任春裕，柳韋華

山東第一醫(yī)科大學(xué)（山東省醫(yī)學(xué)科學(xué)院）,山東271000

臨床教學(xué)是助產(chǎn)教育的重要組成部分，高質(zhì)量的臨床教學(xué)可以幫助助產(chǎn)專業(yè)學(xué)生獲得專業(yè)環(huán)境中必需的知識、技能及個(gè)人特質(zhì)等[1]。臨床教學(xué)任務(wù)大部分甚至全部由臨床助產(chǎn)教師擔(dān)任，臨床助產(chǎn)教師不僅可以幫助助產(chǎn)學(xué)生架起理論與實(shí)踐之間的橋梁，也是學(xué)生職業(yè)態(tài)度和行為的楷模，在助產(chǎn)教學(xué)中起著至關(guān)重要的作用，是影響學(xué)生臨床學(xué)習(xí)效果的關(guān)鍵因素。教育的生命在于質(zhì)量[2]，臨床助產(chǎn)教師的核心能力是影響助產(chǎn)專業(yè)學(xué)生核心能力的重要因素，具有核心能力的臨床助產(chǎn)教師能夠培養(yǎng)出完全合格的助產(chǎn)士。2017年，教育部正式批準(zhǔn)在我國高校設(shè)置助產(chǎn)學(xué)本科專業(yè)（專業(yè)代碼：101102T），助產(chǎn)學(xué)首次以獨(dú)立專業(yè)的形式出現(xiàn)，助產(chǎn)學(xué)本科學(xué)制4 年，畢業(yè)生授予理學(xué)學(xué)位[3]。本研究中的臨床助產(chǎn)教師指從事本科助產(chǎn)學(xué)生的臨床帶教和/或在高校兼職任教婦產(chǎn)科學(xué)等學(xué)科的助產(chǎn)士，資格為本科及以上學(xué)歷，注冊護(hù)士，且在婦產(chǎn)科工作3 年及以上，從事臨床帶教或理論教學(xué)工作1 年及以上。目前，應(yīng)用較為廣泛的能力素質(zhì)模型是冰山模型和素質(zhì)洋蔥模型。冰山模型最早是由美國著名心理學(xué)家McClelland[4]于1973 年提出，此模型將個(gè)體的能力素質(zhì)形象地劃分為顯露在冰面以上的部分和隱藏于冰面以下的部分。外顯在冰面以上的部分包括個(gè)體的知識和技能，是個(gè)體能力素質(zhì)的外在表現(xiàn)，易測量和習(xí)得;內(nèi)隱在冰面以下的部分包括對自我價(jià)值、道德標(biāo)準(zhǔn)等的認(rèn)知、特質(zhì)和動(dòng)機(jī)，是個(gè)體能力素質(zhì)內(nèi)在的表現(xiàn)，難以測量，不易改變。1982 年美國著名學(xué)者Boyatzis[5]在其研究的基礎(chǔ)上進(jìn)行進(jìn)一步探索，由此提出素質(zhì)洋蔥模型，他根據(jù)素質(zhì)可被觀測和衡量的難易程度，將個(gè)體的素質(zhì)能力逐層展示：核心為動(dòng)機(jī)與特質(zhì)，較難觀測衡量，最外層為知識技能，較易觀測衡量，自我形象與社會(huì)角色處于中間。本研究以能力素質(zhì)模型為指導(dǎo)，初步擬定臨床助產(chǎn)教師應(yīng)具備的核心能力包括知識（助產(chǎn)學(xué)相關(guān)專業(yè)理論知識、教學(xué)相關(guān)知識）、技能（助產(chǎn)實(shí)踐、教學(xué)技能、溝通表達(dá)技能）、主要社會(huì)角色（助產(chǎn)士、臨床帶教教師）、特質(zhì)（職業(yè)素養(yǎng)），在此基礎(chǔ)上形成臨床助產(chǎn)教師核心能力測評量表。

1 對象與方法

1.1 對象

1.1.1 訪談對象 采用目的抽樣法，選取2019年4月—2019 年6 月泰安市某三級甲等醫(yī)院的臨床帶教老師和在臨床實(shí)習(xí)的護(hù)理本科生（助產(chǎn)方向）為研究對象。因研究期間泰安市沒有本科助產(chǎn)學(xué)生參與醫(yī)院實(shí)習(xí)，故選取護(hù)理本科生（助產(chǎn)方向）進(jìn)行訪談。臨床帶教老師納入標(biāo)準(zhǔn)：①在職注冊護(hù)士且在婦產(chǎn)科工作3 年及以上；②本科及以上學(xué)歷；③從事臨床帶教或理論教學(xué)工作1 年及以上；④知情同意，自愿參與本研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：①進(jìn)修護(hù)士；②注冊未滿1 年；③無臨床帶教及高校理論教學(xué)經(jīng)驗(yàn)。本研究共訪談帶教老師7 人，均為女性，年齡28～47 歲。護(hù)理本科生納入標(biāo)準(zhǔn)：①本科在讀；②曾在產(chǎn)房實(shí)習(xí)1 個(gè)月及以上；③知情同意，自愿參與本研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：見習(xí)生及實(shí)習(xí)時(shí)間未滿1個(gè)月的實(shí)習(xí)生。本研究共訪談護(hù)理本科生7 人，均為女性，年齡20～22 歲。

1.1.2 調(diào)查對象 采用方便抽樣法，選取全國范圍內(nèi)三級甲等綜合醫(yī)院及三級甲等婦幼保健院的臨床助產(chǎn)教師進(jìn)行問卷調(diào)查。納入標(biāo)準(zhǔn)：①在職注冊護(hù)士；②最終學(xué)歷為本科及以上；③在婦產(chǎn)科工作3 年及以上；④從事臨床帶教1 年及以上；⑤知情同意，自愿參與本研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：①進(jìn)修護(hù)士；②拒絕參與本研究者。預(yù)試驗(yàn)調(diào)查242 名對象，全部為女性，其中≤30 歲79 名，31～40 歲90 名，41～50 歲49 名，≥51 歲24 名。信效度調(diào)查226 名對象，其中女224 名，男2 名；≤30 歲87 名，31～40 歲82 名，41～50 歲33 名，≥51 歲24 名。

1.2 研究方法 文獻(xiàn)檢索了解國內(nèi)外研究現(xiàn)狀，理論研究對本研究進(jìn)行理論指導(dǎo)；在上述研究的基礎(chǔ)上分析提煉半結(jié)構(gòu)化訪談提綱，進(jìn)行訪談。在理論框架的指導(dǎo)下，篩選其他工具中適合本研究的條目，結(jié)合質(zhì)性訪談結(jié)果，擬定量表維度及條目池；進(jìn)行專家咨詢，根據(jù)專家意見對量表的維度及條目進(jìn)行修訂，形成量表初稿；預(yù)試驗(yàn)后進(jìn)行項(xiàng)目分析與探索性因子分析，形成量表修訂稿，正式調(diào)查進(jìn)行信效度檢驗(yàn)，形成正式量表。本研究已經(jīng)過我校倫理委員會(huì)審批通過（倫研批第2019130 號）。

1.2.1 半結(jié)構(gòu)化訪談 訪談提綱:您以前聽說過臨床助產(chǎn)教師的核心能力嗎，能說說您對這個(gè)概念的理解嗎？您認(rèn)為作為一名臨床助產(chǎn)教師應(yīng)具備哪些核心能力？您認(rèn)為臨床助產(chǎn)教師應(yīng)具備怎樣的職業(yè)素養(yǎng)？您認(rèn)為臨床助產(chǎn)教師應(yīng)具備哪些專業(yè)知識？您認(rèn)為臨床助產(chǎn)教師應(yīng)具備哪些專業(yè)技能？您認(rèn)為臨床助產(chǎn)教師應(yīng)具備哪些教育能力？您認(rèn)為臨床助產(chǎn)教師的專業(yè)態(tài)度重要嗎？您認(rèn)為應(yīng)該是一種怎樣的專業(yè)態(tài)度？您認(rèn)為臨床助產(chǎn)教師應(yīng)具備怎樣的人格特質(zhì)？您還有什么要補(bǔ)充的嗎？通過現(xiàn)象學(xué)的Colazzi 7 步分析法[6]對訪談資料進(jìn)行整理歸納。

1.2.2 量表?xiàng)l目池的形成

1.2.2.1 條目編制遵循的原則 ①語言簡潔、清晰、直截了當(dāng)并盡量避免使用專業(yè)術(shù)語；②避免雙重問題；③避免暗示答案；④遵循醫(yī)學(xué)倫理中的隱私原則[7]。

1.2.2.2 條目來源 在課題組專家的指導(dǎo)下，以文獻(xiàn)研究、理論研究為基礎(chǔ)擬定條目，條目來源主要有兩個(gè)方面：①質(zhì)性研究結(jié)果；②篩選國內(nèi)外與本研究測量概念相同或相近的測評工具中的相關(guān)條目。主要參考的測評工具包括臨床助產(chǎn)士指導(dǎo)能力量表（Mentoring Competencies of Clinical Midwives，MCCM）[8]、助產(chǎn)教育者核心能力差距分析工具（Midwifery Educator Core Competency Gap Analysis Tool）[9]、臨床護(hù)理帶教老師有效行為量表（Nursing Clinical Teacher Effectiveness Inventory,NCTEI）[10]、助產(chǎn)士核心勝任力量表[11]。初步擬定的量表包括職業(yè)素養(yǎng)、專業(yè)能力、教育能力、溝通交流能力、自我及專業(yè)成長能力、個(gè)人品質(zhì)6 個(gè)維度，共47 個(gè)條目，為自評量表，采用Likert 5 級評分法[12-13]，“無 此 能 力”“能 力 較 差”“能 力 一 般”“能 力 較好”“很有能力”依次計(jì)為1 分、2 分、3 分、4 分、5 分，得分越高表示能力越強(qiáng)。

1.2.3 專家咨詢 專家咨詢時(shí)要求遴選的專家應(yīng)為該領(lǐng)域的資深專家，專家人數(shù)不少于3 人，專家個(gè)數(shù)最好為奇數(shù)[7,14]。本研究采用目的抽樣法，選取全國范圍內(nèi)臨床及高等醫(yī)學(xué)院校專家共7 名，年齡37～71 歲，工作年限10～40 年。專家入選標(biāo)準(zhǔn)為：①研究領(lǐng)域?yàn)橹a(chǎn)教育、護(hù)理教育、臨床助產(chǎn)及相關(guān)專業(yè)；②工作年限≥10 年；③本科及以上學(xué)歷；④中級及以上專業(yè)技術(shù)職稱；⑤自愿參與本研究。

1.2.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 應(yīng)用SPSS 22.0 和AMOS 22.0軟件進(jìn)行項(xiàng)目分析與探索性因子分析，以提高條目區(qū)分度、明確量表結(jié)構(gòu)，通過內(nèi)部一致性信度、重測信度評價(jià)量表的信度，通過內(nèi)容效度、結(jié)構(gòu)效度、效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度評價(jià)量表的效度。

2 結(jié)果

2.1 訪談結(jié)果 共提煉出5 個(gè)主題，17 個(gè)亞主題，見表1。

表1 臨床助產(chǎn)教師所需的核心能力訪談結(jié)果

2.2 專家咨詢結(jié)果

2.2.1 第1 輪專家咨詢結(jié)果 共7 名專家參與，咨詢表全部回收且均有效，條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)（I-CVI）為0.71～1.00，其中5 個(gè)條目I-CVI 為0.71，低于0.78，需結(jié)合專家意見繼續(xù)修改，量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)（S-CVI）為0.92。1 名專家建議將維度“教育能力”改為“教學(xué)能力”，采納專家意見，其余維度不變。量表初擬47 個(gè)條目，根據(jù)專家意見及I-CVI 情況，共修改12個(gè)條目、增加12 個(gè)條目、刪除4 個(gè)條目、合并2 個(gè)條目，條目增加至54 個(gè)條目。

2.2.2 第2 輪專家咨詢結(jié)果 共7 名專家參與，咨詢表全部回收且均有效，I-CVI 為0.71～1.00，其中3 個(gè)條目I-CVI 為0.71，其余條目I-CVI 為0.86～1.00，S-CVI為0.97，本輪共修改5 個(gè)條目、刪除5 個(gè)條目、合并4 個(gè)條目，條目減少至47 個(gè)條目。兩輪專家咨詢結(jié)束后根據(jù)專家意見及課題組討論結(jié)果對維度及條目進(jìn)行修訂，最終形成6 個(gè)維度、47 個(gè)條目的量表初稿。

2.3 預(yù)試驗(yàn)結(jié)果

2.3.1 項(xiàng)目分析 采用極端組檢驗(yàn)法、相關(guān)系數(shù)法進(jìn)行項(xiàng)目分析。相關(guān)系數(shù)法通過計(jì)算每個(gè)條目的得分與量表總分的相關(guān)系數(shù)來確定每個(gè)條目的區(qū)分度[15]。一般來說，相關(guān)系數(shù)大于0.4 表示項(xiàng)目區(qū)分度優(yōu)[16],本研究以0.4 作為評判標(biāo)準(zhǔn)，將相關(guān)系數(shù)低于0.4 的條目予以刪除。

2.3.1.1 極端組檢驗(yàn)法 將242 份有效問卷按總分由低到高排序，分別取總分高27%和低27%的65 份問卷為高分組和低分組進(jìn)行兩獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)，結(jié)果顯示所有條目的95%置信區(qū)間均不包括0，無刪除條目。

2.3.1.2 相關(guān)系數(shù)法 各條目得分與總分的相關(guān)系數(shù)為0.423～0.788（P＜0.01），無刪除條目。

2.3.2 探索性因子分析 首先進(jìn)行KMO 檢驗(yàn)和Bartlett′s 球 形 檢 驗(yàn)，結(jié) 果 顯 示KMO 值 為0.950，Bartlett′s 球形檢驗(yàn)P＜0.01，適合進(jìn)行因子分析。將47個(gè)條目運(yùn)用主成分分析法與最大方差旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行第1次探索性因子分析，采用因子載荷大于0.4 作為篩選標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)果顯示條目10、條目21、條目27、條目29、條目30、條目33 及條目34 因子載荷＜0.4，課題組討論后，最終決定將這7 個(gè)條目刪除。對剩余的40 個(gè)條目進(jìn)行重新排序，同法進(jìn)行第2 次探索性因子分析，選擇特征值≥1 的公因子，最終提取5 個(gè)公因子，累積方差貢獻(xiàn)率為69.035%，各因子載荷見表2。最終形成臨床助產(chǎn)教師核心能力測評量表修訂稿，包括職業(yè)素養(yǎng)、專業(yè)能力、教學(xué)能力、自我及專業(yè)成長能力、個(gè)人品質(zhì)5 個(gè)維度，共40 個(gè)條目。

表2 臨床助產(chǎn)教師核心能力測評量表因子載荷

2.4 信效度分析

2.4.1 效度分析

2.4.1.1 內(nèi)容效度 采用專家評價(jià)法，請專家對每個(gè)條目給予評價(jià)，1 分為不相關(guān)，2 分為弱相關(guān)，3 分為相關(guān)，4分為強(qiáng)相關(guān)。量表I-CVI值為0.86～1.00，S-CVI值為0.97。

2.4.1.2 結(jié)構(gòu)效度 應(yīng)用探索性因子分析提取5 個(gè)公因子，與理論框架中的內(nèi)容較為相符，5 個(gè)公因子可解釋總變異的69.035%。

2.4.1.3 效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度 采用第二軍醫(yī)大學(xué)崔沙沙漢化版NCTEI 作為效標(biāo)關(guān)聯(lián)量表，結(jié)果顯示兩個(gè)量表的相關(guān)系數(shù)為0.807（P＜0.001），呈高度相關(guān)。

2.4.2 信度分析

2.4.2.1 內(nèi)部一致性信度 量表總的Cronbach′s α 系數(shù) 為0.976，各 維 度 的Cronbach′s α 系 數(shù) 為0.865～0.959，可認(rèn)為該量表具有良好的內(nèi)部一致性信度。

2.4.2.2 重測信度 隨機(jī)抽取28 名參與信效度調(diào)查的助產(chǎn)士于首次測量后2 周進(jìn)行重測，結(jié)果顯示，職業(yè)素養(yǎng)、專業(yè)能力、教學(xué)能力、自我及專業(yè)成長能力、個(gè)人品質(zhì)維度的重測信度分別為0.838，0.915，0.957，0.863，0.921，量表總的重測信度為0.931，表明該量表具有較好的跨時(shí)間穩(wěn)定性。

2.4.3 驗(yàn)證性因子分析 采用AMOS 22.0 軟件構(gòu)建臨床助產(chǎn)教師核心能力的驗(yàn)證性結(jié)構(gòu)方程模型，根據(jù)量表的維度及條目構(gòu)建初始模型，依據(jù)修正指數(shù)對模型進(jìn)行適當(dāng)?shù)男拚罱K形成的驗(yàn)證性因子分析模型擬合指數(shù)良好，詳見表3。

表3 結(jié)構(gòu)方程模型的擬合指數(shù)

3 討論

3.1 量表編制的科學(xué)性 本研究在明確量表研制的目的之后，經(jīng)過文獻(xiàn)檢索，了解國內(nèi)外相關(guān)測評工具及相關(guān)指標(biāo)的研究現(xiàn)狀，通過理論研究提取研究的理論框架，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行深入的訪談獲得相關(guān)主題。通過2 輪專家咨詢對量表的維度及條目進(jìn)行修訂，經(jīng)過第1 次預(yù)試驗(yàn)完成了項(xiàng)目分析以提高條目的區(qū)分度，經(jīng)探索性因子分析以明確量表結(jié)構(gòu)，經(jīng)過第2 次調(diào)查完成了信效度檢驗(yàn)，經(jīng)驗(yàn)證性因子分析以驗(yàn)證因子模型擬合實(shí)際數(shù)據(jù)的能力，量表編制的流程科學(xué)、合理。

3.2 量表?xiàng)l目的區(qū)分度良好 在項(xiàng)目分析的極端組檢驗(yàn)法中，結(jié)果顯示所有條目的95%置信區(qū)間均不包括0，差異顯著，無刪除條目；項(xiàng)目分析的相關(guān)系數(shù)法中，條目得分與總分的相關(guān)系數(shù)為0.423～0.788（P＜0.01），均大于0.4，無刪除條目，各條目的區(qū)分度良好。

3.3 量表的信度較好 量表總的Cronbach′s α 系數(shù)為0.976，＞0.8；各 維 度 的Cronbach′s α 系 數(shù) 為0.865～0.959，均＞0.6，可認(rèn)為該量表具有良好的內(nèi)部一致性信度。5 個(gè)維度重測信度分別為0.838，0.915，0.957，0.863，0.921，量表總的重測信度為0.931，表明研究工具具有較好的跨時(shí)間穩(wěn)定性，重測信度較好。

3.4 量表的效度較好 量表I-CVI 值為0.86～1.00，均＞0.78，S-CVI/Ave 值為0.97，＞0.90，表明研究工具的內(nèi)容效度較好。探索性因子分析共提取5 個(gè)公因子，累積方差貢獻(xiàn)率達(dá)69.035%，5個(gè)公因子與理論框架中的內(nèi)容較為相符，結(jié)構(gòu)效度良好。與漢化版NCTEI的相關(guān)系數(shù)為0.807，呈高度相關(guān)。

4 小結(jié)

本研究量表的編制經(jīng)過文獻(xiàn)研究、理論研究、質(zhì)性研究、專家咨詢、預(yù)試驗(yàn)等科學(xué)的步驟，最終形成臨床助產(chǎn)教師核心能力測評量表正式版，為臨床助產(chǎn)教師核心能力自評量表，包括職業(yè)素養(yǎng)、專業(yè)能力、教學(xué)能力、自我及專業(yè)成長能力、個(gè)人品質(zhì)5 個(gè)維度，共40 個(gè)條目。采用Likert 5 級評分，具有良好的條目區(qū)分度及信效度。