），贵州医科大学170 名（占32.2%），贵州中医药大学73 名（占13.8%），福建医科大学35 名（占6.6%），温州医科大学23 名（占4.3%），中山大学22 名（占4.2%）；年龄17～39 （23.43±2.62）岁；其中女性473 名（89.4%），男性56 名（10.6%）；学历：本科295 名（占55.8%），硕士234 名（占44.2%）；实习单位等级与性质：三级综合性医院475 名（占89.8%），三级专科性医院41 名（占7.7%），二级综合性医院11 名（占2.1%），二级专科性医院2名（占0.4%）；已完成的实习时长＜6 个月者161 名（占30.4%），≥6 个月者368 名（占69.6%）；发生卫生保健相关后悔的次数：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 项目分析 （1）临界比决断值法[21]：将量表得分由高到低排序，分别将得分最高的27%分为高分组，得分最低的27%分为低分组， 通过独立样本t 检验进行各条目高低分组的差异性检验， 条目达显著水平（P＜0.05）、临界比决断值＞3 的条目予以保留，反之删除；本研究量表各条目临界比决断值为10.439～20.761（均P＜0.001）。 （2）相关系数法[21]：计算量表各条目与总分的相关系数， 保留相关系数达到显著水平（P＜0.050）、相关性水平处于0.350～0.800 的条目，反之删除； 本研究量表各条目与总分相关系数为0.492～0.768（均P＜0.001）。（3）离散趋势法[21]：采用标准差来衡量条目的离散程度，若标准差＜0.75，则条目的鉴别力较差，需删除；本研究量表各条目标准差为0.780～0.871。 （4）信度检验法[21]：若删除某条目后，量表Cronbach α 系数增大或没有改变，则该条目与其他条目同质性低， 需删除； 本研究总量表Cronbach α 系数为0.917， 删除使量表Cronbach α系数增大至0.919 的条目2 “我会与病人 （或其家属） 再次讨论此事”， 其余各条目删除后， 量表的Cronbach α 系数为0.908～0.913，均未超过0.917，说明条目2 与其他条目同质性低，提示需删除该条目。（5）经验法[20]：本研究除应用客观条目分析方法外，还应用经验法，由课题组成员对上述所有条目分析与筛选结果，结合专业意义进行综合分析。 根据信度检验法的分析结果，研究小组对是否删除条目2“我会与病人（或其家属）再次讨论此事”进行了讨论，最终删除了条目2。

2.3 效度分析

2.3.1 内容效度 内容效度评价专家同跨文化调适部分，5 名专家评价卫生保健相关后悔应对量表初稿中各条目与相应内容维度的关联性 （评定采用4分制法，1=不相关，2=有点相关，3=相关，4=非常相关）。 结果显示，量表水平的内容效度指数（Scalelevel content validity index, S-CVI）为1.000，条目水平CVI（Item-level CVI, I-CVI）均为1.000。

2.3.2 结构效度 将第1 阶段收集的本科实习护生的数据（n=295）用来做探索性因子分析，将第2 阶段收集的实习护理专业学位硕士研究生的数据（n=234）用来做验证性因子分析。

2.3.2.1 探索性因子分析 采用SPSS 25.0 对本科实习护生的数据进行探索性因子分析。首先，Bartlett球 性 检 验χ2=2802.660，P ＜0.001， 适 切 性 量 数（Kaiser-Meyer-Olkin, KMO）值为0.905，提示适合做因子分析[21]。 然后，采用主成分分析法和正交转轴中的最大方差法，在不限定因子个数的条件下，提取3个特征根＞1 的公因子， 累计方差贡献率72.25%，参考界值40.00%[21-22]， 表明本研究中3 个因子对实习护士的卫生保健相关后悔具有较高的解释力。 除条目7“我总是不停的在脑海里回忆此情此景”和条目13“我尝试不去想它”出现双因子载荷＞0.4 外，其余条目均为在单因子载荷＞0.4。 本研究结合量表整体表达意义及学科专业知识判断取舍[21]，将条目7 和条目13 归属至因子载荷更高的因子中，与原量表的条目归属吻合。因此，本研究中3 个公因子的命名与原量表保持一致，分别为“问题应对策略”、“适应性情绪应对策略”及“不良情绪应对策略”，见表1。

表1 中文版卫生保健相关后悔应对量表的因子结构矩阵（n=295）

2.3.2.2 验证性因子分析 采用AMOS 26.0 对实习护理专业学位硕士研究生的数据进行验证性因子分析， 通过最大似然法对量表的拟合情况进行估计和检验。 第1 轮验证性因子分析结果显示， 测量误差e1 与e13、e3 和e4、e5 和e10、e10 和e14、e14 和e15之间的MI 较大，考虑条目1 和条目13、条目3 和条目4、 条目5 和条目10、 条目10 和条目14 以及条目14和条目15 之间测量的特质类似， 理论上其测量误差也存在某种关联的可能。 因此，以MI＞20 为标准，逐步选择上述条目间的测量误差设定协方差关系进行第2 轮模型修正[23-24]。 最终拟合结果为:χ2/df=2.309，P＜0.05，比较拟合指数（comparative fit index，CFI）=0.955，拟合优度指数（goodness-of fit index，GFI）=0.911，规范拟合指数调整拟合优度指数（normed fit index，NFI）=0.924， 增量拟合指数 （incremental fit index，IFI）=0.955，非规准适配指数（tueker-lewis index，TLI）=0.940，近似误差均方根（root mean square error of approximtion，RMSEA）=0.075。 修正后模型适配性良好，见表2。

表2 2 轮验证性因子分析后模型适配性指标比较（n=234）

2.3.2.3 聚合效度及区分效度 本研究验证性因子分析显示，量表各条目与对应维度的路径系数0.579～0.897（均＞0.500），显示量表各条目与对应维度间具有良好的相关关系。问题应对策略、适应性情绪应对策略及不良情绪应对策略3 个维度的AVE 值分别为0.464、0.521 及0.685 （除个别维度略低于0.5，其余均＞0.500）；组合信度（composite reliability，CR）分别为0.775、0.844、0.915（均＞0.700），显示量表的聚合效度基本在较好的水平[23-24]。 此外，量表问题应对策略、 适应性情绪应对策略及不良情绪应对策略3 个维度的AVE 平方根值为0.681～0.828， 而Pearson相关系数为0.406～0.584（P＜0.010）。 可见，各维度的AVE平方根值大于各维度间相关系数的绝对值，说明量表具有良好的区分效度[23-24]。

2.3.3.3 已知组别效度 通过已知组别效度检验，实习护理专业学位硕士研究生的卫生保健相关后悔应对量表总分及3 个维度得分均高于本科生（P＜0.05）。见表3。

表3 实习本科护生与实习护理专业学位硕士研究生卫生保健相关后悔应对量表得分的比较（±s，分）

表3 实习本科护生与实习护理专业学位硕士研究生卫生保健相关后悔应对量表得分的比较（±s，分）

组别实习本科护生实习护理专业学位硕士研究生tP n 295 234卫生保健相关后悔应对量表总分33.56±8.72 35.76±7.51 3.129 0.002问题应对策略9.68±2.81 10.28±2.42 2.639 0.009适应性情绪应对策略8.43±2.91 9.03±2.69 2.468 0.014不良情绪应对策略11.51±3.32 12.49±3.02 3.568＜0.001

2.4 信度分析 卫生保健相关后悔应对总量表、问题应对策略维度、 适应性情绪应对策略维度及不良情绪应对策略维度的Cronbach α 系数分别为0.905、0.827、0.876 及0.918； 折半信度系数分别为0.847、0.849、0.792 和0.863。 通过便利抽样法选取40 名本科实习护生于2 周后再次测量，卫生保健相关后悔应对总量表、问题应对策略维度、适应性情绪应对策略维度及不良情绪应对策略维度的ICC 值分别为0.909（P＜0.001）、0.813（P＜0.001）、0.787（P＜0.001）及0.767（P＜0.001）。

3 讨论

3.1 卫生保健相关后悔应对量表汉化修订过程科学规范 在量表的汉化及跨文化调试过程中， 严格遵循Brinslin 双人翻译-回译原则[19]。 专家们根据国内护生临床实践实际情况、不同文化情境、语句表述等问题对量表部分条目给出了相关意见。 研究小组就专家意见对量表条目7、条目8、条目11、条目13和条目15 的语义表述进行了修改，更符合原量表表达语意、语境。在评价量表信效度的过程中严格遵守源量表的技术要求和评分标准[21，25]，并采用信度检验法、相关系数法、离散度法、临界比值法和因子分析法对量表条目进行筛选。在信度检验法中，删除条目2“我会与病人（或其家属）再次讨论此事”后，量表Cronbach α 系数由0.917 增大到0.919，说明该条目与其他条目同质性低，提示需删除该条目。 此外，我国医患关系紧张， 医患冲突已成为影响医患关系的重要社会问题[26]，而不良的医患沟通是导致医患关系紧张的重要原因[27]。 当护生因自己对患者的临床决策不理想或临床实践行为不当而产生卫生保健相关后悔时， 为避免此事或不良医患沟通造成的医患关系紧张，甚至医疗纠纷，或为避免对自我职业发展的不良影响，一般不愿意主动与患者或其家属讨论此情形[28]。 因此，研究小组根据经验法和项目分析结果，将条目2 从量表中删除。

3.2 中文版卫生保健相关后悔应对量表的信度良好 本研究采用Cronbach α 系数、折半信度系数和ICC 值评价量表的内部一致性（信度）。 其中，总量表及其3 个维度的Cronbach α 系数分别为0.905、0.827、0.876， 均高于德语版和丹麦版卫生保健相关后悔应对量表[17-18]。 虽然问题应对策略维度、适应性情绪应对策略维度的Cronbach α 系数低于源量表[2]，但均＞0.8[21]，说明中文版量表具有较好的内部一致性。总量表及其3 个维度的折半信度系数分别为0.853、0.851、0.845 和0.807。 一般认为， 当折半信度系数＞0.800 时，内部一致性良好[21]。 此外，德语版卫生保健相关后悔应对量表3 个维度的ICC 值分别为0.68、0.72 和0.60，源量表分别为0.78、0.82 和0.79。中文版总量表及其3 个维度的ICC 值分别为0.909、0.813、0.787 及0.767，高于德语版量表[17]，与源量表相当[2]。 ICC 值＞0.70 则表示量表具有较好的重测信度[21]。 可见，中文版卫生保健相关后悔应对量表具有良好的信度。

3.3 中文版卫生保健相关后悔应对量表的效度良好

3.3.1 内容效度 中文版量表的S-CVI 为1.000，ICVI 均为1.000。一般认为，当般认为当I-CVI≥0.780，S-CVI≥0.900 时，提示量表内容效度较好[21]。可见中文版卫生保健相关后悔应对量表的条目符合测量目的和要求， 能够有效评估实习护士的卫生保健相关后悔应对策略现状。

3.3.2 结构效度 本研究采用探索性因子分析和验证性因子分析评价量表的结构效度。 探索性因子分析中，根据以下标准确定因子数及条目的选择依据：（1）特征根＞1.000；（2）因子载荷≥0.400；（3）当条目出现双载荷现象时，结合量表整体表达意义及学科专业知识判断取舍[21]。 通过探索性因子分析提取3个公因子，所有条目的因子载荷值均＞0.4。 虽然条目7 和条目13 出现双因子载荷＞0.4，但将其归属至因子载荷更高的因子中，与原量表的条目归属吻合。提取的因子累积方差贡献率为72.25%，高于源量表（54.2%）[2]，这可能与研究对象的文化差异，以及本研究删除了条目2 有关。 在探索性因子分析的基础上，采用实习护理学专业型硕士学位研究生数据进行验证性因子分析显示，χ2/df=2.309，表示模型与实际数据适配度较高[24]。 GFI、CFI、TLI、IFI 和NFI指数均＞0.9，表示模型适配度良好[24]；此外，RMSEA为0.075，说明该量表有较好的拟合度和稳定性[24]。可见量表的模型适配良好，且在不同学历的实习护士中的普适性良好。

3.3.3 聚合效度、 区分效度和已知组别效度 聚合效度指测量相同潜在特质的项目是否属于同一维度， 采用AVE 和CR 进行评价， 当AVE＞0.50 时，CR＞0.70，条目的路径系数＞0.50 时，表明聚合效度良好； 区分效度指测量同一潜在特质的各维度间应呈低相关或差异有统计学意义，采用AVE 的平方根是否大于潜变量间的相关系数判断， 若大于相关系数，则表示区分效度良好[23-24]。 本研量表3 个维度的AVE 为0.464、0.521 及0.685， 接近或＞0.5；CR 分别为0.775、0.844 及0.915，均＞0.7；各条目的路径系数为0.579～0.897，均>0.5，可见量表聚合效度良好。 可见量表的区分效度良好。此外，通过已知组别效度分析显示， 本科实习护生与专业型硕士研究生在临床实践期间的卫生保健相关后悔量表条目均分， 各维度均分上的差异均有统计学意义（P＜0.05），说明量表具有较好的实证效度。

4 结论及本研究的局限性

中文版卫生保健相关后悔应对量表包括3 个维度，共14 个条目。量表具有良好的信效度，可以作为实习护士卫生保健相关后悔应对现状的评价工具。此外，该量表条目少，填写方便，操作简单，具有可行性。

本研究采用便利抽样法选取研究对象， 可能存在选择偏倚。 由于目前尚未见评估卫生保健相关后悔应对的其他量表， 故无法检验校标关联效度。 此外，本研究仅纳入529 名实习护生，样本量偏少。 在未来的研究中，可进一步扩大研究样本，进行多中心研究，以及将该量表应用于其他卫生保健人员（如护士、医生等）的卫生保健相关后悔应对现状评估，并评价该量表在这些人群中应用的信效度， 进一步检验该量表的普适性。