神經(jīng)源性膀胱病人自我清潔間歇導尿知識、態(tài)度、行為量表的編制及信效度檢驗

陳 玲，胡英杰，陳曉敏，張 焱，王來福，蔡文智

南方醫(yī)科大學深圳醫(yī)院,廣東518101

神經(jīng)源性膀胱（neurogenic bladder，NB）是指控制 排尿功能的中樞神經(jīng)系統(tǒng)或周圍神經(jīng)受到損害而引起的膀胱尿道功能障礙[1]。該疾病不僅會引起尿失禁、尿頻、尿急等影響生活質(zhì)量的泌尿系統(tǒng)癥狀[2‐3]，還會導致泌尿系統(tǒng)反復(fù)感染和腎盂腎炎、腎積水、輸尿管擴張等上尿路損害并發(fā)癥[3‐4]，甚至危及病人生命。自我清潔間歇導尿（clean intermittent self‐catheterization，CISC）是目前公認的NB 病人管理膀胱功能障礙的首選方法[5‐6]，其有利于膀胱功能恢復(fù)，可顯著降低腎盂腎炎、膀胱結(jié)石、尿毒癥等泌尿系統(tǒng)并發(fā)癥發(fā)生率，減少上尿路損害發(fā)生風險，提高病人生活質(zhì)量[7‐9]。盡管NB 病人選擇長期堅持CISC 有許多顯著優(yōu)勢，但臨床實踐過程中病人CISC 依從性仍然較低[10‐11]。有研究者對NB 病人的CISC 依從性影響因素進行了探究，但其探究內(nèi)容主要為病人身體因素[12]和對CISC 的態(tài)度[13‐14]，鮮少有研究者從病人CISC 的知識、態(tài)度、行為水平上進行評估。研究表明：缺乏CISC 的知識、消極的態(tài)度及行為是病人學習以及堅持CISC 的重要阻礙因素[15‐18]。本研究通過開發(fā)NB 病人的自我清潔間歇導尿知識、態(tài)度、行為量表（Clean Intermittent Self‐Catheterization of Knowledge,Attitude,Practice Scale，CISC‐KAPS）并對其進行信度效度檢驗，旨在為科學評價NB 病人的CISC 認知水平，了解NB 病人對CISC的認知現(xiàn)況，分析其影響因素，進而進行針對性的健康教育提供參考。

1 資料與方法

1.1 成立課題小組 由3 名康復(fù)科專家、3 名臨床護理人員、1 名統(tǒng)計學專家、4 名研究生組成課題小組。除研究生外的其他7 名小組成員中，高級職稱4 名，中級職稱3 名。從高級職稱人員中選取1 名主任護師任組長，負責研究全過程的策劃；4 名研究生負責查閱文獻、收集整理資料，商討和確定條目池，編制專家咨詢問卷，并對專家提出的意見和結(jié)果進行整理、分析、討論和修改；其他成員負責審核條目池。

1.2 初步擬定NB 病人CISC‐KAPS

1.2.1 確定量表初始條目 根據(jù)知‐信‐行理論，通過檢索數(shù)據(jù)庫中文獻，確定量表初始條目。檢索的英文數(shù) 據(jù) 庫 包 括PubMed、Web of Science、the Cochrane Library；關(guān)鍵詞包括clean intermittent catheterization、intermittent urethral catheterization、clean intermittent self‐catheterization。檢索的中文數(shù)據(jù)庫包括中國知網(wǎng)（CNKI）、萬方、維普；關(guān)鍵詞包括間歇導尿、清潔間歇導尿、自我清潔間歇導尿。檢索時間為1990 年12 月31 日—2018 年12 月31 日。納入標準：①研究對象為NB 病人的文獻；②涉及CISC 知識、態(tài)度、行為研究的文獻；③中文或英文文獻。排除標準：①信息不全的文獻；②研究對象年齡<18 歲的文獻。最終納入38 個條目，其中，知識16 個條目，態(tài)度12 個條目，行為10 個條目。量表的知識、態(tài)度、行為3 個維度條目均采用Likert 5 級評分法，知識維度條目從“完全不知道”到“完全知道”依次計1～5 分；態(tài)度維度條目從“非常不贊同”到“非常贊同”依次計1～5 分；行為維度條目從“從不”到“經(jīng)常”依次計1～5 分[19]，反向條目反向計分。量表得分為所有條目的總和，分數(shù)越高，說明NB 病人CISC 知識、態(tài)度、行為水平越高。

1.2.2 設(shè)計專家咨詢問卷 專家咨詢問卷包括：①專家邀請函；②專家一般情況調(diào)查表；③量表主體部分，由NB 病人CISC‐KAPS 條目及其分值組成，請專家依據(jù)條目重要性采用Likert 5 級評分法做出判斷，從“很不重要”到“非常重要”依次計1～5 分，每個條目均留有空白欄及備注，供專家填寫修改意見；④專家對該領(lǐng)域的熟悉程度及判斷依據(jù)。

1.2.3 遴選咨詢專家 選取我國10 所三級甲等綜合醫(yī)院的12 名專家作為咨詢對象。納入標準：①在相關(guān)科室（如康復(fù)科、泌尿外科、神經(jīng)內(nèi)科、神經(jīng)外科、骨科）工作10 年及以上，在NB 領(lǐng)域積累了豐富的實踐經(jīng)驗；②本科及以上學歷；③中級及以上職稱；④重視并積極參與本研究。

1.2.4 進行專家咨詢 共進行2 輪專家咨詢，量表通過電子郵件或紙質(zhì)量表分發(fā)。2 輪量表發(fā)放時間間隔2 個月。根據(jù)項目篩選標準（項目保留標準：重要性評分≥3.5 分，且變異系數(shù)<0.25[20]），同時結(jié)合專家建議，經(jīng)課題小組成員討論后對條目進行修改、刪除或者增加。

1.3 預(yù)調(diào)查 招募來自南方醫(yī)科大學深圳醫(yī)院的15例NB 病人。向病人簡單解釋調(diào)查目的、方法及注意事項后，要求病人完成調(diào)查，其間與病人確認以下問題：量表相關(guān)性、難易程度、準確性、是否有歧義以及是否有更好的表達方式。調(diào)查結(jié)果顯示：病人認為所有條目都與研究目的相關(guān)，沒有排除條目或增加新條目的建議。對部分陳述模糊的條目予以修改。

1.4 專家再次對量表有效性進行評估 12 名專家對量表內(nèi)容進行再評估，要求專家使用Likert 4 級評分法評定條目的相關(guān)性、清晰度和簡易程度，以此確定量表內(nèi)容的有效性，計算量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)（S‐CVI）和 條 目 水 平 的 內(nèi) 容 效 度 指 數(shù)（I‐CVI）。

1.5 正式調(diào)查

1.5.1 調(diào)查對象 于2019 年1 月—2019 年4 月采用方便抽樣法抽取南方醫(yī)科大學深圳醫(yī)院、深圳龍城醫(yī)院、綿陽市中心醫(yī)院、連云港市第一人民醫(yī)院、襄陽市中心醫(yī)院、粵北人民醫(yī)院、?？谑腥嗣襻t(yī)院、中國科技大學附屬第一醫(yī)院8 所醫(yī)院的172 例NB 病人進行正式調(diào)查。納入標準：①年齡為18～65 歲；②具備正常聽、讀、寫、說中文的能力；③愿意參與并積極配合本研究。排除標準：存在精神疾患或認知障礙。2 周后，從172例NB 病人中抽取30 例病人再次進行調(diào)查，計算量表重測信度。研究人員告知調(diào)查對象本研究的目的，并讓病人簽署知情同意書。本研究獲得南方醫(yī)科大學深圳醫(yī)院倫理委員會審查批準（倫理審查編號：NYSZYYEC20180002）及各參與醫(yī)院的倫理認可。

1.5.2 樣本量估算 基于肯德爾樣本估算方法，樣本量應(yīng)為量表總條目數(shù)的5～10 倍[21]。本研究經(jīng)專家咨詢后量表共包括24 個條目，考慮到10%的無效量，最終確定最小樣本量為134 例，為提高結(jié)果的穩(wěn)定性和可靠性，在考慮研究可行性同時適當增加樣本量。

1.5.3 資料收集 用網(wǎng)絡(luò)調(diào)查法結(jié)合現(xiàn)場問卷調(diào)查法對符合納入標準的病人進行調(diào)查。網(wǎng)絡(luò)版問卷由各醫(yī)院經(jīng)過統(tǒng)一培訓的醫(yī)院負責人負責發(fā)放，通過后臺設(shè)置防重復(fù)填寫，并自動剔除答題時間少于240 s 的問卷。為提高病人積極性及問卷質(zhì)量，病人作答后發(fā)送5 元小紅包。紙質(zhì)版問卷由經(jīng)過統(tǒng)一培訓的調(diào)查員發(fā)放，由調(diào)查人員向病人說明調(diào)查目的、量表維度、條目及各條目賦值代表的意義，采用不記名方式填寫，填寫完畢當場檢查其是否有漏填、錯填并經(jīng)核實后予以補充、糾正。整理、分析資料過程中對數(shù)據(jù)進行查錯、補漏及邏輯檢查。共發(fā)放問卷172份，回收有效問卷158 份，問卷有效回收率為91.86%。

1.6 統(tǒng)計學方法 采用Excel 2003 進行雙人數(shù)據(jù)錄入，采用SPSS 22.0 軟件進行統(tǒng)計分析。專家一般資料采用頻數(shù)及百分數(shù)（%）描述。根據(jù)項目分析法、因子分析法篩選條目；采用內(nèi)容效度、探索性因子分析、Pearson 相關(guān)性分析檢驗量表效度；采用Cronbach′s α系數(shù)、重測信度、分半信度檢驗量表的信度。

2 結(jié)果

2.1 專家咨詢結(jié)果 第1 輪專家咨詢發(fā)放問卷12 份，回收有效咨詢問卷11 份，有效回收率為91.667%；第2輪專家咨詢發(fā)放問卷12 份，回收有效咨詢問卷10 份，有效回收率為83.333%，說明專家積極性高。專家基本情況見表1。2 輪專家權(quán)威系數(shù)分別是0.877 和0.849，均>0.7，提示專家權(quán)威程度較高，咨詢結(jié)果可靠。

表1 專家基本情況 單位：人

2.2 量表的項目分析 2 輪專家咨詢后，按指標篩選標準刪除、合并或調(diào)整條目。刪除14 個條目，增加1個條目，合并1 個條目，修改4 個條目。采用極端組法對剩余的24 個條目的鑒別度進行檢驗。①計算調(diào)查對象在量表條目的得分，將得分由高到低進行排序后選取前27%與后27%作為高分組和低分組；②采用獨立樣本t 檢驗比較高分組和低分組條目得分均數(shù)差異的顯著性，若P<0.05，說明條目有較好的區(qū)分度，予以保留。經(jīng)檢驗，條目5、條目12、條目14 未達到顯著水平（P>0.05），予以刪除。量表其他各條目t 值為3.912～11.360(均P<0.05)，故進入下一步的分析。

2.3 量表效度檢驗

2.3.1 內(nèi)容效度分析 12 名專家對量表內(nèi)容進行再評估，結(jié)果顯示S‐CVI為0.888，I‐CVI為0.846～1.000。

2.3.2 結(jié)構(gòu)效度分析 探索性因子分析用于檢查項目之間的相互關(guān)系，并對相互關(guān)聯(lián)的項目進行分類[22]。因子分析時，以特征值>1 作為公因子提取標準，通過變異最大正交旋轉(zhuǎn)得出各公因子的因子負荷，因子負荷>0.4 的條目提取到該公因子中[23]。將保留的21 個條目進行探索性因子分析，結(jié)果顯示：KMO 值為0.927，Bartlett′s 球形檢驗值為1 851.122[自由度(df)=171,P<0.001],說明適合進行因子分析。條目6、條目18 因子載荷率<0.4，予以刪除。刪除條目后，KMO 值為0.927，Bartlett′s球形檢驗值為1 734.075（df=171,P<0.001）。采用主成分分析法，提取特征值>1 的公因子3 個，分別命名為知識、態(tài)度、行為，累計方差貢獻率為63.275%。旋轉(zhuǎn)后各條目載荷因子見表2。最終量表因子碎石圖見圖1。

表2 NB 病人的CISC‐KAPS 探索性因子分析結(jié)果

圖1 CISC‐KAPS 因子分析陡階檢驗碎石圖

2.3.3 相關(guān)性分析 量表各因子得分與總量表得分的相關(guān)系數(shù)分別為0.866，0.892，0.677，各因子得分之間的相關(guān)系數(shù)為0.439～0.668，均具有統(tǒng)計學意義（P<0.001）。見表3。

表3 量表Pearson 相關(guān)分析結(jié)果(r 值)

2.4 量 表 信 度 檢 驗 總 量 表Cronbach′s α 系 數(shù) 為0.937，3 個 因 子 的Cronbach′s α 系 數(shù) 為0.876，0.891，0.889?？偭勘矸职胄哦葹?.897，3 個因子的分半信度為0.838，0.859，0.878?？偭勘碇販y信度為0.904,3 個因子的重測信度為0.863，0.842，0.889，均具有統(tǒng)計學意義（P<0.001）。見表4。

表4 量表Cronbach′s α 系數(shù)、分半信度、重測信度

3 討論

3.1 編制NB 病人CISC‐KAPS 的意義 病人在自身慢性疾病管理中發(fā)揮著重要作用，在全球范圍內(nèi)，以醫(yī)護人員為主導、個體被動接受的衛(wèi)生保健模式正逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)橐苑?wù)對象為中心、提高個體健康自我管理能力、使雙方共同參與的現(xiàn)代衛(wèi)生保健模式[24‐25]。病人不了解CISC 相關(guān)知識、消極態(tài)度是病人接受、學習、堅持CISC 的最大阻礙。20 世紀60 年代有學者提出一種健康行為改變理論——KAP 理論[26]，該理論認為知識、態(tài)度和行為之間存在漸進關(guān)系，知識是行為改變的基礎(chǔ)，信念和態(tài)度是行為改變的驅(qū)動力。該理論的應(yīng)用對提高病人疾病管理能力具有重要意義，許多研究者基于KAP 理論開發(fā)了評價認知行為水平的工具[27‐29]，為了解某領(lǐng)域的現(xiàn)況、評估學習需求和檢驗健康教育效果提供了依據(jù)。但是，尚未檢索到針對NB病人的CISC‐KAPS。因此，本研究就此方面進行了研究，制定出包括3個維度、19個條目的NB病人CISC‐KAPS，并對其進行了信度效度檢驗，旨在幫助醫(yī)護人員了解NB 病人的CISC 知識、態(tài)度和行為水平，使其能采用具有針對性的健康教育工具，制定有效的健康教育策略；同時也為了解NB 病人的CISC 知識、態(tài)度、行為水平，提高病人CISC 依從性提供依據(jù)。

3.2 NB 病人CISC‐KAPS 的科學性 本研究以知信行理論為框架，通過文獻檢索，參考國內(nèi)外相關(guān)指南[5,30]，經(jīng)過課題小組多次討論，形成了NB病人CISC‐KAPS的38 個條目。通過邀請熟悉該專業(yè)領(lǐng)域并具有豐富臨床經(jīng)驗的專家進行2 輪專家咨詢，根據(jù)專家意見反復(fù)修訂，選取15 例NB 病人對條目的表述、理解進行測試，擬定包括24個條目的NB 病人CISC‐KAPS，其條目表述通俗易懂，內(nèi)容科學、可行。編制高質(zhì)量量表的前提是條目篩選。量表條目篩選的方法很多，運用較普遍的方法包括因子分析法、項目分析法、相關(guān)系數(shù)法、Cronbach′s α 系數(shù)法等[31]。本研究綜合運用這些方法對初步擬定的NB 病人CISC‐KAPS 進行條目篩選，盡量避免單一取舍條目造成的偏差，有利于保證條目的代表性、獨立性、敏感性和一致性。量表項目分析結(jié)果顯示，條目5、條目12、條目14 未達到顯著水平（P>0.05）。因子分析結(jié)果顯示，條目6、條目18 因子載荷率<0.4，予以刪除，從而簡化了量表，并提高了量表信效度。

3.3 量表的信效度評價

3.3.1 量表的效度評價 效度檢驗評價量表的準確度、有效性和正確性，反映實際測量結(jié)果與預(yù)想結(jié)果的符合程度[32]。本研究制定的NB 病人CISC‐KAPS 可以很好地反映NB 病人CISC 的知識、態(tài)度、行為水平。首先，本研究中，量表I‐CVI 為0.846～1.000，S‐CVI 為0.888，符合I‐CVI>0.78，S‐CVI>0.80 的標準[33]，說明量表內(nèi)容效度較好。其次，本研究探索性因子分析提取的3 個公因子（知識、態(tài)度、行為）與KAP 理論相一致，且提取的3 個因公子累計方差貢獻率為63.275%，高于50%的標準。所有因子負荷均>0.4，表明公因子和條目之間存在密切關(guān)系[34]。此外，3 個因子得分與總量表得分的相關(guān)系數(shù)為0.866，0.892，0.677，各因子得分之間的相關(guān)系數(shù)為0.439～0.668，各因子得分之間的相關(guān)系數(shù)低于因子得分與總量表得分的相關(guān)系數(shù)，說明NB 病人CISC‐KAPS 的3 個維度之間不相互重合，能從不同方面反映NB 病人對CISC 的知識、態(tài)度、行為水平，具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

3.3.2 量表的信度評價 信度檢驗可評價該量表的精確性、穩(wěn)定性和一致性，即測量過程中隨機誤差造成的測定值的變異程度[35]。本研究采用Cronbach′s α 系數(shù)、分半信度、重測信度對量表的信度進行評價。一般認為Cronbach′s α 系數(shù)、分半信度系數(shù)>0.8 為較好[36]。本研究中總量表的Cronbach′s α 系數(shù)為0.937，3 個因子的Cronbach′s α 系數(shù)分別為0.876，0.891 和0.889，表明量表內(nèi)部一致性較好。總量表分半信度為0.897，3 個因子的分半信度分別為0.838，0.859，0.878，說明各條目之間內(nèi)在相關(guān)性較好。2 周后總量表的重測信度為0.904，3 個維度重測信度分別為0.863，0.842，0.889，表明量表有較好的穩(wěn)定性。

4 小結(jié)

NB 病人CISC‐KAPS 是以行為改變理論知信行作為理論框架，通過文獻分析、專家咨詢、條目篩選以及信效度檢驗步驟設(shè)計而形成。量表分為3 個維度，共19個條目，具有較好的信效度。NB病人CISC‐KAPS是一個科學、可靠的工具，但也有一定的局限性，首先，由于目前沒有發(fā)現(xiàn)與NB 病人CISC‐KAPS 非常相似的調(diào)查表，因此無法分析量表效標效度；其次，樣本量無法隨機分成兩部分同時進行探索性因子分析和驗證性因子分析。