女性排尿行为信念量表的编制及在女性护士中的信度效度检验

张 瑜，万小娟，吴 臣，刘 妍，王克芳

（山东大学 护理学院，山东 济南 250012）

排尿行为是指在各种社会心理因素的作用下，个体对自身膀胱内尿液的容量感知及尿意产生后的一系列与排尿有关的行为过程，包括排尿时间、排尿地点、排尿姿势以及排尿方式的选择[1]。健康的排尿行为包括：有尿意时及时排尿；在合适的地点排尿；蹲在蹲便器上排尿或坐在坐便器上排尿，排尿时腹部不额外用力和不用手按压腹部。Johnson的行为系统模式[2]指出，排尿行为不仅仅是一个生理过程，还受到社会文化和环境等方面因素的影响，而文化和环境制约会使个体产生不健康的排尿行为，如：提前排尿、憋尿、卫生条件不好时蜷蹲或半蹲在坐便器上排尿、半蹲在蹲便器上排尿、排尿时腹部用力或用手按压腹部等[3-5]。憋尿会导致膀胱过度扩张，提前排尿会导致膀胱敏感性增加，用力排尿能导致膀胱颈下移，异常姿势导致盆底肌不能充分放松，这些不健康的排尿行为都会给膀胱健康造成不良影响，增加下尿道症状发生的风险[6]。指导和促进女性采取并维持健康的排尿行为，降低下尿道症状的发生率，是膀胱保健工作的重点。要采取干预措施，首先要了解待干预群体对排尿行为以及对下尿道症状的认知情况并明确行为改变存在的障碍因素。

健康信念模式（health belief model，HBM）是目前广泛应用于解释个体健康相关行为领域的预测模型和理论框架。健康信念模式包括5个核心概念：知觉到疾病的易感性、知觉到疾病的严重性、知觉到采取行动的益处、知觉到采取行动可能遇到的障碍和自我效能。本研究旨在以健康信念模式为理论框架，发展女性排尿行为信念量表，并初步检验其信度和效度，以期为女性排尿行为影响因素方面的研究提供标准化的测量工具，并为促进女性采取健康排尿行为的干预措施制定提供理论依据。

1 量表的编制

1.1 条目池的建立 排尿行为信念是一个复合概念，由健康信念模式发展而来，它反映了个体对排尿行为和下尿道症状的一系列认知，包括5个部分：下尿道症状易感性的感知、下尿道症状严重性的感知、坚持健康排尿行为益处的感知、阻碍健康排尿行为因素的感知和坚持健康排尿行为的自我效能。在文献回顾的基础上，女性排尿行为信念量表以健康信念模式为理论框架，明确了5个维度以及其可操作性定义（表1），形成了44个条目的条目池。量表中设置一定数量的反向计分条目（22、23、24、25、41），以避免系统误差和心理定势的影响。

表1 5个维度的操作性定义

1.2 量表内容效度评定及条目修订 首先，由1名护理专家和9名护理研究生组成讨论小组，针对量表条目的语言表达和研究主题的涵盖进行了讨论。其次，抽取26名临床一线女性护士进行小样本预测，对于不理解和重复的条目进行访谈，收集她们对于这些问题的意见和看法，据此进行相应条目的修改或重写。最后请6名护理专家对于量表进行内容效度（content validity,CV）的评价。6名专家均为女性，专业领域：护理心理学1名，护理基础学2名，护理教育学1名，公共卫生2名；学历：博士4名，研究生1名，本科1名；技术职称：教授1名，副教授3名，讲师1名，助教1名；工作年限2～23年。

专家评定表中各个条目均采用4级评分法（1=不能确定这个条目是否归属于这个维度；2=这个条目可能归属于这个维度，但是需要重新编写；3=这个条目归属于这个维度，但需要做一些调整；4=这个条目归属于这个维度并且是清晰的）。条目内容效度指标（item content validity index,I-CVI）为每个条目选3或4的专家数/总专家数，计算得出除条目43、44以外,其余条目内容效度指标为0.83～1,量表的内容效度指标（scale content validity index,S-CVI）通过对所有条目内容效度指标求和后取平均值得到,结果为0.96。

经过以上3个步骤的初筛，删除条目43和44，最终形成包含42个条目的量表初稿。

2 预试验

2.1 研究对象 采用多阶段抽样法，于2011年6—10月，方便抽样选取山东省济南市3所三级甲等医院的245名女性护士进行问卷调查，2周后，随机抽取其中25名护士重测。纳入标准：持有中华人民共和国注册护士执照；从事临床护理工作1年及以上；年龄在18周岁以上；自愿参加本研究。排除标准：外院进修护士及实习护士；目前正服用利尿剂的护士。

2.2 研究工具

2.2.1 一般资料调查表 包括年龄、民族、身高、体质量、产次、分娩方式、所在科室、文化程度、职称、护龄、婚姻状况及基本健康信息。

2.2.2 女性排尿行为信念量表初稿 量表分为5个维度42个条目：下尿道症状易感性的感知（5个条目）、下尿道症状严重性的感知（14个条目）、坚持健康排尿行为益处的感知（6个条目）、阻碍健康排尿行为因素的感知（9个条目）、坚持健康排尿行为的自我效能（8个条目）。采用Likert 5级评分法：完全同意、同意、不确定、不同意、完全不同意，分别计为1、2、3、4、5 分。 各维度得分越低信念越高。

2.2.3 女性排尿行为量表 英文版排尿行为量表由Wang K等[7]编制，刘妍[8]将其翻译为中文版，并在235名女性尿失禁患者和641名女性护士中进行了测量，显示信度、效度均良好。量表共18个条目，包含5个维度：排尿地点选择倾向、无尿意排尿、憋尿、用力排尿和排尿姿势倾向。条目采用1～5级评分（“从来不这样”=1 分，“很少这样”=2 分，“有时这样”=3 分，“经常这样”=4 分，“总是这样”=5 分），得分越高，表示女性排尿行为越消极。

2.3 统计方法 采用SPSS 16.0进行统计分析。采用描述性统计分析一般资料，采用Pearson积差相关分析、Cronbach’s α系数、探索性因素分析等精简量表条目，确定量表结构，检验信度、效度。

2.4 结果

2.4.1 研究对象一般资料 样本1：对245份问卷进行核查，共删除无效问卷（某个选项出现频次过高或过于集中的，如整页都选相同的答案；前后2份完全相同的问卷；漏填项目≥4项的问卷）10份，回收有效问卷235份,有效回收率为95.9%。235名护士中,内科93名，外科94名，监护室23名，其他科室25名。 年龄 22～55（31.81±8.50）岁；民族：汉族 229 名，其他 6 名；工作年限 1～40（10.37±9.28）年；每周工作时间（41.47±3.89）h。 样本 2： 2 周后，在样本 1 中随机抽取重测样本25名，有效回收25份问卷，有效回收率为100%。其中，手足外科护士9名，骨外科护士10名，胸外科护士3名，儿童肾病科护士3名。年龄24～50（29.20±5.69）岁；工作年限 2～31（8.20±6.57）年，每周工作时间（41.68±3.45）h。

2.4.2 项目分析 本研究采用3种方法进行项目分析[9]。（1）离散程度分析：对每个条目的5个选项依次进行频次分析，如某条目中 1、2、3 或 3、4、5 三个选项的频次之和小于总数的10%，则将该条目删除。据此删除条目 6、21；（2）条目与维度的相关分析：对每个条目与各自所属维度总分间进行Pearson相关分析,将相关系数小于0.40（即低度相关）的条目删除。据此删除条目 20、31、41、42；（3）内部一致性信度分析：将各维度包含的条目进行内部一致性信度检验，将删除后能提高内部一致性信度的条目删除。结果显示：维度1中删除条目5、维度2中删除条目7和19，维度3中删除条目22,维度4中删除条目26和条目27,维度5中删除条目35、36、38后，各维度的内部一致性信度提高。项目分析后量表包括5个维度27个条目。

2.4.3 探索性因素分析 本研究中有效回收样本量为235例，满足根据Comrey和Lee[10]提出的探索性因素分析合理的样本量应在200例及以上的要求。本研究中，采样充足度KMO值为0.82，Bartlett球形检验P=0.00，允许进行探索性因素分析。

采用主成分分析法，以特征根大于1为标准定抽取共同因素，并设定条目的因素负荷小于0.40的在结果中不显示。条目删减标准为[11-12]：（1）条目共同度小于0.35；（2）条目在多个因素有负荷，且负荷差值小于 0.1;（3）所属因素包含条目数小于 3；（4）条目因素归类不当且无法解释。采用最大方差正交旋转法进行旋转，结果为：条目30共同度为0.28，予以删除；共提取6个因素，因素6仅包括条目28和29，包含内容较少，不具有代表性，予以删除；对剩余的24个条目采用主成份分析法提取共同因素并用最大方差正交旋转法进行旋转，结果为：提取6个共同因素，因素 6 包括 5 个条目，条目 3、4、10、13、14，但此5个条目在因素1上均有负荷，且较因素6的负荷量差值大于0.1，故归属于因素1；（5）限定抽取共同因素的个数为5再次进行旋转，结果为：24个条目共同度均大于0.35，条目在各因素上的负荷范围为0.58～0.87，5个因素的累计贡献率为61.34%（见表 2、表 3）。

表2 探索性因素分析各条目共同度及因素负荷结果（n=235）

续表2

表3 各因子的特征根及解释总变异的百分比

2.4.4 信度分析 本研究中用Cronbach’s α系数表示同质信度，采用分半信度常用的奇偶数分半法计算分半信度，采用重测信度考察量表跨时间的稳定性和一致性。结果见表4。

表4 量表各维度的信度（n=235）

2.4.5 效度检验

2.4.5.1 结构效度 探索性因素分析结果与模型的最初理论构想基本相符，说明量表具有良好的结构效度。

2.4.5.2 校标—关联效度 本研究中采用相关法测量量表的效标关联效度。女性排尿行为信念量表的总分与女性排尿行为量表[1]总分以及各个维度得分进相关性分析，假设信念得分越高，女性排尿行为越积极。结果显示，除“排尿姿势倾向”维度以外，排尿行为量表总分和其他4个维度 （排尿地点选择倾向、无尿意排尿、憋尿和用力排尿）得分与排尿行为信念量表总分均呈负相关，Pearson相关系数分别为-0.32、-0.24、-0.23、-0.19、-0.27， 差异有统计学意义（P＜0.01）。

3 讨论

3.1 项目区分度 离散程度分析是基于测量学的基本理论产生的：若某个条目在较小的范围内波动或其平均值趋于某极端值时，则这个条目的方差较小且与其他条目的相关性也较弱。据此删除2个条目；条目与各维度的相关分析是一种根据各条目得分与所属维度得分的相关系数是否具有显著意义进行条目保留和删除的方法。这种分析方法不仅可以反映条目的区分度，还可以当作评价量表内部一致性的一个指标。Champion[13]提出使用这种方法得到的相关系数不应小于0.40，对每个条目与各自所属维度总分间进行Pearson相关分析，将相关系数小于0.40的条目删除。据此，共删除4个条目。

3.2 效度 量表的内容效度反映的是一个量表编制的条目内容代表它所要测量目标主题的程度。本量表所有条目的 I-CVI为 0.83～1，S-CVI=0.96，这 2项结果分别满足Lynn[14]提出的内容效度评定专家数大于等于6名时I-CVI不能低于0.78以及Waltz[15]提出的编制量表S-CVI不低于0.9的标准，表明量表具有较好的内容效度。

预调查后将回收的实际数据进行项目分析，将鉴别效能高的条目进行探索性因素分析，通过Costello[11]和Tabachnick[12]提出的条目删减标准，对27个条目采用主成份分析法抽取公因素，并通过最大正交选旋转法[16]得到简单、清晰、易理解的因素负荷矩阵，最终获得24个条目、5个维度的精简量表，5个维度的累计贡献率为61.34%，满足吴明隆[17]提出的所有因素的累计方差贡献率至少达到40%的要求。以上结果提示探索性因素分析所得结果同最初理论假设基本一致，表明原理论构想较为合理，也表明探索性因素分析在一定程度上可以进一步完善理论构建，使得量表长度更为精简。

效标关联效度，是指测验分数与某一外部效标间的一致性程度，即测验结果能够代表或预测效标行为的有效性和准确性程度[17]。因为效标效度需要有实际证据，所以又称为实证效度。根据搜集效标的时间，可以将效标效度分为预测效度和同时效度，本研究中测量同时效度。用目前应用较为成熟的女性排尿行为量表作为校标，将女性排尿行为信念量表的总分与之做相关性分析，结果发现，排尿行为信念越高，排尿行为越积极，证明了本量表具有一定的校标关联效度。

3.3 信度 信度是对相同条件下重复测量结果的近似程度的一种度量，它反映了一量表在多大程度上能辨别出测试者之间的差异。目前广泛使用的信度分析方法有2种：内部一致性分析和稳定性分析。前者包括Cronbach’s α系数、分半信度和θ、Ω系数，后者包括重测信度、复本信度和评分者信度。本次调查中采用的是评价量表内部一致性的Cronbach’s α系数和分半信度，评价量表测量稳定性的重测信度。

依据Polit等[18]提出量表同质信度大于0.70表明量表信度合理的要求,本研究中5个维度的Cronbach’s α系数为0.60～0.91、5个维度的分半信度为0.61～0.94，除维度5以外,其他各维度均满足同质信度大于0.70的要求，表明除了维度5以外，维度1～4均具有较好的内部一致性。但是，对于一个新编制的量表来说，Cronbach’s α 系数为 0.60是可以接受的[19]。笔者分析,维度 5 Cronbach’s α 系数较低可能是因为:（1）本维度条目设计主要围绕及时排尿的自我效能展开，前部分的题目增强了个体对及时排尿重要性的感知;（2）调查对象不知道究竟哪些排尿行为是健康的,因此也不知道自己坚持健康排尿行为的自我效能如何，从而导致了作答偏差。

重测信度是反映同一量表对同组被试测试2次所得结果的稳定程度，其大小等于同一组被试在2次测验上所得分数的积差相关系数。重测信度主要受2个因素影响：（1）测试者的特性随时间发生变化，导致2次测量差异不仅仅是随机误差，除非每个测试者都发生了相同的变化；（2）第2次测试受前一次的干扰，不同测试者的残留效应不同。据此，专家们认为重测时间间隔2～4周可以较好的控制这些因素的影响[18]。本次调查选择的重测时间间隔为2周,满足合理的重测时间要求。5个维度的重测信度均在0.70以上，这一结果提示该量表有较好的跨时间稳定性。

综上所述，量表具有较好的信效度和跨时间稳定性，可以应用于女性护士群体做进一步的研究。

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