住院病人留置尿管漏尿知信行量表的研制及信效度检验

陈瀚熙，邱丽欢，张秋萍，萧惜玲，陈桂冰，崔 虹

留置尿管漏尿是指尿液从导尿管和尿道的间隙流出来[1]。住院病人留置尿管漏尿发生率为5%～30%[2]。尿管留置时间越长漏尿发生率越高[3]。留置尿管漏尿增加病人会阴部皮肤、黏膜受损风险[4]，降低舒适度[5]，导致尿液记录误差，延长住院时间[6],增加家属照顾负担和护士工作量[7-8]，已成为尿管护理的难点问题之一。预防和对症处理留置尿管漏尿症状需要病人密切配合。病人的配合行为直接影响治疗结局，而行为的改变往往基于正确的知识和积极的信念、态度[9]。知信行理论是解释个人知识和信念如何影响健康行为改变最常用的模式之一[9]，目前国内外尚缺乏住院病人留置尿管漏尿知信行水平的测评工具。本研究以知信行理论为框架，以2019版《中国泌尿外科和男科疾病诊断治疗指南》中的留置导尿护理指南为知识基础[10]，采用德尔菲法研制住院病人留置尿管漏尿知信行量表并进行信效度检验，为临床客观、准确评估住院病人留置尿管漏尿的认知、态度和行为提供测评工具，旨在为病人留置尿管漏尿提供个性化护理措施及规范化健康教育提供参考依据。

1 量表编制过程与方法

1.1 拟订初始量表

1.1.1 成立研究小组 课题组有5名具有编制量表经验的成员，包括高级职称的临床护理管理专家1人，担任组长，负责研究统筹和审核条目群；泌尿外科主治医师和泌尿外科专科护士各1人，负责构建条目池；在读研究生2人,负责留置尿管漏尿预防和处理证据检索和整理研究资料。

1.1.2 构建条目池 本研究以2019版《中国泌尿外科和男科疾病诊断治疗指南》中的留置导尿护理指南为知识基础[10]，以知信行模式为理论框架,采用文献回顾法，查阅相关文献并总结住院病人留置尿管漏尿知信行量表的维度和概念。本研究中“知”包括留置尿管的目的、留置尿管漏尿的原因及诱因、留置尿管漏尿给病人带来的影响；“信”包括病人对留置尿管漏尿的预防及护理的态度或信念；“行”包括病人在已有知识和信念的引导下，将留置尿管漏尿预防及护理知识落实到实践中的执行情况。

1.1.3 制订专家函询表 专家函询表包含本研究的目的和意义以及德尔菲法原理和函询表的填写说明。专家需要完成两部分：第一部分为住院病人留置尿管漏尿知信行量表各维度条目设置专家意见表，包括条目的相关性和重要性评价及修改意见。条目相关性是指该条目与研究内容的相关程度，1分代表“不相关”，2分代表“较弱相关”，3分代表“一般相关”，4分代表“较强相关”，5分代表“非常相关”；重要性评估中1分代表“非常不重要”，2分代表“不重要”，3分代表“重要”，4分代表“很重要”，5分代表“非常重要”。专家修改意见可以建议删除、新增或调整修辞。第二部分为专家情况调查表，包括基本情况调查，对咨询内容的熟悉程度及对咨询内容的判断依据。

1.1.4 专家遴选 专家遴选标准：本科及以上学历；主管护师/主治医师及以上职称；从事医疗、临床护理或护理教育工作10年及以上；自愿参加研究。本研究共邀请15名专家，来自广东省高校或三级甲等医院；临床护理专家10人，护理教育专家2人，医院感染管理专家1人，泌尿外科主治医师1人，泌尿外科专科护士1人；工作年限(24.20±8.70)年；年龄34～57(45.80±7.03)岁；本科9人，硕士4人，博士2人。

1.1.5 专家函询 通过德尔菲专家函询法进行量表指标初步筛选，采用背对背方式函询征求专家意见，由课题研究小组对每轮专家意见汇总整理，再将整理结果发送给每位专家，专家根据反馈提出新的咨询意见。如此反复轮回使专家意见逐渐趋于一致，得到一个比较统一和可靠的方案。

1.1.6 形成预调查量表 本研究共进行2轮专家函询。第1轮专家咨询问卷包括3个维度、52个条目，其中知识维度30个条目、信念维度12个条目、行为维度10个条目。经第1轮专家咨询，汇总专家意见，对30个条目进行修改措辞、合并、删除或新增等修订，形成第2轮专家咨询意见问卷，包含44个条目，其中知识维度24个条目、信念维度12个条目、行为维度8个条目。经第2轮专家咨询后对11个条目进行修改措辞、合并、删除或新增等修订，形成住院病人留置尿管漏尿知信行量表，共41个条目。如将“尿管折叠、扭曲或被挤压等引流不畅”和“尿管被夹闭后未及时开放”合并为“尿管引流不畅(折叠、扭曲、受压、夹闭等)”；将“集尿袋高于膀胱水平”修改措辞为“集尿袋固定位置高于膀胱水平”等。

1.1.7 量表预调查 采用便利抽样法，选择2021年3月在广东省某三级甲等医院留置尿管漏尿的25例住院病人进行预调查，以便了解病人填写量表时是否存在量表语义理解等方面的问题。收集参与调查病人意见和建议并修订量表相应的内容，最终形成36个条目的初始量表。

1.2 量表信效度检验

1.2.1 研究对象 纳入标准：①住院期间留置尿管漏尿的病人；②意识清楚，能配合完成调查量表；③知情同意并自愿参加本研究。排除标准：①合并主要脏器严重疾病；②合并重度感染；③听力或视力障碍，无法配合调查。本量表条目数为36个，样本量应为条目数的5～10倍[11]，考虑退出及其他不可控因素，将样本量扩大15%，确定样本量至少为207人。

1.2.2 资料收集 采用便利抽样法，选择2021年3月—2021年4月在广东省某三级甲等医院留置尿管漏尿的住院病人为调查对象，签署电子版知情同意书。采用问卷星收集病人一般资料及知信行量表调查资料。设置所有问题必答，不可漏项，限定同一IP地址仅能作答1次，由课题组研究生现场指导病人作答。条目均采用Likert 5级评分法。知识维度回答“完全知道”“大部分知道”“知道一点”“不知道”“完全不知道”分别计5分、4分、3分、2分、1分；信念维度回答“完全同意”“大部分同意”“部分同意”“几乎不同意”“完全不同意”分别计5分、4分、3分、2分、1分；行为维度回答“总是”“经常”“有时”“偶尔”“从不”分别计5分、4分、3分、2分、1分。知信行总分越高说明病人的知识、信念和行为越好。

1.2.3 条目筛选标准 本研究采用临界比值法、相关系数法和Cronbach′s α系数法筛选条目[12]。①临界比值法：将量表得分按总分高低排序，得分前27%为高分组，后27%为低分组，采用独立样本t检验比较两组得分差异，删除差异无统计学意义的条目[13]，认为其不具备鉴别不同被试者的反应能力。②相关系数法：计算各条目与总分的相关系数，删除相关系数<0.40的条目[14]。③Cronbach′s α系数法：若删除某条目后Cronbach′s α 系数比分量表整体 Cronbach′s α 系数大，表明该条目与测量的概念属性不同，考虑删除[15]。

1.2.4 统计学方法 采用Epidata 3.1软件双人分别录入问卷数据，录入完成后分别使用系统逻辑检错。采用SPSS 25.0统计软件整理数据及统计分析。采用积极指数、权威系数(Cr)、专家意见集中度和专家一致性来评价结果的权威性和可靠性。采用肯德尔协调系数(W值)和变异系数(CV)评价专家协调程度。采用Cronbach′s α系数评价量表的内在一致性[16]；采用折半信度、重测信度评价量表的稳定性；采用内容效度、相关系数分析、探索性因子分析及验证性因子分析评价量表的结构效度。检验水准α=0.05。

2 结果

2.1 德尔菲函询专家一般资料

2.1.1 专家积极程度 专家积极指数用专家回复率和修改意见率表示。第1轮发出15份问卷，回收15份，专家积极指数为100%，9名(60.0%)专家提出修改意见；第2轮发出问卷15份，回收15份，专家积极指数为100%，4名(26.7%)专家提出修改意见。

2.1.2 专家权威程度 Cr为指标熟悉程度(Cs)和对这些指标的判断依据(Ca)的算术均数。本研究2轮Cr分别为0.90,0.91。

2.1.3 专家意见协调程度和集中程度 专家意见的协调程度由W值来评价。2轮函询专家意见重要性协调系数W值分别为0.255和0.169，相关性协调性系数W值分别为0.270和0.144，经χ2检验差异均有统计学意义(P<0.001)，说明专家意见的协同性较好，见表1。专家意见的集中程度由各指标重要性评分均值和CV来反映。经2轮函询，指标的评分均值范围减小，指标的重要性、相关性评分均数和满分频率均有提高，重要性及相关性评分的变异系数逐轮减小。第2轮函询各指标重要性评分均>4.0分，CV均≤0.22，表明专家意见趋于一致。

表1 2轮专家意见协调系数及显著性检验

2.2 调查对象一般资料 本研究共调查246例病人，回收215份有效问卷，有效回收率为87.4%。其中，男113例，女102例；年龄19～97(60.82±15.96)岁；医保185例，自费18例，其他12例；专科及以上40例，初中、高中87例，小学及以下学88例；已婚199例，未婚6例，离异1例，丧偶9例。

2.3 量表条目与维度确定 对调查测试结果进行项目分析。采用独立样本t检验比较量表得分高分组和低分组的得分差异，本研究所有条目差异均有统计学意义(P<0.05)，均予以保留；计算各条目与总分的Pearson相关系数，其中A2条目相关系数为0.188<0.40，予以删除，其他条目得分与总分的相关系数差异均有统计学意义(P<0.05)，予以保留；分别删除P1、A1、A3、K3-1条目后，Cronbach′s α系数均大于整体Cronbach′s α系数，考虑删除。经条目筛选，删除以上5个条目后形成住院病人留置尿管漏尿知信行量表终稿，共36个条目，其中知识维度22个条目、信念维度6个条目、行为维度8个条目。住院病人留置尿管漏尿知信行量表各条目专家意见见表2。

2.4 量表信度

2.4.1 Cronbach′s α系数 本研究形成的住院病人留置尿管漏尿知信行量表总体Cronbach′s α系数为0.962，知识 、态度 、行为维度的Cronbach′s α系数分别为0.985，0.808，0.850。

2.4.2 折半信度 按照条目顺序将量表条目分为奇数条目和偶数条目，测量两组得分的相关性，结果显示量表整体的折半信度为0.926。知识、态度、行为各维度的折半信度分别为0.954，0.897，0.764。

2.4.3 重测信度 按照便利抽样，选取抽取107例病人对量表进行重测，距离初测的间隔时间为2周，结果显示知识、态度、行为各维度重测信度分别为0.977，0.763，0.865,总的重测信度为0.958。

2.5 量表效度

2.5.1 内容效度 借助专家咨询结果进行计算，相关性评分均大于3分，量表内容效度指数(S-CVI)为1，各条目内容效度(I-CVI)为1。

2.5.2 结构效度

2.5.2.1 探索性因子分析 KMO检验和Bartlett球形检验显示(KMO=0.927，χ2=11 510.882，自由度为820，P<0.001)，表明本研究适合进行因子分析。删除P1、A1、A2、A3、K3-1后量表的KMO值为0.935,Bartlett的球形检验χ2=10 853.506,自由度为630,P<0.001，主成分分析法提取特征值>1的因子，采用最大方差法进行正交旋转，保留因子载荷≥0.4的条目，采用最大方差法进行正交旋转，6次因子分析后知识、信念和行为的方差贡献率分别为57.259%、9.047%、8.908%，累积方差贡献率为75.214%。各条目因子载荷量为0.602 375～0.935 546。各条目因子载荷量均大于0.4，见表3。

表3 各因子载荷量

2.5.2.2 验证性因子分析 用Amos 26.0进行验证性因子分析，卡方值与自由度的比值(χ2/df)<3.0表示模型适配度较好，近似误差均方根(RMSEA)<0.08表示普通适配。该模型8项评价指标均达到标准参考范围，结果见表4。

表4 验证性因子分析结果

2.5.2.3 组合信度和收敛效度分析 针对模型中的知识、信念和行为3个维度进行验证性因子分析，3个维度的负荷量为0.565～0.984；3个维度的组合信度介于0.912～0.958，收敛效度平均方差提取量介于0.680～0.883，说明3个维度具有较好的组合信度和收敛效度。

2.5.2.4 区别效度 采用平均提取方差值(AVE)评估区别效度。知识、信念和行为各维度之间相关系数均小于0.85，即模型中3个维度可视为独立维度；AVE的平方根值均大于与其同行及同列的标准化相关系数,见表5。

表5 区别效度分析及相关系数

3 讨论

3.1 住院病人留置尿管漏尿知信行量表具有临床指导意义 长期留置尿管病人常出现尿路感染和漏尿等并发症,增加住院时间及死亡风险[17]。目前关于尿路感染的研究已相当广泛[18-19]，然而病人留置尿管漏尿率虽高[2]，相关研究却比较薄弱，且大多为观察性研究或经验总结性研究[4],主要集中在尿管漏尿的干预措施方面，循证证据级别较低，对病人自身在留置尿管漏尿症状处理方面的主观能动性缺乏足够的关注和有效评估，缺乏住院病人留置尿管漏尿知信行的测评工具，对该类病人的健康教育实施也缺乏探索。研究显示留置尿管漏尿原因众多，如生理、心理、器械使用、规范化护理等因素[20]，单靠医护人员某项具体干预措施很难避免尿管漏尿的再次发生。留置尿管漏尿发生率高可能与病人的行为习惯和错误观念相关。导管的维护与管理和病人的态度、信念及行为模式密切相关[21]。知信行量表研制不仅可以评估病人的知信行水平，也可用来衡量健康教育的实际效果[9]。研制住院病人留置尿管漏尿知信行量表，护士可从知识、态度和行为3个维度对病人进行精准评估，为提供个性化护理措施及制定规范化教育培训体系提供参考依据。

3.2 住院病人留置尿管漏尿知信行量表具有实用性、科学性 本研究以知信行理论为框架，以2019版《中国泌尿外科和男科疾病诊断治疗指南》中的留置导尿护理指南为知识基础，结合文献研究进行留置尿管漏尿预防和处理、证据检索，形成条目池，确保条目的全面性、合理性和科学性。本研究邀请的15位专家中有临床护理专家、护理教育专家、医院感染管理专家、泌尿外科主治医师及泌尿外科专科护士，对该研究领域熟悉，能保证量表的实用性。2轮函询中分别有9名、4名专家提出修改意见如修改措辞、删除或增加条目，如专家考虑到量表的调查对象为病人，量表表达应简洁、通俗易懂且易于回答，建议将“膀胱或尿道括约肌松弛”“逼尿肌括约肌协同失调”“膀胱不稳定收缩”3个条目合并为“因膀胱或尿道的功能失调”,使调查对象更容易回答问题，减轻回答负担。2轮问卷回收率均为100%，说明专家具有极高的积极性；Cr≥0.70即能反映专家意见的可靠性[22],2轮函询Cr均≥0.9，说明专家意见具有可靠性。2轮函询专家意见重要性协调系数W值分别为0.255和0.169;相关性协调系数W值分别为0.270和0.144,专家函询各条目的CV均小于0.25说明专家对量表的设计分歧较少，一致性高[23]。经2轮函询各条目评分均数和满分频率均有提高，重要性及相关性评分的CV逐轮减小。本研究对条目的筛选除参考2轮专家函询意见外，还采用临界比值法、相关系数法和Cronbach′s α系数[24]，可以避免因单一方法造成的偏差，确保条目设置的严谨性。

3.3 住院病人留置尿管漏尿知信行量表具有较好的信度和效度 本研究严格按照量表编制流程进行，信效度良好。研究结果显示住院病人留置尿管漏尿知信行量表总体Cronbach′s α系数为0.962，知信行3个维度Cronbach′s α系数、折半信度、重测信度均大于0.8，说明量表内部一致性、折半信度和重测信度均较好[25]。S-CVI为1，I-CVI为1，说明内容效度好[26-27]。探索性因子分析和验证性因子分析结果显示，各项评价指标均达到标准参考范围，模型的适配度较好，表明该量表具有良好的结构效度、收敛效度和组合信度。AVE法评估3个维度之间相关系数均小于0.85，表明3个维度具有较好的区别效度。

4 小结

本研究编制的病人留置尿管漏尿的知信行量表信度和效度良好，可为评价住院病人留置尿管漏尿知信行现状提供有效测评工具，为实施个性化护理措施及规范化健康教育提供参考。本研究初测和重测的样本均来自广东省三级甲等医院，样本选择具有一定的局限性，期待今后扩大量表使用范围，进一步验证量表的科学性和实用性。