陳玲玲,顧清昕,程海霞,鮑麗超

1.湖州師范學(xué)院醫(yī)學(xué)院,浙江湖州 313000;2.湖州師范學(xué)院附屬第一醫(yī)院,浙江湖州 313099

護理工作中斷是指臨床護士在工作中因遇到的不可預(yù)測或不可避免的分散注意力的行為而延緩當(dāng)前事務(wù)[1]。護士通常會忽視工作中斷[2]。急診科護理工作中斷發(fā)生頻率為每小時4.70～6.10次[3-4],重癥監(jiān)護室為每小時4.95～9.50次[5-6],手術(shù)室為每小時4.73～9.82次[7-8]。研究[9-10]表明,工作中斷會擾亂護士的思維,降低工作效率,誘發(fā)職業(yè)倦怠,甚至有威脅患者生命安全的隱患。因此,及早并準(zhǔn)確地評估護士的工作中斷對護理工作及患者安全尤為重要[6]。Yu等[11]研發(fā)了護理工作中斷量表(Nursing Work Interruption Scale,NWIS),以自我報告的形式來評估工作中斷的程度,本研究擬對該量表進行漢化及信效度檢驗,為護理工作中斷的評估提供依據(jù),以便于研究人員采取針對性干預(yù)措施。

1 研究方法

1.1 NWIS概述

Yu等[11]基于對臨床護士的深入訪談以及文獻(xiàn)綜述的基礎(chǔ)上研發(fā)了NWIS,包含12個條目,2個維度,分別是人為因素(條目1～6)、環(huán)境因素(條目7～12)。選項分值為6分制,“從每天至少有5次”6分、“平均每天3～4次”5分、“平均每天1～2次”4分、“每周3～4次”3分、“每周1～2次”2分、“幾乎沒有”1分,得分越高表明護士臨床工作的中斷頻率越高。量表的Cronbach's α系數(shù)為0.88,人為因素維度Cronbach's α系數(shù)為0.84,環(huán)境因素維度Cronbach's α系數(shù)為0.83,信度良好。探索性因子分析共提取2個公因子,累計貢獻(xiàn)率55.73%,驗證性因子分析顯示量表2個因子的擬合指標(biāo)較好(2/df=2.470,RMSEA=0.090,CFI=0.910),表明量表的效度較好。

1.2 量表的漢化

研究者通過電子郵件得到原作者的量表授權(quán)后,按照Breslin翻譯模型[12]對NWIS進行漢化。流程如下:翻譯,由2名護理學(xué)專業(yè)碩士研究生獨自將NWIS翻譯成中文版Q1和Q2,經(jīng)課題組研究人員(2名護理學(xué)專業(yè)碩士研究生、1名具有英國訪學(xué)經(jīng)歷的護理學(xué)教授、1名副主任護師)討論后,形成中文版Q3;回譯,由1名大學(xué)英語教師(博士學(xué)位)和1名具有美國留學(xué)經(jīng)歷的護理專業(yè)碩士研究生分別將中文版Q3回譯成英文版Q3.1和Q3.2,課題組將回譯后的2個版本與護理工作中斷原量表比對,對中文版Q3進行反復(fù)修改和回譯,直至其與原量表表述一致,形成中文版Q4。翻譯和回譯人員對原量表均不知情。

1.3 跨文化調(diào)試

邀請臨床護理專家評閱條目內(nèi)容。納入標(biāo)準(zhǔn):具有臨床護理及科研相關(guān)經(jīng)驗;工作年限≥10年;本科及以上學(xué)歷;中級及以上職稱。由16名專家對NWIS中文版Q4進行跨文化調(diào)試,專家分別來自寧波市第一醫(yī)院4人、湖州市第一人民醫(yī)院4人、浙江大學(xué)舟山醫(yī)院8人;工作領(lǐng)域為護理管理8人,臨床護理8人;工作年限(17.65±7.33)年;職稱為主任護師3人、副主任護師7人、主管護師6人;學(xué)歷為碩士研究生6人、本科10人;專家權(quán)威系數(shù)為0.75～0.85。經(jīng)過討論和修訂后,課題組結(jié)合各專家意見,對量表的內(nèi)容進行相應(yīng)修改,如條目8中將“大驚小怪”改為“突發(fā)緊急事情”,條目10中將“患者數(shù)量的突然增加”改為“新患者入院或轉(zhuǎn)入我科”,形成中文版NWIS(Q5)。

1.4 調(diào)查

1.4.1預(yù)調(diào)查

采用便利抽樣法于2023年3月選取浙江省湖州市公立綜合性某三級甲等醫(yī)院的25名臨床護士,用中文版NWIS(Q5)進行預(yù)調(diào)查。納入標(biāo)準(zhǔn):正式在職護士,工齡≥3個月,自愿參加本研究。排除標(biāo)準(zhǔn):正在休假的護士;臨床實習(xí)護士/護生。在填寫問卷時,研究者向護士解釋本研究的目的和意義,25名護士均能夠理解量表條目的含義,問卷作答時間在180～240 s,未對中文版NWIS(Q5)進行修改。課題組確定了最終中文版NWIS(Q5)。

1.4.2正式調(diào)查

本研究采用便利抽樣法于2023年4月選取浙江省湖州市公立綜合性某三級甲等醫(yī)院臨床護士進行調(diào)查。正式調(diào)查對象與預(yù)調(diào)查對象納入、排除標(biāo)準(zhǔn)一致。樣本量計算以跨文化調(diào)適指南為標(biāo)準(zhǔn),樣本量至少是條目數(shù)的10倍[13]。由于可能存在部分無效問卷,因此將樣本數(shù)量擴大10%,本研究最終納入132名護士進行調(diào)查。采用研究者設(shè)計的一般資料調(diào)查問卷(包括性別、婚姻情況、年齡、職稱等)和中文版NWIS(Q5)進行調(diào)查,發(fā)送問卷星鏈接前向護士介紹本次調(diào)研的目的并告知本次搜集的數(shù)據(jù)只用于調(diào)研,征得其同意后進行調(diào)查。調(diào)查過程中調(diào)查對象如有疑問,研究者隨時指導(dǎo),填寫完畢當(dāng)場進行核對。本研究共發(fā)出133份調(diào)查問卷,其中132份為有效問卷,有效回收率為99.25%。2周后,在132名護士中隨機抽取30名護士再次填寫問卷,計算量表的重測信度。本研究征得醫(yī)院護理部負(fù)責(zé)人同意及獲得醫(yī)院倫理審批證明。

1.5 統(tǒng)計學(xué)方法

采用SPSS 26.0軟件進行統(tǒng)計學(xué)分析。采用臨界比值法、相關(guān)系數(shù)法進行項目分析[14]。臨界比值法:計算中文版NWIS總得分,根據(jù)量表總分從低到高排序,高分組占27%,低分組占27%。通過獨立樣本t檢驗比較兩組各條目差異。信效度分析包括以下內(nèi)容。內(nèi)容效度指數(shù)(content validity index,CVI),采用條目水平內(nèi)容效度指數(shù)(item-level content validity index,I-CVI)、總量表內(nèi)容效度均值指標(biāo)對量表內(nèi)容效度進行測評。專家就量表中每一條目有關(guān)護理工作中斷的特征和程度進行了相關(guān)度點評,并采用無相關(guān)度、弱相關(guān)度、較強相關(guān)度和強相關(guān)度4級評分法進行評價。條目被評為1分或2分統(tǒng)計為0,評為3分或4分統(tǒng)計為1。I-CVI=(每個條目選擇3分或4分的人數(shù))/專家總?cè)藬?shù);平均量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)(scale-level content validity index/average,S-CVI/Ave)=各條目的I-CVI平均值/總條目數(shù)。I-CVI≥0.78、S-CVI/Ave≥0.90,說明該量表內(nèi)容效度較好[13]。通過探索性因子分析對量表進行結(jié)構(gòu)效度分析。探索性因子分析首先滿足抽樣適合性檢驗值(Kaiser-Meyer-Olkin,KMO)>0.8且Bartlett's球形檢驗有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05)[14]。運用主成分分析法和最大方差正交旋轉(zhuǎn)法,刪除因子載荷<0.400的條目。累積方差貢獻(xiàn)率>50%代表結(jié)構(gòu)效度良好。信度檢驗:采用Cronbach's α系數(shù);Spearman-Brown折半信度系數(shù);theta信度系數(shù)和McDonald's ω信度系數(shù)。通過Cronbach's α系數(shù)評價量表的內(nèi)部一致性信度,使用重測信度系數(shù)評價量表的穩(wěn)定性。針對中文版NWIS的12個條目進行分析,折半分成兩部分時,兩部分分別分析的項數(shù)量相等,因而使用等長折半系數(shù)進行信度質(zhì)量判斷。檢驗水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 項目分析結(jié)果

高、低分組各條目評分比較,t=9.828～18.734(P<0.05)。采用Pearson相關(guān)分析計算相關(guān)系數(shù),結(jié)果顯示各條目得分與量表總分相關(guān)系數(shù)為0.645～0.874(P<0.05)。量表12個條目具有良好的區(qū)分性,因此,中文版NWIS所有條目均予保留。

表1 因子載荷系數(shù)(n=132)

2.2 調(diào)查對象一般資料

本研究共納入132名正式調(diào)查對象,其中男25名、女107名;未婚46名,已婚86名;年齡<25歲45名,25～29歲52名,30～34歲21名,35～39歲11名,≥40歲3名;職稱副主任護師1名,主管護師31名,護師及以下100名;工作年限<2年43名,2～4年53名,5～9年19名,10～14年9名,≥15年8名;學(xué)歷碩士22名,本科102名,大專及以下8名。

2.3 效度分析

2.3.1內(nèi)容效度

16名護理專家對量表中每一條目有關(guān)護理工作中斷的特征和程度進行相關(guān)度點評。結(jié)果顯示,中文版NWIS的I-CVI為0.625～1.000;量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)為0.88,S-CVI/Ave為0.88,量表內(nèi)容效度良好。

2.3.2結(jié)構(gòu)效度

對132份數(shù)據(jù)進行探索性因子分析,中文版NWIS 12個條目的的共同度值均高于0.400,KMO值為0.911,Bartlett's 球形檢驗1 103.585(df=66,P<0.001)滿足探索性因子分析的前提條件。采用主成分分析和最大方差法對數(shù)據(jù)進行正交旋轉(zhuǎn),共提取2個公因子,2個因子的方差解釋率分別是34.433%、34.012%,旋轉(zhuǎn)后累積方差解釋率為68.445%。各條目在每個維度的歸屬與原量表一致。因子載荷系數(shù)見表1。

2.4 信度分析

中文版NWIS總量表的Cronbach's α系數(shù)為0.931(人為因素維度Cronbach's α系數(shù)為0.891,環(huán)境因素維度Cronbach's α系數(shù)為0.893),量表內(nèi)部一致性較好;Spearman-Brown折半信度系數(shù)為0.856;theta信度系數(shù)為0.932,McDonald's ω信度系數(shù)為0.941;重測信度為0.910,量表穩(wěn)定性較好。

3 討論

3.1 中文版NWIS的信效度良好

本研究中,中文版NWIS總量表的Cronbach's α系數(shù)為0.931(>0.9),各維度的Cronbach's α系數(shù)為0.891、0.893(均>0.7),說明中文版NWIS的內(nèi)部一致性較好。Spearman-Brown折半信度系數(shù)為0.856(>0.8),theta信度系數(shù)為0.932(>0.9),McDonald's ω信度系數(shù)為0.941(>0.9),說明本量表信度高。時隔2周對樣本中30名護士再次測量,重測信度為0.910,說明量表穩(wěn)定性較好,不易受時間的影響。內(nèi)容效度是指量表實際所測內(nèi)容與預(yù)期測量內(nèi)容是否一致。本研究的I-CVI=0.625～1.000,S-CVI/Ave=0.88,表明內(nèi)容效度較好。結(jié)構(gòu)效度是量表的理論概念與預(yù)測結(jié)果間的對應(yīng)程度,用以說明量表結(jié)構(gòu)能否滿足相關(guān)的理論構(gòu)想和框架,被認(rèn)為是效度分析中最有力的方法。中文版NWIS旋轉(zhuǎn)后累積方差解釋率為68.445%(>50%),且所有條目均在對應(yīng)的因子上載荷>0.400,表明結(jié)構(gòu)效度較好。

3.2 中文版NWIS具有良好的應(yīng)用價值及意義

本研究按照量表漢化流程,對量表進行正向翻譯、回譯、文化調(diào)試和預(yù)調(diào)查,最后進行信效度檢驗。在量表文化調(diào)試階段,通過文化調(diào)試和預(yù)調(diào)查,對量表部分條目的語言表達(dá)進行了修訂,便于調(diào)查對象理解及作答,有效解決了量表漢化過程中的理解差異及文化適應(yīng)問題,進一步提高了中文版NWIS的科學(xué)性和有效性。在問卷調(diào)查分析中,臨床護士對量表的條目表示理解,量表的完成率在90%以上,且每份問卷的答題時間在180～240 s,說明中文版NWIS具有良好的可行性。中文版NWIS包含2個維度,共12個條目,較全面地涵蓋了護士在臨床工作中護理工作中斷的具體事項,通過評估具體的中斷事件,有助于研究人員更全面地理解護理工作中斷的過程,便于其根據(jù)具體的中斷事件采取針對性干預(yù)措施,彌補了以往對護理工作中斷感知測量的不足。

3.3 本研究的局限性及展望

本研究因為諸多因素影響,僅調(diào)查了湖州市公立綜合性某三級甲等醫(yī)院在職工作≥3個月的護士,存在局限性;研究的方法為便利抽樣,存在系統(tǒng)誤差。因此,未來還需擴大樣本量進行多中心的研究。