護士院感防控執(zhí)行力量表的構建與信效度檢驗*

蘭江峰,周 倩,張新平,熊莉娟,徐玉蘭,余甜恬,汪倩寧,王偉仙,張 莉,陳洪鋒

(1.華中科技大學同濟醫(yī)學院醫(yī)藥衛(wèi)生管理學院,武漢 430030;2.華中科技大學同濟醫(yī)學院附屬協(xié)和醫(yī)院感染科,武漢 430022;3.華中科技大學同濟醫(yī)學院附屬兒童醫(yī)院院感科,武漢 430014;4.華中科技大學同濟醫(yī)學院附屬協(xié)和醫(yī)院護理部,武漢 430022;5.華中科技大學同濟醫(yī)學院附屬協(xié)和醫(yī)院風濕科,武漢 430022)

醫(yī)院感染是導致耐藥病原菌傳播,患者住院時間延長[1-2],衛(wèi)生系統(tǒng)額外費用增加的重要原因[3-4]。護士是醫(yī)院制度、工作計劃的具體實施者[5],醫(yī)院感染對護士和患者的威脅長期存在,預防和控制醫(yī)院感染刻不容緩[6-7]。伴隨一系列醫(yī)院感染防控政策和規(guī)范的出臺與實施,我國醫(yī)院感染管理已日趨規(guī)范化和科學化[8]。執(zhí)行力是一個管理學概念,是醫(yī)院的核心競爭力之一[9-10]。然而相關政策與措施執(zhí)行走樣、出現(xiàn)偏差、執(zhí)行無力及醫(yī)院感染防控執(zhí)行力差[11-13]等現(xiàn)象的普遍存在,嚴重影響了醫(yī)院感染管理目標的實現(xiàn)[14-16]。既往醫(yī)院感染防控執(zhí)行力的定量研究較為缺乏,且大多圍繞醫(yī)院感染防控措施執(zhí)行情況對執(zhí)行力進行分析,沒有對執(zhí)行力這一概念進行深入挖掘。目前僅耿亞銳針對院感防控執(zhí)行力的內(nèi)涵進行了探索,編制測量條目并做定量研究,然而該研究僅開展了初步的信度和分維度的探索性因子分析,沒有對測量條目進行深入信效度分析,檢驗問卷結構的邏輯性和一致性,以及需開展進一步的驗證[17-18]。因此,本研究在既往院感防控執(zhí)行力量表的基礎上,進一步深入分析和驗證院感防控執(zhí)行力量表的信效度,在不同人群中探索問卷的穩(wěn)定性,本研究得到的成果可以為護士院感防控執(zhí)行力及其影響因素分析奠定基礎,為醫(yī)院不同人群院感防控執(zhí)行力的干預提供依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 一般資料

2022年7月20日至10月14日,選擇華中科技大學同濟醫(yī)學院附屬協(xié)和醫(yī)院護士作為調(diào)查對象,基于科室暴露感染風險等級進行分層隨機抽樣調(diào)查。研究對象的納入標準:(1)來自不同暴露感染風險等級科室;(2)有1年以上工作經(jīng)歷;(3)知情并自愿參加本研究。排除標準:(1)見習生、實習生、規(guī)培生及進修人員;(2)有重大身心疾病的護士;(3)因產(chǎn)假、病假、事假或其他原因等不在崗的護士。

1.2 方法

1.2.1初始問卷設計

在文獻研究基礎上,通過5位專家咨詢和1次專題小組討論,以本項目前期研究耿亞銳編制條目形成的院感防控執(zhí)行力調(diào)查問卷為本研究測量工具,包括執(zhí)行動機(5個條目)、執(zhí)行過程(12個條目)和執(zhí)行結果(8個條目)共3個維度25個條目。該問卷各維度Cronbach’s系數(shù)α大于0.7,KMO值大于0.6,單維度探索性因子分析的因子載荷大于0.5,問卷具備較好的信效度。新型冠狀病毒感染疫情期間,護士在醫(yī)院工作的全過程中院感防控行為和要求發(fā)生了部分改變,戴口罩的正確性、穿隔離衣的正確性是預防呼吸道傳染病的關鍵[19-20]。因此,本研究在執(zhí)行結果部分增加了“能按照要求正確佩戴口罩”“能按要求正確穿隔離衣”兩個條目。但在新型冠狀病毒感染疫情后期及常態(tài)化防控中,部分暴露感染中低風險科室的護士,“能按照要求正確穿隔離衣”條目涉及的廣度不夠,并且為精煉問卷,將該條目去掉。因此,護士院感防控執(zhí)行力問卷共3個維度26個條目,采用Likert 5級評分法,研究對象依據(jù)真實情況和實際想法使用“非常同意”到“非常不同意”5個選項,對條目進行打分。

1.2.2問卷調(diào)查

采用本研究構建的護士院感防控執(zhí)行力量表,通過線上調(diào)查形式對不同暴露感染風險等級科室護士進行調(diào)查,調(diào)查對象匿名填寫,共回收得到357份調(diào)查問卷,其中16份問卷存在選擇回答內(nèi)容全部一致和填寫時間過短的問題,視為無效問卷,最終341份問卷納入分析。護士平均年齡(34.89±7.42)歲,其中女性320名(占93.8%),中級職稱199名(占58.4%);高風險等級科室護士92名(占27.0%),中風險等級科室護士180名(占52.8%)。

1.3 統(tǒng)計學處理

(1)在工具分析方面,運用AMOS 17.0軟件的驗證性因子分析來評價問卷的結構效度,探索性因子分析前進行KMO和Bartlett球形檢驗。探索性和驗證性因子分析可以用來對變量進行降維處理,測試變量關系是否符合研究設計,保證調(diào)查問卷的質(zhì)量。組合信度(CR)指組合變量的信度,一般要求大于0.7。收斂效度平均方差抽取量(AVE)應大于0.5。區(qū)別效度需滿足變量相關系數(shù)小于該變量的AVE平方根。運用SPSS20.0軟件進行問卷信度和內(nèi)容效度評價,研究的內(nèi)部一致性信度評價使用Cronbach’s α系數(shù)。該工具要求問卷整體的Cronbach’s α系數(shù)大于0.7,各變量Cronbach’s α系數(shù)大于0.6。本研究采用奇偶法進行折半,然后求出不同測量結果間的相關系數(shù)平均值,帶入Spearman-Brown預測公式,得到折半信度結果。(2)在資料分析方面,采用結構方程模型(SEM)進行分析,探索執(zhí)行動機與執(zhí)行過程對執(zhí)行結果的影響。采用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap方法進行中介效應的檢驗和置信區(qū)間的估計,反復抽樣5 000次。

2 結 果

2.1 護士院感防控執(zhí)行力量表的探索性因子分析

對護士院感防控執(zhí)行力調(diào)查問卷進行KMO和Bartlett球形檢驗,探索性因子分析結果得到KMO值為0.902,Bartlett球形檢驗P<0.001。依據(jù)因子載荷篩選條目,通過正交旋轉(zhuǎn),各因子的平均載荷不低于0.6,共產(chǎn)生3個因子,特征根均大于1,總方差解釋貢獻為75.219%,覆蓋測量指標的大部分信息。探索性因子分析之后,調(diào)查問卷中26個題項中有13個題項與因子對應關系不合理,剩余3個公因子與13個題項對應關系良好,問卷設計的3個維度均被保留,見表1。

表1 護士院感防控執(zhí)行力量表的探索性因子分析

2.2 護士院感防控執(zhí)行力量表的驗證性因子分析

驗證性因子分析發(fā)現(xiàn)各擬合值均良好,見表2。潛變量題項的因子載荷均大于0.6;CR值均大于0.7,組合信度較好;AVE值大于0.5,變量有較好的內(nèi)部一致性,各題項都能較好收斂于所對應的潛變量,收斂效度較好,見表3、4。變量相關系數(shù)和AVE平方根的結果顯示,AVE的平方根均大于其所在行和列的相關系數(shù)絕對值,調(diào)查問卷有較好的區(qū)分效度。

表2 護士院感防控執(zhí)行力量表的驗證性因子分析模型適配度指標值

表3 護士院感防控執(zhí)行力量表的驗證性因子分析結果

表4 護士院感防控執(zhí)行力各維度相關系數(shù)

2.3 護士院感防控執(zhí)行力量表的信度分析

問卷總體Cronbach’s α系數(shù)為0.926,折半信度為0.787;各維度的Cronbach’s α系數(shù)也均在0.9以上,折半信度也均高于0.8,問卷具有較好的信度,見表5。

表5 護士院感防控執(zhí)行力量表的信度分析和護士院感防控執(zhí)行力水平得分

2.4 院感防控執(zhí)行力的維度關系

采用SEM分析方法對模型進行驗證,采用擬合優(yōu)度指標檢驗數(shù)據(jù)擬合。本文假設模型擬合優(yōu)度指標數(shù)值均達到可接受水平,表明經(jīng)驗數(shù)據(jù)與研究模型之間的適配度較好。得到的模型和路徑系數(shù)見圖1。院感防控執(zhí)行力量表3個維度中執(zhí)行動機(β=0.653,P<0.001)對執(zhí)行過程有正向影響,執(zhí)行過程(β=0.418,P<0.001)對執(zhí)行結果有正向影響,執(zhí)行動機(β=0.348,P<0.001)對執(zhí)行結果有正向影響。基于模型擬合結果,采用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap方法進行中介效應的檢驗和置信區(qū)間的估計,反復抽樣5 000次,結果顯示:執(zhí)行動機通過執(zhí)行過程影響執(zhí)行結果的中介效應明顯,其95%CI為0.170～0.437,置信區(qū)間內(nèi)均不包含0,執(zhí)行力3個維度中執(zhí)行動機通過執(zhí)行過程影響執(zhí)行結果的中介效應成立。

圖1 院感防控執(zhí)行力的SEM路徑圖

3 討 論

3.1 測量工具的構建過程

通過本項目前期研究、專題小組討論、5位專家咨詢、預調(diào)查等過程形成的護士院感防控執(zhí)行力量表包括執(zhí)行動機、執(zhí)行過程和執(zhí)行結果3個維度26個條目,進一步分析調(diào)研數(shù)據(jù)做信效度檢驗以驗證和篩選題項,最終得到的護士院感防控執(zhí)行力調(diào)查問卷與原問卷在總體結構上類似,條目上進行了刪減。主要因為在嚴格的信效度檢驗下,部分條目無法達到檢驗標準,最終護士院感防控執(zhí)行力測量工具3個維度共13個條目,構建過程較為嚴謹,信效度良好,具有較高的科學性和實用性,該工具可用于護士院感防控執(zhí)行力的測量。

3.2 測量工具信效度分析

本研究量表內(nèi)部信度Cronbach’s α系數(shù)為0.926,說明其內(nèi)部一致性較好,具有良好的穩(wěn)定性。各維度的Cronbach’s α系數(shù)也均在0.9以上,具有較好的內(nèi)部一致性。通過探索性和驗證性因子分析評價本研究量表,共產(chǎn)生3個因子,特征根均大于1,總方差解釋貢獻為75.219%,各條目的因子載荷為0.676～0.919,驗證性因子分析中擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)、調(diào)整后擬合優(yōu)度指數(shù)(AGFI)、比較擬合優(yōu)度指數(shù)(CFI)等擬合指標均大于0.9,說明模型擬合效果較好,量表具有較好的結構效度。

3.3 測量工具維度關系及執(zhí)行力水平

關于院感防控執(zhí)行力水平測量方面,目前研究多圍繞醫(yī)院感染防控執(zhí)行情況針對行為依從性開展相關調(diào)查[21],黃麗輝等[22]調(diào)查了醫(yī)院感染防控執(zhí)行力,通過Likert 4級評分法對醫(yī)務人員日常工作中涉及醫(yī)院感染防控措施的頻率進行自評,以分析醫(yī)務人員醫(yī)院感染防控執(zhí)行情況。嵇菊珍等[23]通過觀察分析防控措施規(guī)范執(zhí)行、未規(guī)范執(zhí)行和未執(zhí)行的構成比反映執(zhí)行力水平。本研究中護士院感防控執(zhí)行力水平得分4.570分,較既往研究有明顯提升[24]。可能是由于新型冠狀病毒感染疫情及醫(yī)院高質(zhì)量發(fā)展要求,護士能夠清晰地意識到院感防控執(zhí)行不僅是為了保證醫(yī)療質(zhì)量和落實醫(yī)院規(guī)章制度要求,更是為了保證患者和自身安全[25]。

采用SEM分析護士院感防控執(zhí)行力中3個維度的關系,結果顯示:執(zhí)行動機對執(zhí)行過程產(chǎn)生正向影響,執(zhí)行過程對執(zhí)行結果產(chǎn)生正向影響。說明護士院感防控執(zhí)行動機越強烈,主觀意愿上能夠更加主動地執(zhí)行各項工作,主動了解院感防控工作任務,積極與上下級溝通和自我反思,保證將各項工作做得更好,而執(zhí)行過程越好,執(zhí)行結果就越好[26-27]。因此,醫(yī)院管理工作者應注重提高護理人員的院感防控執(zhí)行動機,從而有效提升執(zhí)行過程效率和增強執(zhí)行結果,促進醫(yī)院院感防控目標達成[28-29]。基于此,本研究構建的護士院感防控執(zhí)行力量表,可通過執(zhí)行動機、執(zhí)行過程和執(zhí)行結果全面評估護士院感防控執(zhí)行力的整體水平。

綜上所述,本研究得到的調(diào)查工具既保證了測量條目的適宜性和專業(yè)性,又保證了信效度的可靠性和有效性,可用于護士院感防控執(zhí)行力的測量,為今后醫(yī)院護理管理和院感防控政策落實提供考量依據(jù)。本研究的創(chuàng)新點在于不僅可以反映護士院感防控執(zhí)行力情況(即執(zhí)行結果),又進一步定量探索了執(zhí)行力更為豐富的內(nèi)涵,包括執(zhí)行動機和執(zhí)行過程。但本研究僅在一家醫(yī)院開展問卷調(diào)查,調(diào)查工具的穩(wěn)定性和可推廣性尚不明確,未來可進一步開展多中心調(diào)查及典型案例研究。此外,本研究未調(diào)查具體的院感防控行為,未來建議進一步拓展,如涵蓋手衛(wèi)生的五大時刻等,為護士院感防控執(zhí)行力的提升提供針對性解決措施。