趙 榮，于文舟，王 瑛*

1.濰坊醫(yī)學(xué)院，山東 261053；2.青島大學(xué)附屬醫(yī)院

研究生教育質(zhì)量評(píng)價(jià)是以研究生教育質(zhì)量作為被評(píng)價(jià)對(duì)象，采用科學(xué)的考核標(biāo)準(zhǔn)、行之有效的評(píng)價(jià)技術(shù)，系統(tǒng)準(zhǔn)確地收集相關(guān)數(shù)據(jù)，通過(guò)客觀公正的評(píng)價(jià)結(jié)果，判斷其是否滿足學(xué)生學(xué)術(shù)、社會(huì)和自身發(fā)展需要的過(guò)程[1]。傳統(tǒng)的評(píng)價(jià)范式較為重視對(duì)輸入質(zhì)量及輸出質(zhì)量中“物”的評(píng)價(jià)，一定程度上忽視了學(xué)生的主體地位，尤其是在教育過(guò)程中受教育者自身發(fā)生的變化，以及各種因素是如何影響這種變化的發(fā)生[2]。而“過(guò)程本位”的研究生教育質(zhì)量評(píng)價(jià)范式認(rèn)為學(xué)生在教育體系中應(yīng)處于核心地位，所有的教育資源和教育教學(xué)活動(dòng)都應(yīng)為學(xué)生的學(xué)習(xí)與發(fā)展提供堅(jiān)實(shí)有力的質(zhì)量保障[2-3]。學(xué)生發(fā)展理論是以“學(xué)生”為中心的教育質(zhì)量評(píng)價(jià)范式，它將教育質(zhì)量評(píng)價(jià)關(guān)注的重點(diǎn)，逐漸轉(zhuǎn)向了學(xué)生的個(gè)體發(fā)展上，考察的是教育是否促進(jìn)了學(xué)生的自我發(fā)展，以及教育環(huán)境中各種因素是如何影響個(gè)體發(fā)展的[4]。因此，本研究以學(xué)生發(fā)展理論為指導(dǎo)，編制護(hù)理碩士專業(yè)學(xué)位研究生教育過(guò)程質(zhì)量評(píng)價(jià)量表，并進(jìn)行信效度檢驗(yàn)，以期改變傳統(tǒng)教育質(zhì)量評(píng)價(jià)模式，探索以“學(xué)生”為本的護(hù)理碩士專業(yè)學(xué)位研究生教育過(guò)程質(zhì)量評(píng)價(jià)觀，為評(píng)價(jià)其過(guò)程質(zhì)量提供有效工具。

1 研究方法

1.1 構(gòu)建量表?xiàng)l目池 以學(xué)生發(fā)展理論為指導(dǎo)[5-6]，在課題組專家的指導(dǎo)下，采用文獻(xiàn)回顧及質(zhì)性訪談初步擬定量表?xiàng)l目池，條目來(lái)源主要有兩個(gè)方面：①質(zhì)性研究結(jié)果；②篩選國(guó)內(nèi)外以學(xué)生發(fā)展理論為基礎(chǔ)編制的教育質(zhì)量評(píng)價(jià)工具中的相關(guān)條目[7-11]。在此基礎(chǔ)上，形成初始量表。

1.2 專家函詢

1.2.1 專家遴選標(biāo)準(zhǔn) 從事護(hù)理管理、教育及臨床護(hù)理工作10 年以上；本科及以上學(xué)歷；副高級(jí)及以上職稱；熟悉且自愿參加本研究。共選取12 名專家，其中年齡35～40 歲2 人，41～45 歲3 人，46～50 歲3 人，50 歲以上4 人；本科3 人，碩士7 人，博士2 人；副高級(jí)7 人，正高級(jí)5 人；護(hù)理管理專家4 人，護(hù)理教育專家5 人，臨床護(hù)理專家3 人；工作年限10～15 年4 人，16～20 年3人，21～25 年2 人，26～30 年2 人，30 年以上1 人。

1.2.2 專家函詢表 專家函詢表包括前言、專家一般情況調(diào)查表、護(hù)理碩士專業(yè)學(xué)位研究生教育過(guò)程質(zhì)量評(píng)價(jià)量表初始版、專家權(quán)威調(diào)查表4 個(gè)部分。前言包括調(diào)查目的、研究意義及填表說(shuō)明。一般情況調(diào)查表包括年齡、性別、學(xué)歷、職稱、工作年限、研究領(lǐng)域等。請(qǐng)專家對(duì)量表各條目重要性進(jìn)行評(píng)價(jià)，并在修改意見欄中進(jìn)行批注。條目重要性評(píng)價(jià)采用Likert 5 級(jí)評(píng)分法，評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)從高到低依次為非常重要、重要、一般、不重要、很不重要。專家權(quán)威程度調(diào)查表包括專家對(duì)研究?jī)?nèi)容的熟悉程度及條目判斷依據(jù)。

1.2.3 問卷發(fā)放與回收 通過(guò)電子郵件進(jìn)行專家函詢，并根據(jù)專家評(píng)分結(jié)果及意見，經(jīng)研究小組討論后進(jìn)行問卷?xiàng)l目的修改。刪除重要性均分＜3.5 分、變異系數(shù)＞0.25 的 條 目[12]。

1.2.4 條目修改內(nèi)容 共進(jìn)行了2 輪專家函詢。第1輪專家函詢根據(jù)專家評(píng)分結(jié)果及修改意見，經(jīng)小組討論后增加條目“科室?guī)Ы虄?nèi)容能夠滿足我的培養(yǎng)需求”，修改條目“定期組織專碩研究生參加學(xué)術(shù)會(huì)議且對(duì)參會(huì)情況進(jìn)行考核”為“定期組織專碩研究生參加學(xué)術(shù)會(huì)議”。第2 輪專家函詢后將“課前不能夠積極預(yù)習(xí)相關(guān)文獻(xiàn)”修改為“課前能夠積極預(yù)習(xí)相關(guān)文獻(xiàn)”。經(jīng)2 輪專家函詢后形成量表預(yù)調(diào)查版本，包括管理與服務(wù)（19 個(gè)條目）、導(dǎo)師支持（16 個(gè)條目）、課程與教學(xué)（11個(gè)條目）及課程學(xué)習(xí)參與（5 個(gè)條目）4 個(gè)維度，共51 個(gè)條目。

1.3 預(yù)調(diào)查 采用便利抽樣法，選取山東省內(nèi)某高校全日制護(hù)理碩士專業(yè)學(xué)位研究生20 人進(jìn)行預(yù)調(diào)查，考查學(xué)生對(duì)量表?xiàng)l目的理解程度，對(duì)量表語(yǔ)言及表述方式進(jìn)行口語(yǔ)化修改。被調(diào)查者表示量表?xiàng)l目理解程度難易適中，無(wú)需再次修訂。

1.4 正式調(diào)查

1.4.1 對(duì)象 采用便利抽樣法、滾雪球抽樣法，選取13 個(gè)省份的157 名護(hù)理碩士專業(yè)學(xué)位研究生進(jìn)行調(diào)查，其中男11 人，女146 人；年齡（24.0±2.6）歲。納入標(biāo)準(zhǔn)：2 0 1 8 年入學(xué)；全日制護(hù)理碩士專業(yè)學(xué)位研究生；自愿參加本研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：未參加或臨床實(shí)踐時(shí)間＜12 個(gè)月。

1.4.2 調(diào)查工具與方法 調(diào)查工具包括兩部分：①一般資料調(diào)查表，包括個(gè)人基本特征、基本工作經(jīng)歷、錄取方式、就讀高校類型、求學(xué)的內(nèi)外部動(dòng)機(jī)、課外學(xué)習(xí)參與、學(xué)術(shù)活動(dòng)參與、學(xué)習(xí)成果等內(nèi)容；②護(hù)理碩士專業(yè)學(xué)位研究生教育過(guò)程質(zhì)量評(píng)價(jià)量表。采用問卷星進(jìn)行調(diào)查，為保障問卷填寫的質(zhì)量，將必答題部分的每個(gè)條目都設(shè)為“必答”形式，并設(shè)置每個(gè)IP 地址只能填寫1 次，且最少答題時(shí)間為180 s。

1.4.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用Excel、SPSS 22.0、Nvivo 12 Plus 軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)的錄入與分析。定性資料采用頻數(shù)、百分比表示，定量資料采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差（±s）表示。采用答案分布考察法、臨界比值法、變異系數(shù)、離散趨勢(shì)法、相關(guān)系數(shù)法、內(nèi)部一致性檢驗(yàn)等對(duì)量表?xiàng)l目進(jìn)行篩選。采用Cronbach's α系數(shù)、折半信度（Spareman-Brown 系數(shù)）進(jìn)行信度檢驗(yàn)；內(nèi)容效度采用內(nèi)容效度系數(shù)，即各條目與所對(duì)應(yīng)維度的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行評(píng)定[13]；采用探索性因子分析對(duì)量表進(jìn)行結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)。

2 結(jié)果

2.1 專家函詢結(jié)果 共進(jìn)行了2 輪專家函詢，第1 輪專家函詢共發(fā)放13 份問卷，回收問卷12 份，有效回收率為92.31%；第2 輪專家函詢共發(fā)放12 份問卷，回收問卷12 份，有效回收率為100.00%，說(shuō)明專家對(duì)本研究的積極性高。2 輪函詢專家群體權(quán)威系數(shù)分別為0.817，0.825，個(gè)人權(quán)威系數(shù)為0.775～0.875。2 輪函詢專家協(xié)調(diào)系數(shù)分別為0.277～0.371，0.456～0.537（均P＜0.05），見表1。

表1 專家函詢協(xié)調(diào)系數(shù)及顯著性檢驗(yàn)

2.2 條目分析 量表中所有條目都已回答，不存在缺失值現(xiàn)象。量表各條目均分為3.554～4.223 分，所有條目都不存在天花板效應(yīng)和地板效應(yīng)，各條目答案分布頻數(shù)均＜80%，臨界比值分析所有條目均P＜0.001。條目變異系數(shù)分析得出，條目10“學(xué)校授課教師教學(xué)經(jīng)驗(yàn)豐富”標(biāo)準(zhǔn)差為0.741，但因其變異系數(shù)為0.188，經(jīng)小組討論后予以保留，其余各條目標(biāo)準(zhǔn)差均＜0.75、變異系數(shù)＜0.15。各條目與量表總分相關(guān)系數(shù)為0.440～0.823；量表各條目刪除項(xiàng)后的Cronbach's α系數(shù)無(wú)明顯變化，因此保留所有條目。

2.3 效度分析

2.3.1 結(jié)構(gòu)效度 探索性因子分析結(jié)果顯示，量表KMO 值 為0.922，Bartlett's 球 型 檢 驗(yàn) 結(jié) 果 顯 示，χ2=9 198.818（P＜0.001），表明本量表適合做探索性因子分析。采用主成分、最大方差法，對(duì)量表進(jìn)行探索性因子分析，以方差累計(jì)貢獻(xiàn)率＞60%、特征值＞1、各條目共同度＞0.4、旋轉(zhuǎn)后因子載荷量＞0.5、每個(gè)因子至少含有3 個(gè)條目作為納入標(biāo)準(zhǔn)，先后刪除條目7、條目8、條目9、條目27、條目29、條目33、條目34。最終共提取特征根＞1 的公因子4 個(gè)，總累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為67.106%，各因子方差貢獻(xiàn)率分別為22.845%、21.734%、12.882%、9.645%。各條目旋轉(zhuǎn)后因子載荷量均＞0.5，共同度均＞0.4，最終形成的護(hù)理碩士專業(yè)學(xué)位研究生教育過(guò)程質(zhì)量評(píng)價(jià)量表包括管理與服務(wù)、導(dǎo)師支持、課程與教學(xué)及課程學(xué)習(xí)參與4 個(gè)維度，共44個(gè)條目，見表2。

表2 護(hù)理碩士專業(yè)學(xué)位研究生教育過(guò)程質(zhì)量評(píng)價(jià)量表?xiàng)l目旋轉(zhuǎn)后因子載荷

（續(xù)表）

2.3.2 內(nèi)容效度 Pearson 相關(guān)分析顯示，量表各條目得分與總分的相關(guān)系數(shù)為0.431～0.823，均P＜0.001。

2.4 信度分析 量表總Cronbach's α 系數(shù)0.976，各維度Cronbach's α 系 數(shù) 為0.885，0.924,0.916,0.959。量表總Spearman-Brown 系數(shù)為0.918，各維度Spearman-Brown 系數(shù)為0.861，0.904，0.930，0.942。

3 討論

3.1 量表編制的意義 目前，國(guó)內(nèi)外已將“學(xué)生發(fā)展理論”運(yùn)用于評(píng)價(jià)學(xué)生教育質(zhì)量的研究中[7-11]。但相關(guān)研究大多是針對(duì)本科生、學(xué)術(shù)學(xué)位研究生，對(duì)于專業(yè)學(xué)位研究生的研究相對(duì)較少。然而，護(hù)理碩士專業(yè)學(xué)位教育有別于本科教育和學(xué)碩教育，具有鮮明的實(shí)踐取向和獨(dú)特的學(xué)術(shù)取向，且涉及“學(xué)校和醫(yī)院”兩個(gè)教育供給方，要求其教育質(zhì)量的評(píng)價(jià)既要體現(xiàn)研究生培養(yǎng)的學(xué)術(shù)特性和專業(yè)特性，還要涉及醫(yī)院和學(xué)校兩個(gè)方面。因此，本研究基于“學(xué)生”視角，探討護(hù)理碩士專業(yè)學(xué)位教育全過(guò)程中存在的問題，彌補(bǔ)了傳統(tǒng)教育質(zhì)量評(píng)價(jià)中對(duì)“學(xué)生”主體地位的忽視，及缺乏對(duì)其過(guò)程質(zhì)量評(píng)價(jià)的不足，并從院校兩個(gè)層面及學(xué)術(shù)實(shí)踐與專業(yè)實(shí)踐兩個(gè)方面考察護(hù)理碩士專業(yè)學(xué)位研究生教育質(zhì)量，拓寬了護(hù)理碩士專業(yè)學(xué)位研究生教育質(zhì)量評(píng)價(jià)的主體及內(nèi)容，實(shí)現(xiàn)了向以“學(xué)生”為本的教育質(zhì)量評(píng)價(jià)范式的轉(zhuǎn)變，為科學(xué)評(píng)價(jià)護(hù)理碩士專業(yè)學(xué)位研究生教育過(guò)程質(zhì)量提供了可靠依據(jù)。

3.2 量表質(zhì)量評(píng)價(jià) 本研究結(jié)果顯示，2 輪專家個(gè)人權(quán)威系數(shù)及群體權(quán)威系數(shù)均＞0.77，一般認(rèn)為函詢專家權(quán)威系數(shù)＞0.7，其權(quán)威程度為可接受范圍[14]。2 輪專家協(xié)調(diào)系數(shù)均P＜0.05，表明專家意見協(xié)調(diào)程度較高，專家意見趨于一致，在一定程度上保證了量表編制的質(zhì)量。量表總Cronbach's α 系數(shù)及各維度Cronbach's α 系數(shù)均＞0.8；總Spearman-Brown 系數(shù)及各維度Spearman-Brown 系數(shù)均＞0.8，說(shuō)明本量表具有較高的信度[15]。Pearson 相關(guān)分析顯示，量表各條目與總分相關(guān)系數(shù)均＞0.4，表明本量表具有較高的內(nèi)容效度[9]。提取了特征根＞1 的公因子4 個(gè)，共解釋量表總變異的67.106%，量表各條目共同度均＞0.40，因子載荷量均＞0.50，表明本量表同時(shí)具有較高的結(jié)構(gòu)效度。

4 小結(jié)

本研究編制形成了護(hù)理碩士專業(yè)學(xué)位研究生教育過(guò)程質(zhì)量評(píng)價(jià)量表，包括管理與服務(wù)、導(dǎo)師支持、課程與教學(xué)及課程學(xué)習(xí)參與4 個(gè)維度，共44 個(gè)條目，信效度良好，可作為科學(xué)評(píng)價(jià)護(hù)理碩士專業(yè)學(xué)位研究生教育過(guò)程質(zhì)量的工具。