朱荷燕，葛丽娜，陈丹铃

温州市中心医院，浙江温州 325000

脑卒中是世界性常见的慢性疾病，也是导致人口死亡及残疾的主要疾病之一[1]。保护动机理论是近年来在健康信念模式理论上发展起来的，该理论认为保护动机是个体通过威胁评估和应对评估两方面的综合评估而形成的决策[2]。威胁评估是个体对不健康行为的评估，包含易感性、严重性、内部回报和外部回报。应对评估是个体避免和应对危险的能力，包含反应效能、自我效能和反应代价[3]。研究表明，保护动机理论能较好地解释和预测慢性疾病患者接受健康行为的可能性，且经过保护动机理论干预后患者接受健康行为的可能性提高[4-5]。脑卒中患者保护动机，即积极预防、避免和应对脑卒中高危因素，评估不健康行为，其有利于促进个体的健康行为形成，减少疾病发病率和致残率[3]。目前国内缺乏评估脑卒中患者保护动机的相关工具。因此，本研究拟编制脑卒中患者保护动机问卷，为医护人员评估脑卒中患者保护动机水平提供有效的测量工具。现报告如下。

1 研究方法

1.1 建立问卷条目池

条目池的建立是以保护动机理论为基础，通过文献研究，并参考中国脑血管疾病防治指南[6]，以及目前现有的其他慢性疾病患者保护动机的相关评估工具，形成脑卒中患者保护动机问卷的条目池，初拟易感性、严重性、内部回报、外部回报、反应效能、自我效能和反应代价7个维度，共45个条目，采用Likert 5级评分法，1～5分分别表示“非常不同意”至“非常同意”，总分45～225分，得分越高，表明脑卒中患者的保护动机水平越高。

1.2 专家咨询

本研究运用德尔菲法进行专家咨询。专家入选标准：神经内科工作10年以上，副高及以上职称，自愿参与本研究，能在规定的时间内完成两轮专家咨询。本研究共纳入专家15名，其中医生5名，护理人员10名；年龄36～57岁，平均年龄(43.47±6.13)岁；工作年限16～35年，平均工作年限(22.87±5.76)年；本科7名，硕士5名，博士3名；副主任医师1名，副主任护师5名，主任医师4名，主任护师5名。专家对各条目的内容效度进行评定，采用Likert 4级评分法，1～4分分别表示“不相关”至“非常相关”，并给出修改意见。经过第1轮专家咨询，专家对原始条目如“工作压力大，工作回报多，影响生活”等8个条目的分歧较大，故删除。修改2个条目，原始条目22“我确信我能够进行有规律锻炼”表述不准确，修改为“我确信我能够保持规律锻炼的习惯”；原始条目28“觉得病情很难治愈，给家庭带来负担”的表述修改为“由于脑卒中很难康复，觉得自己给家庭造成了负担”。合并4个条目为2个条目，原始条目7“我相信自己能改变饮食习惯”和原始条目8“我有意识改变自己的饮食习惯”，合成并修改为“我确信我能够改变自己的不良饮食习惯”；原始条目35“控制血压可以改善预后”和原始条目36“控制血糖可以改善预后”，合成并修改为“控制血压、血糖可以减少脑卒中的发生”。将修改后的条目进行第2轮咨询后，专家意见较为统一，未作修改，结束咨询，最终得到35个条目的脑卒中患者保护动机测试版问卷。本研究共进行两轮专家咨询，两轮回收率均为100%，专家积极性较高。第1轮咨询各条目变异系数为0.129～0.368，第2轮咨询各条目变异系数为0.185～0.242，专家意见较集中；两轮协调系数分别为0.106、0.095(P<0.05)，说明专家咨询意见一致性较好；两轮咨询专家权威系数均为0.935，说明专家权威程度较高。

1.3 语义分析

抽取10例脑卒中患者对测试版问卷进行小范围调查，测试患者对问卷条目的理解程度、填写问卷所需时间等。结果显示，问卷填写时间为5～8 min，10例患者均表示对问卷的理解良好。

1.4 预调查

1.4.1调查对象

采用便利抽样选取2017年11月至2018年11月温州市某三级甲等医院260例脑卒中患者为研究对象。纳入标准：符合脑卒中诊断标准[6]；经头颅CT 和/或MRI证实颅内存在与本次发病的相关病灶；意识清楚，能够正确表达自身意愿；自愿参与本研究。排除标准：合并有重要器官(如肝、肺、肾)功能损害或其他严重的慢性疾病，既往有严重认知功能障碍者。

1.4.2资料收集

由研究者本人采用统一的指导语向患者解释研究的目的、步骤，说明问卷填写的注意事项。患者采用匿名方式自行填写，或由研究者不带任何诱导性地询问患者，代为填写，填写完毕当场回收。本次共发放问卷260份，回收有效问卷235份，有效回收率90.38%。235例患者中男142例，女93例；年龄41～76岁，平均(60.93±13.87)岁；学历为小学及以下76例，初中85例，中专及高中58例，大学及以上16例；缺血性脑卒中217例，出血性脑卒中18例；病程3～169个月，平均(80.36±89.72)个月。

1.5 问卷的信效度检验

采用临界比值法、相关分析法进行项目分析；效度分析采取专家咨询检验问卷的内容效度，探索性因子分析检验问卷的结构效度；采用Cronbach’α系数和重测信度检验问卷的信度。

2 结果

2.1 项目分析

采用Pearson相关分析计算问卷各条目得分与总分间的相关系数，结果显示，各条目得分与总分的相关系数为0.327～0.527，均有统计学意义(P<0.05)。将脑卒中患者保护动机问卷各条目得分从高到低排列，前27%为高分组，后27%为低分组，采用独立样本t检验分析高分组和低分组的得分差异。结果显示，除条目11“遗传因素是引发脑卒中的危险因素”(t=0.601，P=0.549)；条目15“觉得服用的药物不良反应很大”(t=0.090，P=0.928)；条目26“觉得难以坚持规律的门诊复查”(t=0.124，P=0.902)”外，其他条目在高分组和低分组上的得分差异有统计学意义(P<0.05)。故删除条目11、15、26。

2.2 效度分析

2.2.1内容效度

经专家评定，问卷各条目的内容效度(item-content validity index，I-CVI)为0.875～1.000，问卷总体的内容效度(scale-content validity index/average，S-CVI/Ave)值为0.914。

2.2.2结构效度

采用探索性因子分析评价问卷的结构效度。问卷的KMO和Bartlett球形检验(KMO=0.823，Bartlett=6 955.615，df=528，P<0.001)提示相关矩阵不是一个单位矩阵，适合进行因子分析[7]。采用主成分分析法，经正交旋转，提取特征值大于1的公因子。结果显示，共提取7个公因子，累计方差贡献率为77.811%，条目20“精神压力大可以增加脑卒中的发生率”在所有公因子上的载荷量均<0.4，故删除该条目。见表1。

2.3 信度分析

保护动机问卷包括31个条目，问卷总体Cronbach’sα系数为0.847，重测信度为0.908，各维度Cronbach’sα系数为0.844～0.941，重测信度为0.892～0.957，见表2。

表1 脑卒中患者保护动机问卷各条目的因子载荷

表2 脑卒中患者保护动机问卷信度分析

3 讨论

3.1 脑卒中患者保护动机问卷的项目分析

本研究主要采用临界比值法和相关分析法进行项目分析。临界比值法结果显示，除条目 11、15、26外，其他条目在高分组和低分组上的得分比较，差异均有统计学意义(P<0.05)，表明问卷具有较好的项目区分度，能够区分不同水平的脑卒中患者保护动机。相关性分析结果显示，问卷各条目得分与总分的相关系数为0.327～0.527，有统计学意义(P<0.05)，表明问卷各条目测定内容与问卷整体测定内容具有较好的一致性。

3.2 脑卒中患者保护动机问卷具有良好的效度

内容效度是测量工具实际测到的内容与所要测量的内容的吻合程度，通常由专家评定，一般情况下，当I-CVI≥0.78，S-CVI/Ave≥0.90认为量表具有良好的内容效度[8]。本研究编制的问卷I-CVI为0.875～1.000，S-CVI/Ave为0.914，说明内容效度良好。本研究采用探索性因子分析检验问卷的结构效度。结果显示，条目20在所有公因子上的载荷量均<0.4，故删除条目20，其他条目的公因子载荷量均>0.4，且无双载荷现象，因子分析共提取7个特征值大于1的公因子，累计方差贡献率为77.811%。这与保护动机理论七个方面相吻合，说明问卷具有较好的结构效度。

3.3 脑卒中患者保护动机问卷具有良好的信度

采用Cronbach’sα系数评价问卷的内部一致性。一般而言，>0.8表示内部一致性甚佳，0.6～0.8表示较好，<0.6表示较差[9]。本研究问卷总体的Cronbach’sα系数为0.847，各维度的Cronbach’sα系数为0.844～0.941，说明问卷的内部一致性较好。重测信度是对相同的研究对象在间隔一定的时间后进行再次测量，以验证问卷或量表的时间稳定性[10]，一般认为>0.7表示稳定性高，重测信度好，0.4～0.7表示稳定性较好，<0.4表示稳定性较差[8]。本研究编制的问卷总体重测信度为0.908，各维度重测信度为0.892～0.957，表明问卷的稳定性较好。

3.4 本研究的局限性与展望

本研究编制的7个维度31个条目脑卒中患者保护动机问卷，旨在为评估脑卒中患者保护动机提供有效的测量工具，为后续构建促进患者产生保护动机，建立健康行为，减少患者复发率和致残率的干预措施提供参考。该问卷具有良好的信度和效度，问卷语言通俗易懂，易于接受，可用于评价脑卒中患者的保护动机。但由于本研究仅调查1家三级甲等医院，样本缺乏一定代表性，也未做校标关联效度，未对总分做划分。未来研究可继续扩大样本量，并进行多中心的研究，进一步验证本研究的结果。