量表研制（精选7篇）
量表研制 篇1
摘要：随着近年来中医证侯规范化的不断进展, 中医证侯量表作为对中医临床诊治的一个量化评价的重要手段, 将会在今后中医改革扮演越来越重要的角色。本文旨在阐述中医量表研制的具体方法, 为中医证侯量表的设计者提供方法学, 并提出对中医量表制定的一些建议。
关键词：中医量表,研制,方法学
1 量表的定义
量表 (scale) 是指在为了确定主观的或者是抽象的概念, 对其的特性变量分配一定的数字, 以形成不同测量水平的一种测量尺度。它用多个问题来测量一个概念, 因此可以把量表看做是衡量某一概念的综合指标。量表作为一种诊断评价手段早在20世纪30年代就用于临床诊疗。现在西医量表主要用于一般及特殊人群的健康评测、肿瘤以及慢性病患者QOL评测、临床治疗方案的评价与选择、防御性干预以及保健措施的效果评价、卫生资源配置与资源决策、以及探讨健康影响因素与防治重点。而中医量表是以中医辨证为基础与特点的量化评价体系, 它靠选取和中医相关的临床症状与体征 (如苔、脉等) 来获得辨证结果。和西医量表一样, 中医量表具有一定的客观性、准确度与成果论证力, 同时它具有中医思维的“经验性”、“模糊性”、“形象性”与“习惯性”。
2 中医量表的研制
中医量表相对与西医量表最本质的一个特点是它是以中医辨证为目的的一种诊断方式, 它得出的是结果每个疾病的证型, 而不是单单对这个病的诊断与严重程度的评价。近年来, 随着中医证、症规范化和量化研究的不断深入, 中医界的学者们借鉴心理测量学的有关知识和精神疾病研究中的一些量表评定患者的心理状态、主观症状、中医药临床疗效, 及其与正义证侯的关系, 并取得了一定的成果, 对中医的量表的研制起到了积极的促进作用。
2.1 证型的确立
中医的证侯规范化的研究对中医量表的制定与发展有着十分重要的关系, 一个疾病的到底具有哪些证型, 以及这些证型可能会出现哪些可能的症状与体征, 这些都限定着量表的精准度与客观性。但是中医的证侯具有“内实外虚”、“时空变化”和“多维界面”等特点, 加上中医理论的模糊性, 目前形成了多种证侯规范标准并存, 相互弥补、相互为用的格局。国家中医药管理局的《中医病症诊断疗效标准》 (南京大学出版社1944) 、中华人民共和国国家标准《中医病症分类与代码》 (中国标准出版社1995) 以及国家卫生部《中医临床诊疗术语》等成果的颁布虽然在一定程度上对证侯的规范化起着导向作用, 但是中医证侯的诊断标准依然在临床上没有得到普遍认同, 究其原因, 除了中医的主观性之外, 更多的还是各种学术团体及组织制定的规范繁多, 使规范存在诸多“不规范”之处。如陈湘君主编的“十五”国家级规划教材《中医内科学》中分中医痹病为行痹、痛痹、着痹、风湿热痹、痰瘀痹阻、气血亏虚来辨证论治, 而《中华人民共和国中医药行业标准·中医病证诊断疗效标准》中分风寒湿阻、风湿热郁、痰瘀互结、肾虚寒凝、肝肾阴虚、气血亏虚等6型。又如陈湘君主编的“十五”国家级规划教材《中医内科学》中分中医胃痛有寒邪客胃、饮食停滞、肝气犯胃、肝胃郁热、湿热中阻、瘀血停滞、胃阴亏虚、脾胃虚寒等8型, 而郑筱萸主编的《中药新药临床研究课题指导原则 (试行) 》分肝胃不和、脾胃虚弱、脾胃湿热、胃阴不足、胃络瘀血等5个证型。另外, 在量表编辑方面对证侯的选择上面存在较大的主观性, 王哲等选用阴虚、脾虚、痰浊、肝郁、心虚等因子来作为郁证辨证基础, 而高秀飞[8]等则根据《中药新药临床研究指南》中的中医证侯来设计乳腺癌术后患者抑郁障碍量表。
2.2 条目的初筛
基于特征选择的量表条目筛选方法研究在确定证型之后, 症状与体征 (包括苔脉) 的筛选是首先要解决的问题, 在量表研制中, 条目筛选是决定量表是否切实可行的一个关键步骤。在此之前, 备选条目池的建立是初筛的前提。条目池的建立主要依靠文献调研以及数据检索, 并参照相关国家标准将可能出现的中医症状及体征详尽地罗列出来。其他还有方法如王哲等通过1977例的流行病学调查来组建备选池, 牟新等成立了由多层次人员的专题小组来进行条目池的建立, 郑秀丽等通过头脑风暴的方法来完善其条目池等等。
2.2.1 主观初筛
初筛的方法有很多, 主要包括主观筛选和客观筛选两类。主观筛选最常用的为专家咨询法, 又称德尔菲 (Delphi) 方法, 它采用匿名的方式依靠多个专家或专家集体的意见, 经过反复多次信息交流和反馈, 使专家的意见趋向一致, 从而对评价对象做出定性和定量相结合的预测、评价。近年来, Delphi等方法在中医量表制定中的应用越来越广泛, 如何勇庆等组织了5次相关专家对其的CHD-PRO量表进行主观筛选;杨洪艳等对31名专家进行了2轮调查来进行对其绝经综合征量表条目的筛选, 结果示专家的权威系数为0.78, 可靠性较高;陈美娟等采用德尔菲方法, 共发放问卷72份对36名专家进行咨询, 选出13项指标作为注意力缺陷多动障碍肝肾阴虚证侯的主证。
2.2.2 客观初筛
客观筛选方法主要注意以临床的数据分析为主, 主要包括频数分布法、离散趋势法、相关系数法、因子分析法、克朗巴赫系数法、聚类分析法、逐步分析法、重测系数法、主成分分析法、区分度法等等。上述几种方法各有优点, 秦浩等认为离散趋势法、相关系数法、因子分析法、区分度分析法等, 分别从重要性、确定性、敏感性、代表性以及独立性和区分性的角度筛选条目, 郝元涛等认为克朗巴赫和重测信度法分别从内部一致性和稳定性的角度筛选条目。前面4种筛选方法之前被大多数的量表设计者采用, 克朗巴赫和重测信度法因为既可以保证入选条目的质量, 又可以增加新条目入选机会而被大量采用。临床量表的条目筛选不单单只采用一种方法, 一般是采取多种初筛, 依据其多种的结果, 来最终确定量表的条目。如郭全等采用相关系数、因子分子以及克朗巴赫分析等方法来确定其量表最终条目;史周华等使用区分度分析法、离散趋势法以及因子分析法来决定易怒体质量表条目。
2.3 条目的量化
建立证侯宏观量化诊断标准, 是实现中医辨证规范化的必由之路。也是量表制定过程中必须解决的问题。四诊条目的科学分级及合理量化是保证量表信度和效度的前提和基础。中医量表的条目由症状和体征脉组成, 临床上有很多方法对症状进行量化, 大致归纳有视觉模拟刻度法、数字分级法、Wong-Bake脸法 (用不同的表情图代表所感受到不适的程度) 以及Likert等级评价法 (五级评分法较为适用) , 戴霞等认为语言分级法较数字分级法较为容易理解, 采用等级评分法进行症状评分, 可操作性强, 便于统计学分析。相比与症状条目, 体征类条目如何合理客观的量化, 是中医证侯量表研制中的一个难点。如把舌质与脉象取几种表现予以不同的分值, 但是这种方法缺乏科学性;或者把舌脉分为轻、中、重3级, 但因级别难以客观界定而导致实用性较差, 又有据舌脉吻合度来进行定量分级, 但其界定可能存在偏倚。近年来, 随着计算机图像处理技术发展, 利用计算机对舌脉的量化采集提供了科学化工具。如研发的中医舌诊自动识别系统对舌苔舌象进行了分类与量化, 对利用脉图数据对相关脉象进行相关分析。但是这届研究成果至今尚未在临床上得到广泛的推广与应用。
2.4 量表的考评
量表的考评是量表设计的最后的检测阶段, 量表的考评直接关系到其权威性。量表的检测主要依靠其信度、效度与区分度来检测。信度又称可靠度, 反映相同条件下重复测量结果的近似程度, 主要有重测信度、半分信度以及克朗巴赫α系数3种指标组成。重测信度分析同一被调查者的测验重复性, 而半分信度作为重测信度不能采用时的选择, 采用Spearman-brown公式计算其信度, 但是最常采用的克朗巴赫α系数来作为信度的考评, 因为其能准确地表示量表的内在一致性。效度又称为准确度, 用于反映测量结果与“真值”的接近程度。它也有3种指标组成:内容效度、标准效度与结果效度。内容效度主要评价语言表达的准确性;标准效度主要确立“金标准”来评价测量指标的一致性;结构效度采用因子分析的方法, 对量表进行更加深入的分析, 是最强有力的效度评价方法。反应度又称为区分效度, 指被调查者的变化对结果的影响程度。由于其反映调查者的敏感度, 近年来越来越受到重视。
3 总结
综上所述, 随着中医证侯的规范化与中医疗效的标准化不断推进, 中医证侯量表作为对中医临床的一个量化评价的重要手段, 将会在今后中医改革扮演越来越重要的角色。但是现阶段中医量表存在的量表设计随意化, 信度效度评价以及总结、统计的欠缺, 加上中医证侯规范化的不完善以及大样本量临床试验的缺乏, 所有这些都限制着中医证侯量表的发挥其标准量化的作用。笔者认为要解决这个问题, 必须在完善证侯规范化的基础上, 强化中医量表设计者对设计方法的掌握程度, 注重条目的筛选、量化以及对量表的考评, 并提倡大样本量的临床试验。
参考文献
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量表研制 篇2
1 资料与方法
1.1量表初表的编制中医症状计分量表采用科技部行业科研专项:“慢性心衰社区普适中医诊治方案”研究中自制症状计分表[3]量化中医症状的改变,该症状计分表通过文献收集及专家调查挖掘出慢性心衰相关症状,根据症状出现的部位划分领域。
1.2量表的形式采用有序等级计分的形式确定量表的形式、明确条目的文字表述、引导词,制定量表及其填表说明。
1.3 临床调查
1.3.1 调查对象 2013年2月—2015年2月,在北京中医药大学东方医院、北京宣武中医医院、北京顺义区中医医院、北京怀柔区中医医院、北京平谷区中医医院住院的慢性心衰B、C、D期患者(美国心脏病学会/协会标准)。
1.3.2调查方法在获取知情同意后进行调查,共调查二次,第一次调查于患者入院确诊心衰时,第二次调查于患者住院2周后或出院前1天。采用调查者询问患者进行评价的方式,评价前进行调查者的一致性培训及评价。
1.3.3 调查内容 包括患者的一般情况、纽约 NYHA心功能分级、症状计分量表。
1.4 统计分析方法 Access编写数据库录入系统,统计分析采用 SPSS13.0统计分析软件。
1.4.1条目分析及筛选计算条目的应答率,应答率低于85% 者予以删除[4]。采用以下4种方法分析每一个条目,根据其各自标准,入选者标号为1,删除者都标号为0,计分大于等于3的条目入选,组成正式《慢性心衰中医症状计分量表》。
1.4.1.1离散程度法[5]因本量表采用0~3级评分,且各条目的量纲相同,故采用标准差作为衡量离散程度的标准。标准差越大,条目越敏感。
1.4.1.2相关系数法[4]考察每条目与初始量表总分的相关,因为本量表条目评分为有序等级资料,故采用Spearman相关系数法,R小于0.4者可考虑删除。
1.4.1.3选项反应度分析法[4]考察各条目4个选项中被选中率 <10% 的选项数 , 有3个及3个以上评分等级的应答率 <10% , 则该条目考虑删除 。
1.4.1.4克朗巴赫α系数(Cronbach’s alpha)法[4]比较去除某一条目后对系数影响。如果某条目去掉后 α系数不下降,则说明该条目的存在对该量表的内部一致性的作用不大,应该去掉,反之则保留。
1.4.2信度、效度及反应度分析反应量表测量的可行性、可靠性以及量表结构的合理性。信度包括分半信度及克朗巴赫 α系数。效度包括:标准效度和内容效度。
2 结 果
2.1量表的结构慢性心衰中医症状计分量表(初表)按部位划分为主要症状(A)、全身症状(B)、头面症状(C)、心胸胁肋症状(D)、脾胃及腹部症状(E)、腰部及四肢(F)、饮食口味及二便症状(G)、睡眠相关症状(H)8个领域,涵盖气虚、血瘀、水饮、阳虚证、阴虚证、痰浊证、心虚证等15个证候要素。共56个条目,条目具体编号详见表1。
2.2量表的形式量表条目采用有序等级计分方式,根据症状严重程度分为无、轻、中、重四个等级,分别记为0,1,2,3四个分数,每位患者计算症状计分总分,以此量化患者的症 状严重程 度。量表总分 最低分为0分,最高分为3×条目数。转化分=(3×条目数-原始分)÷3×条目数×100。
2.3 临床调查结果 2013年2月—2015年2月共纳入211例住院慢性心衰患者,420份《慢性心衰中医症状计分量表 》(初表 )测评数据 ,其中男性1 0 7例(50.7%),女性104例 (49.3%),年龄38岁 ~90岁(7 2.0 8岁 ±1 0.7 2岁 )。冠心病心 衰1 5 7例(74.4%),非冠心病心衰54例(25.6%),纽约NYHA心功能分级Ⅱ级、Ⅲ级、Ⅳ级分别为28例(13.3%)、90例(42.7%)、93例 (44.0%),美国心脏 病学会/协会B、C、D期分别为18例(8.5%)、146例(69.2%)、47例(22.3%)。
2.4条目筛选结果由于D041、D042应答率低 于85%,予以剔除。以B领域为例,采用前述4种方法对量表条目进行筛选后结果见表2。
上表中1代表入选,0代表考虑删除,最后一栏计数大于或等于3的条目入选。
2.5 正式量表条目组成 采用上述方法进行条目筛选,共有36个合格条目进入正式量表。
A领域(3条):A010,A020,A030;
B领域(9条):B010,B020,B030,B040,B051,B052,B060,B080,B090;
C领域(3条):C020,C030,C040;
D领域 ( 5条 ): D010 , D020 , D031 , D060 , D070 ;
E领域 ( 2条 ): E010 , E020 ;
F领域 ( 4条 ): F010 , F020 , F030 , F040 ;
G领域 (6条):G010,G020,G030,G040,G050,G080;
H领域(4条):H010,H011,H012,H020。
2.6 量表的测评
2.6.1反应度测评将治疗前后中医症状计分进行配对t检验,结果提示治疗前量表得分为81.53分±8.70分,治疗后为91.32分±5.76分(P <0.01),两者存在统计学意义,且治疗前小于治疗后。
2.6.2信度测评根据编码序号奇偶不同分为奇数组与偶数组,采用Friedman (χ2)检验,P <0.01,奇数组与偶数组条目满足方差齐性条件,可以进行分半信度测评。初表总的分半信度为0.897,高于0.7。该表总的克朗巴赫α系数0.924,高于0.8。
2.6.3 效度测评
2.6.3.1标准效度将治疗前后两次调查正式表总分结果,经转化后与慢性心衰心功能NYHA分级结果进行Spearman相关分析,结果提示:r值为-0.413,P<0.01,提示正式表转化分与心功能NYHA分级有显著负相关性。
2.6.3.2内容效度一般认为各条目与其所属领域之间相关系数大于与其他领域相关系数,各领域的克朗巴赫α系数大于本领域与其他领域的相关系数反应量表的内容效度较好。结果提示量表中各条目与本领域的相关系数均大于与其他领域的相关系数,且本领域的克朗巴赫系数均大于与其他领域的相关系数。以A领域为例,A领域条目与其领域的相关系数见表3,各领域克朗巴赫系数与其他领域的相关系数结果见表4。
3 讨 论
3.1 《 慢性心衰中医症状计分量表 》( 正式表 ) 的研制
《慢性心衰中医症状计分量表》(初表)采用科技部行业科研专项:“慢性心衰社区普适中医诊治方案”研究中自制症状计分表改良而成,该量表主要用来测评慢性心衰患者的症状变化程度,其条目是经文献挖掘及专家调查的基础上将心衰涉及的所有症状进行程度分级而成,因该症状计分表为症状程度的测评量表,主要由医生根据患者的症状进行填写,行业专项课题组曾对包括《慢性心衰中医症状计分量表》(初表)的信息采集表进行小范围的一致性检验,应用Spearman相关系数测评不同医师对同一症状所评打分值的相关性,提示该调查表中中医症状部分一致性评价较为满意,可以用来进行横断面的症状研究[3]。但因其尚未进行有关量表信度、效度等心理学测评,故本研究在临床调查的基础上,按照量表制定的通用方法,对其相关条目进行严格的筛选,形成《慢性心衰中医症状计分量表》(正式表)。
本研究共调查了211例共420份慢性心衰住院患者的症状计分量表数据,符合条目数5~10倍的样本量要求。正式量表的形成运用了多种条目筛选方法,包括:应答率、离散趋势法、相关系数法、克朗巴赫ɑ系数法、选项反应度分析法。除应答率外,四种条目筛选方法中,符合多于或等于3种方法入选标准的条目方可成为慢性心衰中医症状计分正式量表条目。以上四种方法考察了条目的可行性、敏感性、代表特征性、选项有效性、内部一致性等不同特性,经过筛选,从56个备选条目中筛选出36个正式条目,组成《慢性心衰中医症状计分量表》(正式表)。量表研制过程符合国际量表研制的规范。
3.2 《 慢性心衰中医症状计分量表 》( 正式表 ) 的考评
3.2.1量表的可行性分析正式量表条目的完成率均在85% 以上 。 将治疗前后中医症状计分转化分均值显著小于治疗后的均值 ( P <0.01 ), 提示慢性心衰中医症状计分量表有较好的反应度 , 可以测评出治疗前后中医症状程度的变化 。
3.2.2 量表的信度分析 主要测评慢性心衰中医症状计分量表的克朗巴赫 α信度和分半信度,其中克朗巴赫α信度主要测评量表的内部一致性,分半信度主要检测量表的跨条目的一致性。统计结果表明,《慢性心衰中医症状计分量表》(正式表)的克朗巴赫 α系数0.924,高于0.8;分半信度为0.897,高于0.7。说明慢性心衰中医症状计分量表具有较好的信度。
3.2.3量表的效度分析正式量表内容效度统计结果表明:《慢性心衰中医症状计分量表》(正式表)中的36个条目与本领域的相关系数均大于与其他领域的相关系数,且与本领域的相关系数均大于0.4,说明该条目均有较好的独立性及特征性,且除脾胃与腹部症状领域(E领域)外,其他领域的克朗巴赫 α 系数大于本领域与其他领域的相关系数,说明该量表具有较好的内容效度。其次,由于中医症状变化程度尚无金标准进行评判,故采用基于症状建立的目前较为公认的纽约心功能NYHA分级作为标准,测评该量表的标准效度。统计结果表明慢性心衰中医症状计分量表转化分与心功能NYHA分级显著相关,慢性心衰中医症状计分量表的标准效度较好。
慢性心衰中医症状计分量表具有较好的信度 、 效度及反应度 , 可以作为评价慢性心衰症状改善的疗效评价工具 。
摘要：改善症状是慢性心衰的治疗目标之一,中医药存在一定优势,但目前尚缺乏量化标准。本研究采用通用的量表研制方法,在课题组前期成果《自制症状计分表》基础上,采用离散趋势法、相关系数法等多种统计学方法对条目进行筛选,形成由36个条目组成的正式量表,并对正式量表进行信度、效度及反应度的测评,结果提示《慢性心衰中医症状计分量表》具有较好的信度、效度及反应度,可以作为评价慢性心衰症状改善的疗效评价工具。
量表研制 篇3
1 资料和方法
1.1 量表的编制
综合性医院住院患者, 指患有躯体疾病或心身疾病, 精神正常, 既往无精神病史, 在综合性和 (或) 专科医院住院就医的各类患者。鉴于儿童与成人心理反应的差异, 本量表不涉及16岁以下患者。笔者尝试对近8年百余篇相关文献所作“患者心理问题影响因素”的表述进行较系统的分析与归纳, 发现“住院患者心理问题的影响因素基本可概括为疾病认知、社会支持、人格特征、医院环境等几个主要方面[1], 并通过专家咨询, 初步界定了综合性医院住院患者常见负性情绪归因量表的构成要素。我们以查阅大量相关文献资料、征询多位护理专家和临床资深护士的意见为基础, 根据住院患者的心理活动特点, 将测题系统归纳成问卷。此外, 对患者人格特征的测定直接采用艾森克人格调查问卷 (EPQ) 中的内外向、神经质2个人格维度量表 (E、N) 共45道测题实施测评, 鉴于EPQ及其分量表的信度和效度已得到公认, 故在对本课题进行预实验时未将该量表中的人格特征模块放入。初步组成的量表含20个项目。
1.2 项目的筛选与计分
在非精神科住院患者中实施2次预测验, 根据因素分析结果[2], 调整量表的原有维度, 并结合项目分析结果, 剔除鉴别力较差的项目, 最后形成了含3个因子、17个项目的非精神科住院患者常见负性情绪原因问卷。其中3个因子分别为疾病认知 (1, 4, 5, 7, 9, 16共6项, 为第1因子) 、就医环境 (2, 3, 6, 11, 14, 17共6项, 为第2因子) 、社会支持 (8, 10, 12, 13, 15共5项, 为第3因子) 。量表测题按交叉排列原则, 混合交叉排列归属不同因子的项目, 以避免被试答题时受思维定式的影响[3]。每个项目根据患者的心理感受按3级评分法计为1~3分, 17项累积得分为量表总分, 各因子项目得分之和为各因子分。得分越高, 表明某类事件对患者负性情绪的影响越大。
1.3 测试对象及测试方法
采用确定后的归因量表对上海4所综合性医院各科室共1 030例住院患者 (年龄≥16岁) 施测, 共发放1 030份问卷, 回收有效问卷1 004份, 有效回收率为97.5%。其中, 男611例, 女393例;外科520例, 内科484例;被试年龄16~90岁, 平均 (44.33±16.79) 岁。根据患者年龄, 将其分为3组:青年组 (16~34岁) 、中年组 (35~59岁) 和老年组 (≥60岁) [4]。测试时间为2002年4月~2003年7月。由2名专业人员发放问卷, 患者填写后当场回收。对不能自填问卷的个别患者, 由施测者逐项读给患者听, 根据其口述填写答案;随机抽取其中92例患者, 采用SSRS与本问卷同步施测, 以检测其甄别性。
1.4 统计学处理
所有资料输入计算机, 用SPSS11.0统计软件分析。
2 结果
2.1 项目与量表的相关性
各项目量表分与量表总分的相关系数见表1。结果显示, 17个项目分与总分均呈显著正相关, P<0.01。
2.2 信度检验
内部一致性检验:采用克伦巴赫α系数估计该量表的内部一致性, α1 (疾病认知) =0.820 5, α2 (就医环境) =0.766 2, α3 (社会支持) =0.667 9, α (总量表) =0.787 1。总量表的折半信度系数为0.791 5, 疾病认知、就医环境及社会支持的折半系数分别为0.761 4、0.806 4、0.661 9, 即信度均大于或接近0.7[5]。可以认为, 该量表的同质性信度、折半信度较好。
2.3 效度检验
2.3.1 内容效度
量表的主要构成经过专业人员的精心选取及相关专家的认定, 基本可确定本量表的内容效度较好。
2.3.2 结构效度
对确定后的归因量表进行因子分析, 17个项目经最大方差正交旋转后在3个因子上的特征根见表2。虽然原设计中属于第3因子 (社会支持) 的第12项对第1因子的贡献率 (0.509) 大于对第3因子的贡献率 (0.456) , 但综合考虑, 将第12项“经济费用对患者产生的心理压力”归入社会支持更为合理, 故仍保留原分类。上述分析表明, 此量表与本课题提出的建构理论基本吻合。
注:eigenvalue<0.3 omitted
2.3.3 效标效度
需说明的是, 目前除社会支持分量表有通用量表外, 其他分量表尚未见到对同类量表关于效标效度分析的研究报道。故本研究采用肖水源1987年编制的社会支持评定量表 (SSRS) [6]作为效标, 用SSRS、本问卷社会支持分量表对2所综合性医院的92例住院患者同时施测, 将两者得分做Pearson相关分析, 相关系数为0.542 (P<0.01) , 呈显著正相关, 表明归因量表中社会支持分量表的效标效度较好。
2.3.4 量表甄别患者负性情绪原因的效力
本研究与MSSNS[7]的研究彼此呼应, 聚焦于对少数心理失常患者的原因分析, 为临床护士对其进行心理干预提供依据, 故本量表的效力主要体现为对患者负性情绪反应的原因评析。相关结果表明, 该问卷从各因子分或从每个项目看, 均具有对不同负性情绪患者与情绪适度患者的较好鉴别力。以下仅以抑郁患者为例, 对患者其他负性情绪的情况分析类似。
1004名患者中有141名抑郁患者 (抑郁组) , 689名患者情绪反应适度, 随机抽取140例适度情绪反应的患者作为对照 (对照组) , 抑郁组患者与对照组患者量表结果的比较见表3。
由表3可知, 经t检验, 2组患者在这4个指标上的比较均有显著性差异 (P<0.01) , 故可认为抑郁组患者在这4个指标上的均数都高于对照组患者。对其进行Logistic回归分析显示, 疾病认知 (OR=4.280) 、就医环境 (OR=3.467) 、社会支持 (OR=4.272) 3个因子均与抑郁有关。对资料做进一步分析发现:这2组患者 (281人) 的总分值在17~43分间, 抽取其中总分低值27%和高值27%的2组患者作为分组变量, 各项目作为检验变量做t检验。结果显示, 经双侧t检验P<0.01, 这2组患者所有项目经比较均具有显著性差异。以上分析说明该问卷对抑郁患者和情绪反应适度患者有较好的分辨能力。
2.4 归因量表评定结果
全体被试及不同性别、不同年龄组的归因量表得分见表4。
注:*P<0.05, **P<0.01
3 讨论
采用修订、完善的综合性医院住院患者常见负性情绪归因量表对1 004名患者进行心理状态原因测评, 通过分析统计结果, 该问卷的信度和效度得到了确认, 其具有甄别性、导引性、协同性等功能。
表4结果显示, 本组住院患者的评分受其性别、年龄等因素的影响, 各因子分或总分有显著或极显著性差异。具体表现为: (1) 受性别因素影响, 女性患者的疾病认知分显著高于男性, 表明女性对所患疾病更易出现认知偏差; (2) 受年龄因素影响, 老年患者的疾病认知分最低, 显著低于中青年患者。青年患者跟中、老年患者相比, 更易受就医环境的影响。
总之, 非精神科住院患者常见负性情绪归因量表的信度、效度良好, 是临床护士较客观、系统地评估综合性医院住院患者常见负性情绪影响因素的简便易行、操作性及甄别性较强的分析工具, 既适用于对住院初始阶段患者心理问题影响因素的检测, 也适用于动态了解住院患者各个阶段心理问题影响因素的变化。该问卷既可帮助患者自查问题的症结, 又可进一步验证临床护士以观察法、访谈法等所获得的患者心理问题影响因素的结果, 减少临床护士自行评估的主观性、盲目性, 确保临床护士在有限的时间内有的放矢地对患者进行重点干预, 为其选择和实施有针对性的、有效的心理危机干预策略提供依据。
参考文献
[1]邵阿末, 邓光辉, 刘晓红.非精神科住院病人常见心理问题影响因素的国内现状[J].解放军护理杂志, 2003, 20 (2) :49～50.
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量表研制 篇4
关键词：性生活质量,量表,妇科肿瘤,配偶
近年来,妇科肿瘤发病率逐年增加,并呈年轻化趋势。妇科肿瘤主要以手术治疗为主,手术可不同程度影响患者及其配偶的性生活质量[1]。而性生活质量又是年轻人生活质量中非常重要的一部分,评价患者及患者配偶的性生活质量是除生存期、治愈率外反映治疗效果的重要工具。目前为止,国内外开发的性生活质量量表对妇科肿瘤患者的配偶均缺乏针对性及整体性,对其配偶的研究只局限在心理健康水平及心理体验方面。为此,本研究根据量表开发的一套程序和方法,编制适合我国文化的妇科肿瘤患者配偶性生活质量测定量表,并测定量表的信度、效度、反应度和可行性,以期为妇科肿瘤患者配偶的性生活质量评价提供标准化的测量工具。现将研制量表的考评结果报道如下。
1资料与方法
1.1 一般资料
采用方便抽样的方法,对2007年7月至2010年11月243例在重庆医科大学附属第一医院接受治疗的妇科肿瘤患者配偶进行调查,回收有效问卷223例(其中包括31例预实验)。所有患者中宫颈癌52例,卵巢肿瘤48例,子宫肌瘤107例,妊娠滋养细胞肿瘤16例。其中153例为手术后患者,占68.6%,行次全子宫切除术13例,全子宫切除术14例,卵巢肿瘤剥除术19例,宫颈癌根治术23例,全子宫及附件切除术24例,子宫肌瘤剔除术26例,单纯附件切除术30例,其他手术方式4例。患者配偶中年龄最大55岁,最小20岁,平均39.2±8.04岁,30岁以下38人(17.0%),30～39岁67人(30.0%),40～49岁101人(45.3%),50～55岁17人(7.6%);文化程度小学及以下33人(14.8%),中学64人(28.7%),高中及中专53人(23.8%),大专及大专以上73人(32.7%);要求配偶有一定的阅读能力并对本研究知情同意。
1.2 方法
1.2.1 预测量表的建立
主要步骤为:①在由课题组对医护人员、患者及其配偶进行访谈的基础上,阅读和分析相关文献,从对妻子所患疾病的认识、对妻子患病后的心理反应等11个方面提出供筛选条目池65个。②由课题核心小组对以上供筛选条目池先后进行3轮反复讨论,参与讨论的核心小组成员包括社会学、心理学、护理学、妇产科学、性学等方面的专家和学者15人;核心小组成员对量表条目的表面效度、语言表达、编排顺序进行评价,认为可删除性交和爱抚两个维度及相对不重要或针对性不强的条目,对所患疾病的认识和配偶间总体关系方面应更详细化,经反复修改,初步形成包含49个条目的妇科肿瘤患者配偶性生活质量量表预测问卷。③对31例妇科肿瘤患者配偶进行小范围预调查,根据测试和统计分析结果,进行调整和筛选,最终得到包含43个条目的妇科肿瘤患者配偶性生活质量量表测试版。
1.2.2 正式量表的建立
对192例测试对象使用测试版进行性生活质量测评,对测试量表进行再筛选,形成妇科肿瘤患者配偶性生活质量量表正式版。条目筛选方法参照文献[2]:①应答率法: 删除应答率低于85%的条目;② 因子分析法: 删除在各个因子上负荷值均<0.35的条目。根据2种方法删除不符合要求的条目。结果显示,妻子所患的疾病传染性相关系数为0.29、兴趣爱好0.25、总是争吵0.31;因子分析中以上4个条目经正交旋转后,其因子负荷均小于0.4,故剔除以上4个条目,最后保留39个条目形成正式量表。
1.3 量表评分方法
各条目均采用4级评分法,所有条目均为负向条目(评分等级越高,表明性生活质量越差),直接根据原始得分等级计1～4分,将各个维度所包含的条目得分相加得到该维度的得分,各维度得分相加得到总量表得分。
1.4 量表的心理学测试及统计学方法
重测信度采用随机抽样法抽取30例患者于7天后再次测量,对前后2次量表各维度得分及总分进行配对t检验,采用Spearman相关分析重测信度系数。Cronbach′s α来反映各个维度及总维度的内部一致性信度。抽取前15例样本进行折半信度测定。问卷结构效度的检验采用因子分析法和相关分析法。反应度以32对患者及配偶健康教育前后得分的配对t检验结果表示,其中健康教育采用一对一的方法进行,内容涉及疾病的相关知识、促进疾病康复的方法及情绪管理的方法等。全部资料运用SPSS 13.0软件进行统计分析。
2结果
2.1 量表可行性
发放量表时,测试者已与患者及其配偶建立了信任关系,并保证对其结果保密,第2轮测试共发放问卷212份,回收205份,回收率96.7%,其中有效问卷192份,有效率为93.7%。随机抽取32份受试者,对自填量表所需时间进行测量,为10.52±4.53分钟。
2.2 信度
采用Spearman相关对其配偶(n=30例)两次测量结果进行分析,结果显示9个分维度及总维度的重测信度系数r为0.714～0.911,P>O.05。内部一致性信度(Cronbach′s α)在0.717～0.810,总量表的Cronbach′s α为0.871。9个维度的分半信度在0.628～0.858,总量表的分半信度是0.850。见表1。
2.3 效度
2.3.1 内容效度
该量表基本反映了性生活质量的内涵,严格按照程序化方式进行条目筛选,所得的量表经过8位专家3轮评议,认定该量表的内容效度符合设计和应用要求。
2.3.2 结构效度
相关分析结果显示:各条目得分与其所属亚领域的相关系数(r)均在0.5以上,其中r值在0.7以上的占62.56%;各条目与其所属亚领域及领域的相关系数均明显大于与其他维度的相关系数。丈夫对妻子所患疾病的认识、妻子患病后丈夫的心理反应、手术对性生活的影响、配偶间总体关系、性关系、性欲、性高潮、性困难、性满意度与量表总得分的相关系数分别为0.609,0.656,0.721,0.587,0.646,0.554,0.543,0.586,0.622。因子分析结果显示:提取9个公因子(维度),累计方差贡献率为66.9%,进行正交旋转后发现,各个公因子基本上代表了一个领域,各个公因子的方差贡献率,以及各个条目在所属公因子上的因子负荷详见表2。
注:仅保留因子载荷>0.4的值
2.4 量表反应度
见表3。
由表3可见,健康教育2个月后配偶总维度得分均较基线得分降低,差异有统计学意义(P<0.05);分维度中,除配偶关系、性关系、性高潮3个维度外,其余6个维度得分均较健康教育前降低,差异有统计学意义(P<0.05)。
3讨论
目前为止,国外开发的反映男性性功能状况的量表[3]有国际勃起功能评分量表(ⅡEF-EF)、亚利桑那性经验量表(ASEX)、性经验量表(SEX-Q)、修正性生活质量量表(mSLQQ-QoL)、勃起功能障碍治疗满意度调查表(TSS)。而国内学者开发的性生活质量量表多采用访谈法或自行设计问卷,如戴继灿[4]介绍的性生活质量调查表(SLQQ),是用来测量勃起功能障碍患者及其伴侣性生活质量和对治疗满意度的自我报告式量表,以及中国早泄患者性功能评价表(CIPE)[5],均不能很好地反应国内妇科肿瘤患者配偶的性生活质量。
3.1 信度
信度是指量表测量的可靠性、准确性和稳定性。本研究从内部一致性信度、分半信度、重测信度三方面来评价。内部一致性信度采用Cronbach′s α系数来测量,各分维度在0.717～0.810,总量表0.871,说明量表各维度内部一致性较好。9个分维度及总维度的重测信度系数r为0.714～0.911,均大于0.7的标准[6],有较好的重测信度,说明量表有较好的稳定性。另外,9个维度的分半信度在0.628～0.858,总量表的分半信度是0.850,说明量表分半信度较好。由此可认为该量表有较好的信度。妇科肿瘤患者配偶性生活质量测定量表正式量表的建立测试样本量为223例,为问卷条目的5.72倍,符合量表编制的要求[7]。
3.2 效度
效度是指测量的准确度、有效性和正确性,意在反映某测量工具是否有效地检测它所打算测定的内容[8]。本研究从内容效度、结构效度2个方面进行考核。内容效度方面,在文献复习心理学、性学、社会学等相关知识和妇科肿瘤疾病临床知识的基础上,经过3轮专家反复讨论、筛选、统计学分析,从65个与性生活质量相关的供筛选条目中筛选出39个条目组成的妇科肿瘤患者配偶性生活质量量表正式版。该量表覆盖面广,包括了影响性生活质量的丈夫对妻子所患疾病的认识、妻子患病后丈夫的心理反应、手术对性生活的影响、配偶间总体关系、性关系、性欲、性高潮、性困难、性满意度等9个维度,且其中妻子患病后丈夫的心理反应、配偶间总体关系、性困难、丈夫对妻子所患疾病的认识、手术对性生活的影响5个亚领域的各条目均形成独立完整的公因子,且载荷系数较大;这些方面正是严重影响妇科肿瘤患者配偶性生活质量的最直接、最普遍的问题,表明本量表可比较准确地反映妇科肿瘤患者配偶性生活质量状况,具有良好的内容效度。结构效度方面,采用因子分析提取9个公因子,各个公因子基本上代表了一个领域,与理论构想9个维度相符合,且9个公因子累计能解释66.9%的变异,大于50%的标准;除了婚姻后悔度、手术对性功能的影响(分别为0.487、0.471)2个条目外,其余各条目均大于0.5,达到中高负荷强度指标,由此可见该量表的结构效度较好。
3.3 反应度
反应度是指量表能测出自我管理行为微小改变的能力[9]。除配偶关系、性关系、性高潮3个维度外,健康教育2个月后配偶总维度及其余各维度得分均低于教育前,差异有统计学意义。原因可能如下:①受中国传统文化的影响,性生活质量对受试者来说是一个隐私问题,受试者多羞于口头提及。②健康教育者多为年轻护士,且部分护士为未婚女性,对患者及其配偶的健康教育措施欠到位。③目前尚缺乏有效的、系统性的健康教育措施及流程。因此,对患者及配偶进行性生活相关健康教育时,应选择年龄稍长的专业人员,并与患者及其配偶建立良好的信任关系,进一步规范性生活健康教育方法和流程,为妇科肿瘤患者及其配偶提供切实可行的干预措施,以提高患者及其配偶的生活质量。
3.4 可接受度
可接受度是指量表被患者接受的程度。本次试验问卷回收有效率高达96.7%,且该量表条目数量适中,层次清晰,通俗易懂,语言简练,被测试者一般在6～15分钟内即可完成,可操作性较强,说明该量表具有可接受性和可行性。
3.5 存在的不足
由此可见,妇科肿瘤患者配偶性生活质量测定量表具有良好的信度、效度和反应度,是一种全新的实用性、科学性的性生活测量工具。但本次试验所选择的样本来自省级城市三级甲等医院妇科病房、门诊,采用调查方式为当场发放及邮寄问卷的形式,受试者受教育文化程度较高,对农村及文化程度较低的妇科肿瘤患者配偶的测定会受到一定限制。本研究对发放量表人员素质及与患者的信任关系方面有一定的要求。由于在本研究领域还没有信度、效度等方面相对较成熟的量表,故本研究未能做校标效度的考评,因此还需进一步研究。
参考文献
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量表研制 篇5
1咨询对象
邀请我院及外院共23名具有量表编制经验专家对量表条目的具体内容进行审核, 其中心理学博士1名, 语言学专家2名, 护理专家20名 (外院和我院各10名, 其中我院10名护理专家中创 (烧) 伤外科、骨科、急危重症救治特色专科各占1名) ;教授6名, 副教授10名, 余为中级职称。非护理专家因专业知识领域的不同只负责条目属性的审核, 不参与制定。
2方法
2.1量表编制原则在相关文献基础上[5,6,7], 以《三年制高等职业教育护理专业领域技能型紧缺人才培养指导方案》及《全国普通高等院校医药专科专业规范》确定的护理专业专科教育业务培养目标为指导原则, 初步确定专科实习生临床能力指标体系问卷。通过两轮函询问卷基本确定正式量表。
2.2问卷设计及发放问卷包括问卷说明和问卷主体。主体分两部分:第一部分为专家一般资料调查表, 包括专家一般情况 (年龄、最后学历、职称、临床护理工作年限和护理教育工作年限等) , 对本研究内容的熟悉程度与判断依据;第二部分为观察条目。问卷采用信件邮递、电子邮件和亲自发放的方式发放, 告知问卷填写要求, 确保两轮函询问卷完全回收。
2.3量表量表由两轮函询确定。
2.3.1第一轮函询问卷:各专家对评价体系是否科学合理, 条目是否重叠、能否全面科学反映研究目的, 是否容易产生分歧、难以理解, 问卷是否表述明确等进行初审形成初始量表。初始量表各条目 (包括一级条目和二级条目) 重要性按非常重要、重要、一般重要、不重要和极不重要Likert 5级评分法, 分别赋值5~1分。
2.3.2第二轮函询问卷:结合专家意见对第一轮问卷进行修改、删减与补充, 并对结果反馈再次判断, 进一步修改, 形成第二轮函询问卷。问卷内容包括: (1) 对第一轮专家意见的反馈。 (2) 填表说明。 (3) 问卷主体。第二轮函询后形成量表, 各级条目重要性评价标准同第一轮, 并附第一轮统计结果。
2.4量表评价指标 (1) 专家意见的协调程度 (W) :用变异系数和肯德尔和谐系数表示, 并对肯德尔和谐系数进行χ2检验。各条目变异系数说明专家对此条目重要性的波动程度, 值越小说明协调程度越高;肯德尔和谐系数及χ2检验用以检查专家对总体指标评价结果的一致性程度。 (2) 专家的权威程度 (Ca) :由专家对问题进行判断的依据 (用判断系数Ci表示) 和对问题的熟悉程度 (用熟悉程度系数Cs表示) 两因素决定。这两项指标值的获得以专家自我评价为主。Ca以Ca= (Ci+Cs) /2进行计算。 (3) 专家意见的集中程度:用条目的算术均数表示, 值越大表示条目越重要, 专家意见越集中。 (4) 专家的积极系数:用问卷有效回收率表示。 (5) 筛选标准:参考文献[8,9]以重要性赋值, 均数>3.50且变异系数<20%为筛选标准, 结合专家意见和统计结果筛选条目。 (6) 信度和效度检验指标:采用重测信度和内部一致性信度对量表的稳定性、真实性和可靠性进行检验, 采用内容效度和结构效度对其进行评价。
2.5统计学处理SPSS 19.0统计软件分析数据, AMOS 7.0软件分析验证性因子。统计学方法有:χ2检验、Cronbach'sα系数和验证性因子分析, 检验水准α=0.05。
3结果
3.1专家一般资料, 见表1。
3.2评价指标咨询结果
第一轮函询后各专家意见如下: (1) 调整的指标:有1位专家建议将二级指标“沟通协作能力”从体系中单独分离列为一级条目进行单独考察, 未予采纳。因为是该指标应属护理职业素质的一部分, 良好的护理职业素质必须具有良好的沟通协作能力。 (2) 增加的指标:有1位专家建议在一级指标“科研能力”中增加二级指标“数据收集与整理能力”, 予以采纳;有1位专家建议在一级指标“健康教育能力”中增加二级指标“健康知识讲解能力”和“用药食疗指导能力”, 予以采纳。 (3) 删除的指标:1位专家认为临床护理专业能力中“医嘱处理能力”, 对护生来说可行性不大, 因为护生一般不会直接与医生交流, 未予采纳。不论是基础护理还是专科操作均在护理带教老师指导下完成。
3.3专家意见的协调程度
3.3.1各条目变异系数第二轮专家函询后正式量表各级条目的均数和变异系数见表2。
3.3.2协调系数 (W) 及χ2检验两轮函询的W及χ2检验, 见表3。结果, 两轮函询总体指标的W的显著性检验均为P<0.05, 表明全部专家对量表指标的重要性程度意见协调。
3.3.3专家权威程度、意见集中程度和积极系数本研究, 可认为专家对此次研究具有较高的权威性, 各条目拟定结果可信。第二轮函询后, 各二级条目的均数均>3.5, 其中≥4.0的有28个 (占70.0%) , 表明专家对各条目的认同程度较高。两轮函询各发放专家调查表20份, 均回收有效问卷各20份, 回收率为100%, 表明各专家均很重视此次研究。
3.4量表信效度分析
3.4.1信度分析内部一致性信度以Cronbach'sα系数作为评价指标, 各维度的Cronbach'sα系数见表4。结果, 第二轮函询后量表总的Cronbach'sα系数为0.851, 各维度的Cronbach'sα系数均>0.7, 表明量表信度良好。随机选出20名实习护生, 在正式调查实测后2周, 对量表进行重测信度评价, 结果2次测量的40个条目的相关系数为0.717~0.865, 各维度的相关系数分别为0.763、0.771、0.832、0.796和0.849, 整个量表的相关系数为0.787, 说明量表重测信度较好。
3.4.2效度分析内容效度指的是测定对象对问题的理解和回答是否与条目设计者希望询问的内容一致[10]) 通常无理想的评价指标, 一般通过专家评议打分。本量表是在参考大量国内外相关文献并结合心理学及语言学专家意见的基础上编制而成, 认为该量表内容效度良好。结构效度主要用于考查测量数据与构想模型的拟合程度及条目与各因子之间的关系, 见表5。结果表明各拟合指标均符合要求, 提示量表具有良好的结构效度。
4讨论
4.1量表研究结果的可靠性Delphi法是利用专家的知识、经验和智慧等无法量化的以及带有很大模糊性的信息, 通过通信或其他匿名方式进行信息交换, 逐步取得较一致的意见, 是一种预测、评价和收集意见的方法[11]。该法要求专家应具有较好的学科代表性且数量要符合一定要求。本研究的23位专家涉及到护理、心理及语言学领域, 层次高, 大部分为副高及以上;从事护理相关工作10年及以上的专家占80.00%以上, 最后学历在本科及以上的占90.00%, 表明咨询专家对量表指标的选取和赋重具有较好的实践经验和理论基础。两轮咨询专家积极系数均很高, 表明对此研究重视;专家为0.952, 较高, 表明结果可信 (一般认为Ca≥0.70为可接受信度[12]) ;两轮函询的肯德尔和谐系数均>0.4, 第二轮咨询各级指标重要性变异系数均<0.2, 表明专家的协调程度高 (协调程度肯德尔和谐系数一般在0.4~0.5[12]) ;量表Cronbach'sα系数0.851 (一般认为>0.70) 即符合心理测量学要求[13], 重测信度好, 具较好的稳定性和可靠性;内容效度和结构效度也符合要求, 能反映护专生实习阶段临床能力的结构。本研究编制的量表可认为科学可靠。
4.2临床护理专业能力是基础临床护理能力是护生必须具备的临床能力, 也是其他能力的基础。表2可知, 专家对临床护理专业能力的协调意见最集中, 对该能力的培养最看重, 这与大多数研究报道一致, 说明不同量表研制单位的专家均很重视该项能力的培养。该能力中又较为侧重的是基础护理操作能力、专科护理操作能力和心理护理实施能力, 专家认为, 展现护生全面系统解决患者问题的整体实施能力及操作能力、建立在基础护理操作能力之上的具有专科护理特点的操作能力和体现现代整体护理理念的心理护理能力较为重要, 是护生必须具备的主要临床护理能力。以往研究有把护生的应急事件处理能力放在临床护理能力考核中前3的重要位置, 但本研究量表与此不同, 把该能力的培养要求相对看低, 在二级指标中赋重最低, 主要考虑护生在校实践操作少, 学校的教学内容有时跟不上临床工作发展需要的多样性, 出现理论与实践“脱节”[14], 故护生实习期间不可能完美地把专业知识转化为解决问题的技能, 在应急处理方面的技能相对欠缺, 这也正体现了本研究专家对大部分专科护生在实习阶段临床能力的培养紧扣实际, 以“量力而行、不同阶段逐步培养、逐步提高”为原则“量”化能力要求。
4.3护理管理能力是重要条件护理管理是保证临床护理工作正常进行的重要条件, 初步的护理管理能力是护生应具备的能力。与大多数研究报道一致[14], 本研究专家对护理管理能力的意见也相对一致, 认为该能力应涵盖4个基本部分, 其中护理制度落实能力和患者安全管理能力最为重要, 体现了护理过程中应“循章办事、安全第一”。另对病区环境管理能力和药品物品管理能力也有较高期望, 尤其是对洁净度有要求的病区环境应严格控制;病区或药品的存发放, 尤其是高危药品放应严格管理, 以免患者误食误用导致不良事件。这两项要求也从侧面体现了病区“安全管理”的原则和对患者“安全负责”的态度, 这也与目前专科实习生应具备的能力培养趋势较为一致。可见, 临床工作不仅要求护生具有良好的动手能力, 还应具备一定的护理管理能力, 才能满足工作所需的基本能力要求。
4.4护理职业素质是重要支柱长期以来, 我国临床对护生的实习要求都侧重于专业知识和技术, 对包涵专业态度在内的职业素质要求则强调不多。但近年来, 负责临床护理能力考核和培养的各专家逐渐重视护理职业素质对临床能力考核的影响。本研究专家将护理职业素质并列为5个一级条目之一, 与专业技能培养齐看重, 表明其重要性。实习过程中树立正确的专业态度不仅关系到对护理的价值定位及由此产生的职业观和择业观, 也和护理事业的发展息息相关。护生的工作对象主要是患者, 由于许多疾病的发生、发展和预后都与其心理因素密切相关, 如果没有包涵对患者的爱心、耐心、诚心和责任心在内的职业修养, 即使专业技能再强, 也不会得到社会和患者的认可, 故护理职业素质很重要, 只有树立了正确的职业价值观, 具备了对服务对象的责任感, 才能真正做到“以患者为中心”。表2可知, 职业素质中最重要的是职业价值观, 在第一轮咨询中曾有专家建议将职业价值观从二级指标中分离出来, 列为一级条目单独培养, 作为临床能力的考核项目, 给予一票否决权, 即职业价值观不合格的学生没有必要考察临床能力的其他方面, 应考虑是否适合从事其他护理工作, 这体现了专家对护生的职业修养期望。其次, 沟通协作能力和为患者服务的意识也很重要。护理工作是团队工作, 沟通协作不仅影响护理工作质量, 也影响个人职业生涯发展。临床工作中, 护士是医生和患者的沟通桥梁, 护生进入医院后, 一方面要积极与带教老师沟通, 建立良好的师生关系, 尽快适应临床工作, 同时还应与其他医护人员和护生积极沟通, 以便共同学习、共同提高, 展开临床工作;另一方面又要面对不同文化层次和家庭背景的患者, 在对各类患者实施健康教育和心理护理时都需要用到沟通技巧, 良好的沟通协作不仅能提高工作效率, 还可有效化解临床上矛盾。
4.5健康教育能力和科研能力是重要手段本研究中健康教育能力和科研能力列为5个一级条目之一, 与以往部分研究列入考核指标不同[15]。护理科研是提高护理水平的重要手段, 主要培养的是护生发现问题、确定目标、制定计划、决策实施和评价反馈的一种思维能力, 护生应具备初步的科研能力, 这体现了专家对护专生实习临床能力培养的倾向。但目前大部分学校及医院对护专生的培养主要集中于掌握临床基本护理技能与基础知识, 未认识到科研能力的重要性。因此, 护理教学要适当地引导护生在实践中锻炼科研思维。健康教育是帮助患者获取正确健康信息及健康知识的重要手段, 对健康教育的效果有很大影响。健康教育活动能否较好实施, 与教学内容的选取和教学方法的设计有很大关系, 也与护士是否具有活动组织能力和知识讲解能力息息相关。在疾病恢复过程中, 正确用药和食疗对疾病的预后具有很大影响, 故在健康教育能力考察中, 专家特别强调了用药和食疗指导能力的培养。随着护理工作范围的拓展及临床工作中药师的缺乏, 担任用药和食疗指导也是护理人员的重要职业角色之一;由于“病前预防”的观点越来越受到重视, 病前保健预防的健康教育也是护生须具备的能力。
5结论
量表研制 篇6
1 资料与方法
1.1一般资料
在大量查阅糖尿病、联络护士相关文献资料、杂志、书籍的基础上, 综合评价、分析出糖尿病联络护士的专科管理工作方法。本研究对糖尿病联络护士专科管理行为的调查, 共包含一般资料和糖尿病专科护理行为两部分。一般资料主要包括:护理人员的性别、学历、职称、每月接触DM患者人数、有无额外津贴、DM专科管理内容等。
采用德尔菲法, 制定糖尿病联络护士专科护理管理行为量表, 量表共包含4个维度 (病区患者管理、胰岛素注射和血糖监测、病区专科指导、团队合作) 共13个条目。
1.2 方法
随机抽取该省13家医院共213例糖尿病联络护士作为研究对象, 由各院糖尿病专科负责人负责现场发放、回收问卷。对回收问卷的效度、信度进行分析。
1.3 评价指 标
内容效度: 用于评价量表内容效度优劣; 结构效度、Cronbach’α系数 : 应用SPSS18.0软件处理调查结果 , 以获取Cronbach’α系数 , 以因子分析法评估量表的结构效度 ;重测信度 :本次调查后, 隔一段时间再采用同样的工具, 对同一组调查对象进行调查, 获得两次调查的P值和Spearman系数, 计算重测信度。
1.4 统计方法
该次研究采用软件SPSS19.0进行统计学处理。
2 结果
该研究共发放213份问卷, 收回211份, 其中208分有效, 回收率为99.1%, 有效率为97.7%。
2.1 量表效 度 、信度
根据维度与专家评价条目相关性评分, 计算效度指数。除条目3、5、12外 (分别为0.76、0.88、0.93) , 其余10个条目的效度指数都为1.0, 量表总效度指数为0.97。对213例联络护士中的2例进行重测, 在首次调查14 d后进行重测。重测Cronbach’α系数、Spearman相关系数, 分别为0.852、0.821。
2.2 调查结 果
维度二的条目平均分最高, 维度一次之, 维度四的条目平均分最低。详见表1。
3 讨论
目前, 绝大多数的医院都没有建立糖尿病联络护士护理工作评价体系, 即便个别医院建立了糖尿病联络护士护理工作评价机制, 但在评价指标的设定方面, 各家医院也存在着较大差异, 大部分都只评价了护理管理工作的一个方面, 其科学性和完整性较为欠缺[2,3]。
该次研究中, 采用德尔菲法建立的《糖尿病联络护士专科护理管理行为量表》, 除条目3、5、12外, 其余10个条目的效度指数都为1.0, 量表总效度指数为0.97。重测信度的Cronbach’α系数、Spearman相关系数分别为0.852、0.821。其Cronbach’α系数信度系数>0.85, Spearman相关系数>0.70, 所以可用于团体及个体间的调查、比较。
总之, 德尔菲法建立的《糖尿病联络护士专科护理管理行为量表》具有良好的重测信度、结构效度、内容效度, 其内在一致性和稳定性较好, 值得推广应用。
参考文献
[1]刘雪彦, 周佩如, 黄洁薇, 等.糖尿病联络护士专科护理管理行为量表信度、效度分析[J].护士进修杂志, 2014 (7) :585-587.
[2]李华, 余桂芳.糖尿病联络护士工作情况调查与分析[J].中国护理管理, 2013, 13 (1) :89-91.
量表研制 篇7
关键词：中医信息化,证候量表,慢性乙肝,头脑风暴法,德尔菲法
慢性乙型肝炎一直是我国重要的公共卫生问题之一, 一般人群的HBsAg阳性率为9.09%, 目前约有慢性乙型肝炎患者3000万, 每年有超过35万人死于慢性乙肝的并发症。慢性乙肝的高发率及对健康的危害已成为影响我国公共卫生的重大社会问题。
中医药防治慢性乙肝, 在降酶退黄、控制肝纤维化和肝硬化等方面具有独特优势, 要提高中医药治疗慢性乙肝的临床疗效, 证候诊断是关键, 但中医证候是一个复杂的科学问题, 既往对证候的辨识多带有主观性、经验性, 缺乏证候诊断的科学性、客观性, 影响了中医药防治病毒性肝炎优势的发挥, 成为制约疗效提高的瓶颈。因此, 辨证的规范化和客观化成为提高病毒性肝炎临床疗效的关键。
量表是一种测量工具, 它试图确定主观的、有时是抽象的概念定量化测量的程序, 对事物的特性变量可以用不同的规则分配数字, 因此形成了不同测量水平的测量量表, 又称为测量尺度。量表设计就是设计被访问者的主观特性的度量标准。
因此, 本课题鉴于慢性乙型肝炎的危害性、中医防治乙肝的优势性、证候诊断的复杂性、量表的客观规范性, 课题组以慢性乙肝为研究对象, 依据量表设计的原则和方法, 结合头脑风暴法和德尔菲法, 进行慢性乙肝中医证候信息采集量表的研制, 从证候信息的采集源头上着手, 为实现辨证的规范化和客观化搭建一个初步平台。
1 建立题项库, 编制调查表条目
1.1 文献分析
课题组通过查阅上千篇肝病中医、中西医研究文献, 分析统计出慢性乙型肝炎常见的症状、体征、舌象、脉象等信息。
1.2 头脑风暴法
在前期文献分析收集的慢性乙型肝炎证候信息基础上, 采用头脑风暴法组织群体决策。集中组织有关专家召开专题会议, 主持者以明确的方式向所有参与者阐明问题, 由专家们各抒己见, 自由争鸣, “自由”提出尽可能多的方案, 意见越多, 产生好意见的可能性越大。头脑风暴法是改善群体决策方法中的典型方法之一, 能保证群体决策的创造性, 提高决策质量。
1.3 建立题项库, 形成分析框架
第1步, 确定题项的分类原则;第2步, 确定题项的逻辑结构;第3步, 定义题项库;第4步, 确定题项的值域;第5步, 定义题项的值域。如图1所示。
1.4 初步编制全症状量表
根据上述内容, 初步形成全症状量表。
2 专家评定题项库, 编制预测试量表
运用德尔菲 (Delphi) 法, 将预调研证候研究量表送专家进行专家意见征求, 共3轮。每一轮结束后, 及时收回专家意见并进行汇总整理, 分析专家意见的一致性, 并将汇总的信息反馈给专家, 进行下一轮修订。专家之间彼此匿名, 反复3轮, 直至专家意见趋于一致。如图2所示。
根据3轮专家意见汇总结果, 修订完成量表, 如图3所示。
3 下一步研究
进行调查人员培训, 运用目前编制成的预测试全症状量表对400例符合纳入条件的慢性乙型肝炎患者进行预调查, 对调查的结果分别进行统计学分析和专家分析, 综合统计学和专家意见, 对条目进行删减调整, 最终形成正式量表。
4 讨论
4.1 头脑风暴法
头脑风暴法 (Brain-storming) 又称智力激励法、BS法、自由思考法, 是由美国创造学家A·F·奥斯本于1939年首次提出、1953年正式发表的一种激发性思维的方法。其特点是让与会者敞开思想, 使各种设想在相互碰撞中激起脑海的创造性风暴。其可分为直接头脑风暴和质疑头脑风暴法, 前者是在专家群体决策基础上尽可能激发创造性, 产生尽可能多的设想的方法;后者则是对前者提出的设想、方案逐一质疑, 发现其现实可行性的方法。这是一种集体开发创造性思维的方法。
头脑风暴法与专家会议法的区别, 一是体内, 一是体外, 后者是邀请专家对某一问题进行论证咨询;前者是自己在头脑中对某一问题进行发散思维, 进行多角度多方位的思考, 最终求解。
4.2 德尔菲法
德尔菲法是20世纪60年代初美国兰德公司的专家们为避免集体讨论存在的屈从于权威或盲目服从多数的缺陷提出的一种定性预测的情报分析方法。在我国更习惯将德尔菲法称为专家预测法, 或又名专家意见法。为了消除成员间相互影响, 参加的专家可以互不了解, 它运用匿名方式反复多次征询意见和进行背靠背的交流, 以充分发挥专家们的智慧、知识和经验, 最后汇总得出一个能比较反映群体意志的预测结果。
主要是由调查者拟定调查表, 按照既定程序, 以函件的方式分别向专家组成员征询调查, 专家组成员又以匿名的方式 (函件) 提交意见。在对所要预测的问题征得专家的意见之后, 进行整理、归纳、统计, 再匿名反馈给各专家, 再次征求意见, 再集中, 再反馈, 直至得到稳定的意见。这种方法具有广泛的代表性, 较为可靠。
德尔菲法同常见的召集专家开会、通过集体讨论、得出一致预测意见的专家会议法既有联系又有区别。德尔菲法能发挥专家会议法的优点, 如能充分发挥各位专家的作用, 集思广益, 准确性高, 能把各位专家意见的分歧点表达出来, 取各家之长, 避各家之短。同时, 德尔菲法又能避免专家会议法的缺点, 如避免权威人士的意见影响他人的意见;避免有些专家碍于情面, 不愿意发表与其他人不同的意见等。