醫(yī)護人員醫(yī)療告知知信行問卷的編制及信效度檢驗

杜廣平，李萍，張示杰，高雅萱，鐘紅梅

隨著社會的進步、醫(yī)學的快速發(fā)展和人們維權意識的提高，醫(yī)患關系已成為衛(wèi)生行政部門和醫(yī)療機構關注的熱點問題。調(diào)查顯示，告知不當、醫(yī)患溝通不足、忽視或侵犯患者知情同意權[1-2]是造成醫(yī)患關系不和諧的重要原因。盡管醫(yī)療告知等問題越來越受到人們的重視，但由于患者或其家屬對告知信息不理解而引發(fā)的醫(yī)療糾紛仍占很大比例[3-5]。醫(yī)療告知義務的履行，對醫(yī)患關系和患者結(jié)局有極其重要的影響，可減少醫(yī)療糾紛，防范醫(yī)療風險，促進醫(yī)患關系和諧[6]。預調(diào)查結(jié)果顯示，219名醫(yī)護人員中，僅48.4%表示參加過醫(yī)療告知的培訓，30.1%表示對于醫(yī)療告知非常了解?？梢?，雖然醫(yī)療機構進行了醫(yī)療告知的相關培訓，但覆蓋面不全，導致醫(yī)護人員對醫(yī)療告知的了解程度參差不齊。目前，國內(nèi)外對醫(yī)護人員醫(yī)療告知知識、態(tài)度、行為現(xiàn)狀的調(diào)查多集中在認知方面，對態(tài)度、行為的研究較少。為更好地了解醫(yī)護人員醫(yī)療告知的現(xiàn)狀及學習培訓需求，針對薄弱點制訂合理的培訓措施，本研究于2020年11月至2021年4月以知信行理論為基礎，從醫(yī)護人員告知義務的角度編制醫(yī)護人員醫(yī)療告知知識、態(tài)度和行為問卷，并對其信度和效度進行檢驗，旨在為管理者提供客觀、科學的評價工具。

1 資料與方法

1.1一般資料

1.1.1函詢專家 專家入選標準:①本科以上學歷；②中級以上職稱；③從事醫(yī)療、護理及醫(yī)患關系、糾紛處理等領域工作>10年；④自愿參與研究。共邀請29人，其中醫(yī)生13人，護士12人，教師3人，行政管理(醫(yī)務科)1人；本科學歷7人，碩士14人，博士8人；中級職稱5人，副高級15人，高級9人；工作年限10～32(19.59±6.69)年；研究生導師14人。

1.1.2調(diào)查對象 采用便利抽樣法選取新疆2所三級甲等綜合醫(yī)院的臨床醫(yī)護人員作為調(diào)查對象。納入標準：①從事臨床醫(yī)療護理工作≥1年；②知情同意并自愿參與。排除標準：非臨床工作人員，進修醫(yī)生、護士及實習生等。根據(jù)肯德爾樣本估算方法，樣本量為條目數(shù)的5～10倍[7]，預試問卷含40個條目，樣本量應為200～400人，最終獲得有效資料者438人，其中醫(yī)生102人，護士336人；年齡21～54(33.53±7.40)歲；初級職稱262人，中級110人，副高級以上66人；大專以下學歷98人，本科258人，碩士74人，博士8人；工作年限1～34(11.72±7.52)年；內(nèi)科63人，外科104人，婦科46人，兒科76人，急診科80人，手術麻醉科28人，重癥醫(yī)學科41人。

1.1.3課題組成員 課題小組由熟悉本研究的5名成員組成，臨床醫(yī)生1人(主任醫(yī)師)，護士2人(均為副主任護師、副教授)，衛(wèi)生統(tǒng)計學教師1名(副教授)，護理碩士研究生1人。4名專家負責擬定問卷初始條目，選取函詢專家；研究生負責收集數(shù)據(jù)、整理分析。

1.2方法

1.2.1擬定問卷條目池 課題小組以知信行為理論基礎，通過文獻回顧、質(zhì)性訪談、以我國法律法規(guī)為基點、參考現(xiàn)有知情同意相關問卷[8-15]，建立醫(yī)護人員醫(yī)療告知知信行條目池，初始問卷涵蓋知識、態(tài)度、行為3個維度共45個條目。

1.2.2專家函詢 專家函詢表包含兩部分：第1部分為醫(yī)護人員醫(yī)療告知知信行問卷專家函詢表，采用Likert 5級評分法(分為不重要、不太重要、一般重要、比較重要、非常重要，依次賦值1～5分)，請專家評價各條目的重要性；設置專家意見欄，供專家填寫意見和建議。第2部分為專家情況調(diào)查表，包括專家基本情況、專家判斷依據(jù)、專家熟悉程度。通過紙質(zhì)問卷及電子郵件的方式發(fā)放、收回，共完成2輪專家函詢。刪除專家評分重要性均值<3.5，變異系數(shù)(CV)>0.25的條目。課題組結(jié)合專家意見，刪除7個條目，合并內(nèi)容重復的2個條目，增加4個條目，形成40個條目的基礎問卷。

1.2.3預測試 采用便利抽樣法選取新疆某三級甲等醫(yī)院醫(yī)生11人、護士19人，對基礎問卷進行預測試。結(jié)果醫(yī)護人員對問卷內(nèi)容理解程度好，提出條目內(nèi)容描述不清晰的建議2條，經(jīng)課題小組討論修改后仍保留40個條目。

1.2.4問卷調(diào)查 ①調(diào)查問卷。分為兩部分：第1部分為一般資料調(diào)查表，包括性別、年齡、職稱、職業(yè)角色、當前學歷、所在科室、所在醫(yī)院、工作年限及對醫(yī)療告知的了解情況等。第2部分為醫(yī)護人員醫(yī)療告知知信行問卷，40個條目，知識方面條目為單選題和多選題，單選題每個條目答對計1分，答錯或不確定計0分；多選題每個條目選對1項計1分，選錯不計分。態(tài)度和行為各條目采用Likert 5級計分法，態(tài)度為非常不贊同、基本不贊同、不確定、比較贊同、非常贊同，行為為從不、偶爾、有時、經(jīng)常、總是，依次賦1～5分。②資料收集方法。采取現(xiàn)場發(fā)放問卷和問卷星的方式進行調(diào)查。向調(diào)查對象解釋調(diào)查的目的及意義，由調(diào)查員發(fā)放問卷及問卷星二維碼進行一對一問卷填寫，對于有疑問的選項，研究者給予耐心解釋，檢查問卷填寫內(nèi)容，如有遺漏、錯填，當場修改、補填。共發(fā)放問卷451份，剔除答案一致及答題時間>10 min的無效問卷13份，問卷有效回收率97.1%。

1.2.5統(tǒng)計學分析 采用SPSS23.0軟件進行統(tǒng)計學分析，應用決斷值、相關系數(shù)法和同質(zhì)性檢驗篩選條目。內(nèi)容效度采用專家評分法進行計算，結(jié)構效度采用探索性因子檢驗(219例)，應用Amos22.0軟件進行驗證性因子分析(另219例)。信度采用Cronbach′s α系數(shù)、重測信度分析。檢驗水準α=0.05。

2 結(jié)果

2.1專家函詢結(jié)果 兩輪專家函詢回收率分別為100%(29/29人)和93.1%(27/29人)、權威系數(shù)(Cr)分別為0.897、0.891。兩輪函詢專家肯德爾系數(shù)(W)為0.189(χ2=241.429)和0.192(χ2=175.865)，均P<0.01。

2.2項目分析 ①問卷的區(qū)分度。采用臨界比值法，將問卷得分由高到低排序，將前、后27%分為高、低兩組，采用兩樣本t檢驗對兩組在各條目上的差異進行檢驗，結(jié)果顯示除條目K11(CR值為2.050)，考慮刪除，其他均>3，且得分差異有統(tǒng)計學意義(P<0.01)。②問卷的同質(zhì)性。采用相關系數(shù)法進行分析，結(jié)果條目K3、K9、K11的相關系數(shù)為0.389、0.291、0.176，均<0.4，說明該條目與問卷的同質(zhì)性較差，考慮刪除。③內(nèi)部一致性：條目K3、K5、K8、K9、K11修正后的項與總計相關性<0.4，且刪除條目K12、P1項后的Cronbach′s α系數(shù)有上升趨勢，說明該條目與所測量概念的屬性不同，考慮刪除。④共同性與因子負荷量：條目K9、K11、K12、K13共同性<0.2，因素負荷量<0.45[16]，考慮刪除。綜合考慮項目分析結(jié)果，刪除2條及以上不符合篩選標準的條目K3、K9、K11、K12、K13。

2.3效度分析

2.3.1結(jié)構效度

2.3.1.1探索性因子分析 得出KMO值為0.925，Bartlett球形檢驗χ2值為8 224.768，P<0.01，表明適合做因子分析。采用主成分分析法提取特征根>1的因子，采用最大方差法進行正交旋轉(zhuǎn)，保留因子載荷≥0.4的條目，刪除K7、K8、P1。條目刪除后，KMO值為0.926，Bartlett球形檢驗χ2值為7 828.571，P<0.01，刪除K5。第3次因子分析，KMO值為0.929，Bartlett球形檢驗χ2值為7 754.327，P<0.01，提取3個公因子，命名為醫(yī)療告知態(tài)度、醫(yī)療告知行為、醫(yī)療告知知識，累計方差貢獻率為71.906%。各條目因子載荷均>0.4，形成最終問卷，共31個條目，見表1。

表1 醫(yī)護人員醫(yī)療告知知信行問卷各條目的因子分析結(jié)果(n=219)

2.3.1.2驗證性因子分析 用Amos22.0軟件進行驗證性因子分析，采用極大似然法進行模型分析，問卷模型擬合指標在可接受范圍，提示模型擬合良好。見表2。

表2 驗證性因子分析模型擬合指數(shù)

2.3.2內(nèi)容效度 根據(jù)專家對問卷各條目評分結(jié)果，評價內(nèi)容效度(CVI)，結(jié)果問卷的S-CVI為0.984，各條目的I-CVI為0.860～1.000。

2.4信度分析 問卷總體及醫(yī)療告知態(tài)度、行為、知識維度的Cronbach′s α系數(shù)分別為0.948、0.634、0.978、0.958，重測信度分別為0.973、0.870、0.940、0.977。

2.5醫(yī)護人員醫(yī)療告知知信行問卷應用方法 該問卷用于醫(yī)護人員的調(diào)查，知識維度條目答對得1分，態(tài)度、行為維度均采用Likert 5級評分法。得分越高說明醫(yī)療告知知識、態(tài)度、行為水平越好。

3 討論

3.1問卷編制的意義及可靠性 醫(yī)療告知是保證醫(yī)患溝通、促進醫(yī)患關系和諧的前提[17]。國內(nèi)研究大多聚焦于患者權利的研究，較少關注醫(yī)護人員的醫(yī)療告知義務，本研究以知信行理論為指導，以醫(yī)護人員醫(yī)療告知義務的角度為切入點，結(jié)合文獻查閱、質(zhì)性訪談、參考《侵權責任法》《執(zhí)業(yè)醫(yī)師法》等法律法規(guī)，經(jīng)小組討論，建立條目池，邀請從事臨床醫(yī)療、護理、教育且工作10年以上的專家評估、修訂問卷條目，專家的理論與實踐水平具有代表性和權威性，保證了問卷的專業(yè)性、合理性。應用臨界比值法、條目與總分相關系數(shù)法、同質(zhì)性檢驗對問卷條目進行分析，采用探索性因子和驗證性因子分析檢驗問卷結(jié)構，保證了條目的有效性和敏感性。該問卷有效回收率97.1%，答題時間在3～10 min，說明問卷可接受性較好。問卷編制流程合理，信度、效度較好?？蔀獒t(yī)療機構全面客觀地了解醫(yī)護人員醫(yī)療告知知識、態(tài)度、行為水平提供可靠的測評工具。從醫(yī)護人員角度，可幫助醫(yī)生、護士自我評價，找出自身在告知過程中的不足，進行自我完善；從管理者角度，可幫助其更好地了解醫(yī)護人員醫(yī)療告知的知信行現(xiàn)狀水平，以期為構建醫(yī)療告知知信行干預方案提供參考。

3.2問卷具有較好的信效度

3.2.1信度分析 信度指測驗問卷的穩(wěn)定性及一致性，信度越高，測量標準誤差越小[16]。研究認為，重測信度>0.7代表問卷有較高穩(wěn)定性[18]。本問卷及各維度的Cronbach′s α系數(shù)為0.948、0.634、0.978、0.958，說明問卷具有良好的內(nèi)部一致性信度。問卷及各維度的重測信度為0.973、0.870、0.940、0.977，說明問卷在臨床測量時其跨時間穩(wěn)定性較好。

3.2.2效度分析 探索性因子分析要求因子累計貢獻率大于40%、各條目因子載荷值>0.4且無多重載荷[19]。本研究采用主成分因子分析法，共提取3個公因子(醫(yī)療告知知識、醫(yī)療告知態(tài)度、醫(yī)療告知行為)，累積貢獻率為71.906%，各條目對應的因子載荷均>0.4，說明本問卷各條目在公共因子的分布與問卷的理論構建相符。驗證性因子結(jié)果顯示，初始模型擬合指數(shù)：χ2/df=4.010，RMSEA值>0.1，IFI、CFI指標均低于0.9，說明初始模型擬合效果不理想[20]。為進一步修正模型，根據(jù)初始模型中修正指數(shù)的高低進行關聯(lián)修正，將存在較高關聯(lián)的7對條目進行修正，修正后模型擬合指數(shù)χ2/df=3.108，RMSEA值<0.1，各項擬合指標均在可接受范圍，提示模型擬合良好，說明問卷有較好的結(jié)構效度。當問卷的S-CVI≥0.80，I-CVI≥0.78，表示問卷的內(nèi)容效度較好[21]，本問卷的S-CVI為0.984，各條目的I-CVI為0.860～1.000，表明問卷內(nèi)容可以較好地反映醫(yī)護人員的醫(yī)療告知現(xiàn)狀。

4 小結(jié)

本研究構建的醫(yī)護人員醫(yī)療告知知信行問卷，研究過程嚴謹，信、效度良好?？捎糜谠u估醫(yī)護人員醫(yī)療告知的知識、態(tài)度和行為現(xiàn)狀，發(fā)現(xiàn)不足，為有計劃的開展醫(yī)療告知相關培訓和規(guī)范醫(yī)療告知制度提供參考依據(jù)。該問卷的普適性還有待進一步檢測，下一步將使用更全面、系統(tǒng)的程序和統(tǒng)計學方法，選取不同地區(qū)的多家醫(yī)院行進一步的測試和實證研究。