甲狀腺癌治療偏好保護動機信念量表的編制及信效度檢驗*

何佳桐，曹 毅，于 嬋，岳 妍，周慶菊，李 斌

(重慶市人民醫院健康管理中心 401121)

近年來，甲狀腺癌已成為全球增長速度最快的惡性腫瘤之一[1]。在我國，甲狀腺癌是一種發病率高且增長迅速[2]、病死率低且相對恒定[3]、生存率高且上升趨勢顯著[4]的低風險上皮來源的惰性腫瘤。甲狀腺癌進展緩慢，不引起臨床癥狀，不良預后風險極低，不影響生存[5]。甲狀腺癌主要治療方式仍是手術切除，但存在手術并發癥、治療費用高、影響生活質量等問題[6-8]。近年來，大量研究和指南提示，甲狀腺癌存在過度診斷和過度治療的問題[5,9-10]，主動監測可能替代手術成為最佳選擇[11-12]。患者的治療偏好受腫瘤嚴重性、療效、治療風險、治療費用、社會支持、自我效能等多因素影響。保護動機理論(protection motivation theory，PMT)是美國學者Rogers等基于上述因素建立的從動機角度探討健康行為產生過程的結構化框架(從信息源到認知中介到應對模式)，解釋了行為產生的原因及過程[13]，目前廣泛應用于癌癥的預防和治療偏好中[14-16]。本研究以PMT為基礎，編制甲狀腺癌治療偏好保護動機信念量表，并檢驗其信效度，為進一步針對性健康教育，引導患者做出正確的治療選擇、降低過度診治帶來的成本和危害提供理論基礎。

1 資料與方法

1.1 研究對象

采用方便抽樣方法納入2021年1-8月在本院健康管理中心進行健康體檢的年齡大于或等于18歲、有智能手機、意識清楚的自愿參與者在假定患有甲狀腺癌的條件下進行量表測定。排除已確診甲狀腺癌或已進行甲狀腺癌手術者。

1.2 構建理論框架

以PMT為基礎，從甲狀腺癌的嚴重性、易感性、內外部獎勵(接受手術治療的個人和外部益處)、反應效能(接受主動監測的益處)、反應代價(接受主動監測的壞處)、自我效能(是否能堅持完成主動監測)6個維度構建甲狀腺癌治療偏好保護動機信念量表的理論框架。PMT結構見圖1。

圖1 PMT結構圖

1.3 設計初始問卷

通過文獻回顧尋找甲狀腺癌患者治療偏好的影響因素，并在此基礎上參考國內外基于PMT的量表或問卷，初步擬定條目池。再通過課題組討論，對量表條目進行歸納、刪減、修改和完善，形成量表初稿，共6個維度27個條目。問卷的應答設計采用Likert 5級評分法，答案從非常不同意至非常同意，分別賦值1～5分。嚴重性、易感性、反應效能、自我效能得分越高，內外部獎勵、行為代價得分越低，表示甲狀腺癌主動監測的保護動機越強。

1.4 專家咨詢

邀請8位專家進行2輪函詢，專業涉及普通外科學、內分泌學、護理學和公共衛生學。采用 Likert 5 級評分法對條目進行重要性評定，當條目的重要性賦值均數大于或等于4.0分則納入量表。(1)刪除部分條目：①刪除甲狀腺癌危險因素相關問題，如高碘、高鹽、高油、高糖、高熱量或辛辣刺激性食物讓我更有胃口、心情愉悅，以及不進行規律的體育鍛煉，“葛優躺”讓我感覺很舒服等。②量表的因變量為治療(手術治療)與不治療(主動監測)，因此，刪除與治療不相關的問題，如如果得了甲狀腺癌家人會監督我進行飲食控制、如果得了甲狀腺癌家人會監督我進行規律的運動鍛煉、合理的飲食管理有利于腫瘤的控制、保持規律的運動鍛煉有利于腫瘤的控制、我有信心按照醫生建議調整飲食等。③刪除重要性賦值均數小于4分的條目，如我周圍得甲狀腺癌的人很多，甲狀腺癌很常見，以及如果得了甲狀腺癌手術治療能控制癌細胞的擴散等。(2)增加部分條目：量表中反應行為代價維度的得分與總分的相關系數(r)<0.3，故增加條目——如果得了甲狀腺癌主動監測會讓我的生活不便利。(3)修正部分條目：合并意思相近的問題，將我覺得自己得甲狀腺癌的可能性很大與如果我的家人有甲狀腺癌我很可能得甲狀腺癌合并為如果我的家人有甲狀腺癌我比其他人更容易得甲狀腺癌。經過2輪專家咨詢后最終形成包含6個維度15個條目的甲狀腺癌治療偏好保護動機信念量表。

1.5 預調查

采用方便抽樣方法隨機抽取2020年12月在本院健康管理中心進行健康體檢者進行預調查，共發放量表100份，回收有效量表93份，有效回收率為93.00%，每份量表的調查時間為5～10 min。預調查的Cronbach′s α系數為0.812，提示量表信度較好。

1.6 正式調查

采用編制的甲狀腺癌治療偏好保護動機信念量表對2021年1～8月在本院健康管理中心進行健康體檢的年齡大于或等于18歲、有智能手機、意識清楚的自愿參與者，在假定患有甲狀腺癌的條件下進行量表測定，共回收量表1 331份，剔除資料缺失、做答時間低于2 min等無效量表后，最終回收有效量表1 199份，有效回收率為90.08%。

1.7 統計學處理

2 結 果

2.1 基本情況

1 199名研究對象中男362人(30.19%)，女837人(69.81%)；平均年齡(33.21±7.68)歲；平均總體健康狀態評分(7.64±1.23)分(滿分為10分)；已婚(含同居)822人(68.56%)；文化程度：本科及以上937人(78.15%)；在職1 108人(92.41%)；月均收入5 000元以上者866人(72.23%)；參與了醫療保險者1 148人(95.75%)。見表1。

表1 研究對象基本情況(=1 199)

2.2 專家函詢結果

邀請8位專家進行2輪函詢，共發放量表16份，回收16份，專家積極系數為100%，專家權威系數為0.875，2輪專家咨詢的協調系數分別為0.375、0.443，差異有統計學意義(P<0.05)。

2.3 量表條目分析

量表總分為22～75分，平均(48.82±7.29)分。各條目得分與總分明顯相關(r=0.327～0.667，P<0.05)。得分占前27%為高分組，占后27%為低分組，高、低分組15個條目得分比較，差異均有統計學意義(t=7.25～22.90，P<0.05)。見表2。

表2 量表條目分析

續表2 量表條目分析

2.4 信度分析

量表的Cronbach′s α系數為0.761，各維度的Cronbach′s α系數：嚴重性為0.799，易感性為0.553，內外部獎勵為0.717，反應效能為0.803，反應代價為0.683，自我效能為0.745。

2.5 效度分析

2.5.1內容效度

條目內容效度指數(I-CVI)為0.750～1.000，全體一致性量表內容效度指數(S-CVI/UA)為0.800，總量表內容效度指數(S-CVI/Ave)為0.967。

2.5.2結構效度

2.5.2.1探索性因子分析

量表KMO值為0.748，Bartlett球形檢驗差異有統計學意義(χ2=5 362.975，P=0.001),適合進行因子分析。采用主成分分析法和最大方差法對數據進行正交旋轉，提取特征根大于1的6個公因子，累積方差貢獻率為72.62%。量表15個條目因子載荷分別為0.746～0.885，與理論構架維度大致相符，各條目的共性方差均較理想(59.34%～82.27%)。見表3。

表3 量表旋轉后因子矩陣

續表3 量表旋轉后因子矩陣

2.5.2.2驗證性因子分析

二因子結構方程模型的擬合指標為比較擬合指數(CFI)=0.932，擬合優度指數(GFI)=0.954，調整擬合優度指數(AGFI)=0.926，規范擬合指數(NFI)=0.977，相對擬合指數(RFI)=0.969(均大于0.97)，近似誤差均方根指數(RMSEA)=0.063(<0.08)。見表3。

2.5.3區分效度

量表各維度間的r為0.004～0.377，各維度與量表總分明顯相關(r=0.327～0.667，P<0.05)。各維度之間的相關性低于各維度與總分的相關性。見表4。

表4 區分效度(r)

3 討 論

3.1 量表的編制過程

本研究以PMT為基礎，嚴格按量表編制原則，經文獻回顧、小組討論、專家咨詢、預調查等過程設計修訂完善，形成了包括嚴重性、易感性、內外部獎勵、反應效能、反應代價、自我效能6個維度15個條目的甲狀腺癌治療偏好保護動機信念量表，保證了量表的科學性和可靠性。專家咨詢采用德爾菲法，邀請的8位專家涉及普通外科學、內分泌學、護理學、公共衛生等領域，專家積極系數和權威系數均大于0.7，第2輪專家協調系數大于0.4，表明專家關注度較高，合作性較好，具有一定的代表性，與相關研究結果一致[17]。通過分析專家意見對量表內容進行了調整，使量表更具規范性和嚴謹性。將經嚴格條目篩選的量表用于正式調查中，調查對象也嚴格按納入排除標準進行篩選，保證了調查過程的可靠性。故本量表研制過程嚴謹，具有較高的科學性和實用性。

3.2 量表信效度分析

量表信度指測量結果的一致性和穩定性，通常采用內部信度Cronbach′s α系數表示[18]。一般而言，Cronbach′s α系數為0.6～0.8表示內部一致性較好[19]。本量表內部信度Cronbach′s α為0.761，說明其內部一致性較好，具有良好的穩定性。但其易感性維度的Cronbach′s α系數為0.553，相對偏低，但考慮到該維度對量表整體具有重要意義，因此仍保留，需在今后研究中進一步修正。其他各維度的Cronbach′s α系數均在0.6以上，具有較好的內部一致性。

量表效度指正確性程度，即實際測量反映所要測量對象的程度[18]。本研究采用內容效度、結構效度、區分效度綜合進行評價。內容效度中一般認為，當評定專家大于5名時，I-CVI≥0.75、S-CVI/UAI≥0.80、S-CVI/Ave≥0.9，表明量表具有較好的內容效度，與相關研究結果一致[20]。本量表共邀請8位專家，I-CVI為0.750～1.000，S-CVI/UA為0.800，S-CVI/Ave為0.967，均符合標準。結構效度采用探索性和驗證性因子分析進行評價，共提取6個特征值大于1的公因子，與PMT構架維度大致相符。累積方差貢獻率為72.62%，高于推薦標準(60%)[21]。本量表各條目的因子載荷為0.746～0.885，均在0.4以上，且不存在雙載荷[21]，表明量表具有較好的結構效度。驗證性因子分析中CFI、GFI、AGFI、NFI、RFI 等擬合指標均大于0.9，RMSEA小于0.08，說明模型擬合效果較好，與相關研究結果一致[21]。區分效度中各維度與量表總分的r均在0.3以上，各維度之間的相關性低于各維度與總分的相關性，表明各維度既反映同一測量概念又相互獨立，具有較好的區分效度。

3.3 PMT在甲狀腺癌治療偏好中的應用

PMT按行為形成模式分為信息源、認知中介、應對模式3個部分。信息源由研究對象所處的環境和個人認知決定，并作用于認知中介生成保護動機，從而產生相應的行為。PMT解釋了行為產生的原因及過程，目前廣泛用于癌癥預防和治療偏好、慢病健康管理、用藥意愿等研究中[14-15,22-23]。RAHAEI等[14]在癌癥早期篩查影響因素的研究中發現，PMT可預測研究對象癌癥早期篩查行為，提高實現癌癥預防目標的成功機會。TESSON等[22]在女性對健側預防性乳房切除術的治療決策研究中發現，PMT解釋了女性接受手術的意愿和認知因素在女性手術決策中的重要性。HONG等[24]在疼痛管理和止痛藥使用意愿的研究中發現，PMT的威脅評估和應對評估均是用藥意愿的預測因子。基于此，本研究設計了甲狀腺癌治療偏好保護動機信念量表，通過嚴重性、易感性、內外部獎勵、反應效能、反應代價、自我效能全面評估了甲狀腺癌治療偏好的保護動機。

綜上所述，甲狀腺癌治療偏好保護動機信念量表經過了嚴格的量表編制過程，具有良好的信度和效度。應用本量表能有效獲得甲狀腺癌治療偏好的認知過程，深入分析了保護行為的內在機制，為進一步針對性的健康教育以引導患者做出合適的治療選擇、降低過度診斷和過度治療帶來的成本和危害提供了理論基礎。本研究的創新之處為首次將PMT模型用于甲狀腺癌治療偏好領域。但本研究采用方便抽樣，僅納入了部分健康體檢者，尚需進一步擴大樣本量對量表進行驗證和完善。