肠造口患者健康促进行为动机问卷的编制及信度效度检验

韩雪娜 杨富国 王淑云 刘蕊 李梦飞 丁遥遥 耿文垚

结直肠癌是消化系统常见的恶性肿瘤，我国每年新增病例近40万，且发病率呈逐年上升的趋势[1]，约54.1%的结直肠癌患者接受造口手术[2-3]。研究发现，健康促进行为对维持肠造口患者自身最佳健康状态、提高生存率、改善生活质量等具有重要意义[4-5]。健康促进行为是指个体为维持或促进健康，实现自我价值而采取的包括健康责任、自我实现、营养、运动、压力应对及人际关系等6个方面的行为[6]。然而相关研究表明，肠造口患者的健康促进行为现状不容乐观[7]。自我决定理论是一种关于人类行为的动机理论，该理论认为，当自主、归属、能力等需要被满足后，可激发自主性动机的产生，从而能更好地坚持行为[8]。关于肠造口患者健康促进行为动机的研究较少，且缺少有针对性的问卷。因此，本研究通过借鉴国内外的相关研究，编制肠造口患者健康促进行为动机问卷，并进行信度、效度检验，以期为肠造口患者健康促进行为的干预研究提供评价工具。

1 方法

1.1 问卷初稿的编制

1.1.1 理论基础

本研究以自我决定理论为基础，构建肠造口患者健康促进行为动机问卷。自我决定理论认为动机被假设为一个由强到弱的统一的连续体，并依据自主程度对动机类型进行划分，控制动机包括外在调节、内摄调节2种类型，自主动机包括认同调节、整合调节、内在调节3种类型[9]。相关研究指出，在现实生活中很难区分整合调节与内在调节[10]，故不测量整合调节，根据该理论推出本问卷共包括外在调节、内摄调节、认同调节、内在调节4个分问卷。外在调节是指个体行为是为了获得奖励或逃避惩罚；内摄调节是指为了避免内心愧疚、自责而参加活动；认同调节是指个体认识到行为的价值并在此基础上调节自己的行为；内在调节是指个体参与活动是出于兴趣、爱好和享受。

1.1.2 拟定条目池

成立课题研究小组，研究小组由1名研究生导师、2名造口治疗师、1名心理学专家、2名护理专业研究生组成。研究生导师负责整体研究情况的把控；2名研究生负责前期查阅大量资料文献、相关量表条目，初步拟定条目池，制定专家函询问卷，发放收集问卷、统计分析；2名造口治疗师和1名心理学专家结合临床实际对条目池进行补充修改。

本研究以“肠造口”“自我决定理论”“健康促进行为”等为中文关键词，检索中国知网、万方、中国生物医学文献数据库等，以“ostomy” “self-determination theory” “health promoting behavior”等为英文关键词，检索Web of Science、PubMed英文数据库。分析有关自我决定理论的文献，确定自主动机的相关概念及框架组成。初步形成包含外在调节、内摄调节、认同调节、内在调节4个维度内容，共14个条目。

1.1.3 专家函询

邀请山东、吉林、辽宁、江苏、上海等地区的20名专家进行专家函询。专家的纳入标准：从事临床护理、护理教育、心理护理等方面工作的专家，造口治疗师或肠造口方面的专家；在相关领域工作8年及以上；本科及以上学历且中级及以上技术职称；对本研究有兴趣且自愿完成专家函询问卷。

专家函询问卷包括3个部分：①本研究的背景、目的及意义等；②各条目评分表；③专家基本情况调查表。本研究在取得专家同意后进行专家函询，每轮专家函询间隔2～3周，第1轮专家函询结束后，课题组参考专家意见进行修改调整，形成下一轮专家函询问卷，再次发放给专家进行评定，直至专家意见趋于统一，停止函询。本研究共进行2轮专家函询，根据专家函询结果，删除条目重要性评分均分＜4分和（或）条目变异系数＞0.25的条目[11]。

1.1.4 小样本预实验

采用便利抽样法，抽取30名在青岛市某所三级甲等医院造口门诊就诊的肠造口患者对问卷初稿进行调查。对于问卷出现的内容、条目表述不清晰等问题，根据被调查者的意见经课题组讨论后修改。

1.2 问卷的信度、效度检验

1.2.1 研究对象

采用便利抽样法，选取在青岛市某所三级甲等医院3个院区造口门诊就诊的永久性肠造口患者为研究对象。纳入标准：①永久性肠造口术后＞1个月的患者；②年龄≥18岁；③具有理解、言语表达能力；④自愿参加本研究。排除标准：①存在严重的脏器功能衰竭及其他恶性肿瘤的患者；②既往或目前患有精神疾病。本研究已通过青岛大学附属医院伦理委员会批准（编号：QYFY WZLL25903），且研究对象均签署知情同意书。

1.2.2 调查工具

调查工具由2部分组成。①一般资料调查表：包括性别、年龄、长期居住地、文化程度、婚姻状况、职业状况、家庭人均月收入、居住状态、医疗费用支付方式、造口类型、造口术后时间、有无造口并发症、对造口的接受程度、是否行术后放化疗、造口自理程度等。②肠造口患者健康促进行为动机问卷：13个条目，包含内在调节、认同调节、外在调节、内摄调节4个分问卷，各条目采用李克特5级评分法，从“非常不同意”到“非常同意”计1～5分，分问卷平均分=分问卷所有条目得分之和/条目数。内在调节、认同调节属于自主动机，外在调节、内摄调节属于控制动机，本问卷采用自主性系数的形式表达健康促进行为动机，由于不同调节方式所占动机水平的权重不同，自主性系数=2×内在动机+认同调节-内摄调节-2×外在调节[12]，自主性系数得分范围为-12～12分，得分越高，说明动机越自主。

1.2.3 资料收集方法

本研究采用问卷调查法，首先取得被调查者的同意并且签署知情同意书，现场发放问卷时，由研究员向患者解释研究的目的、意义以及如何填写问卷等，患者填写完成后当场收回问卷，及时检查患者的完成情况，如果有遗漏之处及时补充。本研究共发放问卷215份，回收有效问卷206份，有效回收率为95.8%。间隔2周后用同样问卷及方法进行重测。

1.3 统计学方法

1.3.1 项目分析

项目分析采用临界比值法、条目得分与总分相关分析法、同质性检验。条目删除标准[13]如下。①临界比值法：将研究对象按照总分排序，前27%的个体为高分组，后27%的个体为低分组，采用独立样本t检验对两组条目得分进行比较，删除决断值无统计学意义（P＞0.05）或t＜3的条目；②条目得分与总分相关分析法：计算各条目得分与总分的相关性系数，将无统计学意义（P＞0.05）或者相关系数＜0.3的条目删除；③同质性检验：用Cronbach’sα系数来检验，检验水平为α=0.05，若删除某条目后能明显提高总量表Cronbach’sα系数，则对该条目予以删除。

1.3.2 效度分析

结构效度：通常运用探索性因子分析检验问卷的结构效度，检验标准[14]：首先进行可行性分析来检验问卷是否适合做因子分析，主成分分析提取公因子特征值≥1，因子累计方差贡献率＞50%，条目在提取因子上的载荷量＞0.4，条目无多重载荷，符合碎石图检验原则。内容效度：邀请第2轮专家函询中的8位专家作为评价内容效度的专家，根据8位专家对问卷各条目的相关性评分结果，计算条目及总问卷的内容效度指数，“1”分为非常不相关，“2”分为不相关，“3”分为相关，“4”分为非常相关。

1.3.3 信度分析

采用Cronbach’sα系数、重测信度评价量表的信度。

2 结果

2.1 函询专家基本情况

本研究邀请了山东、吉林、辽宁、江苏、上海的20名专家对问卷的条目进行专家函询，包括急诊科专家1名、外科临床专家1名、造口治疗师15名，护理教育专家2名，心理咨询师1名。年龄为（41.20±5.65)岁，工作年限为（16.50±7.40)年，博士4名（20%）、硕士7名（35%）、本科9名（45%）。专家职称：高级4名（20%）、副高级9名（45%）、中级7名（35%）。

2.2 专家函询结果

第1轮、第2轮专家函询均发放问卷20份，回收20份，有效回收率均为100%，代表专家的积极程度较高；权威系数分别为0.822、0.843，均≥0.7，表明专家权威系数较高；肯德尔和谐系数分别为0.249、0.516且P＜0.05，说明专家间的协调程度较高。根据条目筛选标准以及专家意见，2轮专家函询共删除1个条目、修改5个条目。第1轮专家函询后，将条目A2“我想让周围的人看到我可以自己护理造口”修改为“我想让家人看到我可以自己护理造口”；将条目A3“因为我感受到来自家人的压力，要求我定期到造口门诊护理造口”修改为“因为我感受到家人护理造口时的压力，所以我会到门诊复查造口情况”；将条目B3“如果我有一顿饭没有控制饮食，我会感到惭愧”修改为“如果我有一顿饭没有控制饮食（少吃高纤维、易腹泻、易产气、易产生异味的食物），我会感到惭愧”；将条目C1“我个人认为控制饮食对我的造口有很大的益处”修改为“我个人认为控制饮食（少吃高纤维、易腹泻、易产气、易产生异味的食物）对我的造口有很大的益处”；将条目D1“通过控制饮食，粪便易成形，我会感到满足”修改为“当我控制饮食（少吃高纤维、易腹泻、易产气、易产生异味的食物）后，粪便易成形，我会感到满足”。另外，有专家指出条目D4与条目D2语义相近，经课题组讨论，删除该条目。条目修改完善后整理出第2轮专家函询问卷，将第2轮专家函询问卷再次发放给专家，有专家指出造口是一件隐私的事情，患者的自尊心受到极大的打击，因此不愿让过多人知道自己的身体情况。因此，专家建议将条目A2“我想让家人看到我可以自己护理造口”修改为“我想让较亲密的家人看到我可以自己护理造口”，除此之外，专家们无新意见提出，函询结束。

2.3 研究对象基本情况

本研究206例研究对象中，男性137例（66.5%），女性69例（33.5%）；＜60岁82例（39.8%），60～70岁76例（36.9%），＞70岁48例（23.3%）；长期居住在农村80例（38.8%），长期居住在城市126例（61.2%）；文化程度：小学及以下41例（19.9%），初中83例（40.3%），高中46例（22.3%），本科及以上36例（17.5%）；有配偶181例（87.9%），无配偶25例（12.1%）；在 职67例（32.5%），离退休、病退或从未就业139例（67.5%）；家庭人均月收入：＜3 000元50例（24.3%），3 000～5 000元88例（42.7%），＞5 000元68例（33.0%）；独居18例（8.7%），和家人一起居住188例（91.3%）；职工医保121例（58.7%），居民医保77例（37.4%），自费8例（3.9%）；结肠造口148例（71.8%），回肠造口58例（28.2%）；造口术后时间：＜6个月62例（30.1%），6～12个月48例（23.3%），＞12个月96例（46.6%）；无造口并发症者171例（83.0%），有造口并发症者35例（17.0%）；对造口的接受程度：不能接受者39例（18.9%），一般接受者64例（31.1%），完全接受者103例（50.0%）；术后未行放化疗者69例（33.5%），行放化疗者137例（66.5%）；不能自理造口者47例（22.8%），需要他人帮助者121例（58.7%），完全自理者38例（18.4%）。

2.4 小样本预实验结果

小样本预实验的调查显示，修改条目A2的文字表达，将“我想让较亲密的家人看到我可以自己护理造口”修改为“我想让关心我的家人看到我可以自己护理造口”。其他条目无异议。

2.5 项目分析结果

临界比值法结果显示，本研究中所有条目高分组和低分组差异均有统计学意义（P＜0.05），无条目删除；条目得分与总分相关分析结果显示，条目A4与自主性系数的相关系数绝对值＜0.3，删除该条目，剩余条目与问卷自主性系数相关系数的绝对值为0.424～0.658（P＜0.05），符合统计要求，保留剩余条目；内部一致性分析结果显示，总量表的Cronbach’sα系数为0.802，删除量表中任一条目均不能提高总量表Cronbach’sα系数，无条目删除。

2.6 效度分析结果

2.6.1 结构效度

问卷KMO值为0.780，Bartlett球形检验值为2 127.782（P＜0.001），适于进行因子分析[15]。本研究采用主成分分析法提取公因子，并以最大方差正交旋转，特征值≥1.0的标准，得到4个公因子，累计方差贡献率为85.941%。问卷各条目在对应因子上因子载荷均＞0.4，且无双重载荷，见表1。

2.6.2 内容效度

问卷各条目I-CVI为0.875～ 1.000，S-CVI/UA为0.833，S- CVI/Ave为0.979，各项指标均符合统计学要求，无条目删除。

2.7 信度检验

问卷总的Cronbach’sα系数为0.802，4个因子的Cronbach’sα系数为0.946、0.930、0.854、0.911。间隔两周后，请20例肠造口患者再次填写健康促进行为动机问卷，总问卷的重测信度为0.791，4个因子的重测信度分别为0.855、0.846、0.723、0.829。

3 讨论

3.1 肠造口患者健康促进行为动机问卷的编制过程具有一定的科学性

本研究以自我决定理论为理论框架，参考国内外大量文献以及相关量表，经课题组讨论形成问卷初稿，选取20名从事临床护理、护理教育、心理护理方面工作的专家对问卷条目进行筛选，共进行2轮专家函询，函询问卷有效回收率均为100%，代表专家的积极程度较高；权威系数均＞0.7，表明专家权威系数较高。每轮专家函询结束后，课题组根据专家意见讨论并修改条目。另外，根据纳入及排除标准选取研究对象进行小样本预调查，结合调查结果修改问卷条目的表述，使问卷条目表述更加准确。经过临界比值法、条目得分与总分相关分析法、同质性检验等方法检验问卷的适切性，最终保留12个条目。问卷编制过程中，始终遵循目的性、科学性和可操作性的编制原则，问卷结构合理，具有较高的可靠性和科学性。

3.2 肠造口患者健康促进行为动机问卷具有较好的效度与信度

结构效度是考察问卷与其所依据的理论或概念框架相符合的程度[16]。本研究应用探索性因子分析来考察其结构效度，KMO值＞0.7，表明适合进行因子分析。采用主成分分析法提取公因子，并以最大方差正交旋转，特征值≥1.0的标准，得到4个公因子，累计方差贡献率为85.941%。内容效度是指测量内容与测量主题的适合性[17]。问卷总的内容效度指数为0.979，各条目内容效度指数为0.875～1.000，均＞0.78，说明问卷具有较好的内容效度。信度主要用来考察量表的内在一致性与稳定性[18]。总问卷的Cronbach’sα系 数 是0.802，各 维 度 的Cronbach’sα系 数 为0.854～0.946，均＞0.8，表明该问卷具有较好的内部一致性。总问卷的重测信度为0.791，说明该问卷具有良好的时间稳定性。

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3.3 编制肠造口患者健康促进行为动机问卷的应用价值

目前，我国现有永久性肠造口患者约100万人，且每年新增肠造口患者约10万人[19]。相关研究表明，健康促进行为对患者的健康结局具有正向影响[20]。但万珊珊[7]的研究结果发现，肠造口患者健康促进行为处于一般水平，可能的原因是肠造口患者虽然具有开始采取健康促进行为的意向，但是由于不能分辨产生这种意向的原始动机，故不能坚持健康促进行为[21-22]，因此调查肠造口患者健康促进行为动机具有重要意义。本研究编制的肠造口患者健康促进行为动机问卷，可用于调查肠造口患者健康促进行为的动机情况，将动机的测量纳入行为变化的解释。另外，还可根据自我决定理论的相关变量制定干预措施，激发患者自主性动机的出现，从而提高其健康促进行为水平。相关干预研究证实，根据自我决定理论，当身体的自主、能力、归属3个需求得到满足时，能够激发个体行为的自主性动机和决定能力，患者能更好地坚持行为[23-24]。

4 小结

本研究编制的肠造口患者健康促进行为动机问卷，包括外在调节、内摄调节、认同调节、内在调节4个分问卷，共12个条目，各指标均达到测量学标准，具有良好的信度、效度。该问卷能在一定程度上反映肠造口患者健康促进行为动机水平，为日后制定干预方案提供参考依据。但本研究只进行了探索性因子分析，未进行验证性因子分析，没有在大规模人群中进行验证，具有一定的局限性。今后的研究应开展多中心研究，扩大样本量，进一步检验问卷的信度、效度，从而进一步提高问卷的科学性和可靠性。