采用方便抽样，选取安徽省某医学院校在校护理本科生为研究对象。纳入标准：经过高考的统招护生；对本研究知情同意。排除各种原因请假或休学者。共发放问卷1 371份，回收问卷1 365份，剔除无效问卷81份(规律答题或漏答)，最终获取有效问卷1 284份，有效应答率为93.65%。其中大二672人，大三612人；男生152人，女生1 132人；家庭所在地为农村847人，城镇437人；年龄17~25岁。采用计算机产生随机数字，将样本随机分为A、B两份，其中样本A有630人进行探索性因素分析，样本B有654人进行验证性因素分析。

原量表由ANGEL等^[9]于2012年编制，共有14个条目4个维度，分别是照护3个条目、知识4个条目、领导力4个条目和同事关系3个条目，采用Likert 8级评分，从1(完全错误)到8(完全正确)计分，得分越高表示对该条目的认同度越高。总量表及分量表的Cronbach′s α值为0.81~0.94。

该量表由ARTHUR等^[12]编制，共有30个条目，采用Likert 4级评分，量表总分越高，表明被试对象专业自我概念越强。该量表已被译为中文，经验证具有较好的信效度，中文版内部一致性信度为0.84，分半信度为0.86^[13]，包括领导、灵活性、技能、满意度、沟通交流五个维度，已被广泛运用于护生职业自我概念的测量^[14]。

通过E-mail取得原量表作者的同意与授权后，邀请2位具有硕士学位的高校护理学专职教师和1位高校英语专职教师对原量表进行直译，研究小组(包括研究人员2名、护理专职教师2人、学生代表 4人)对直译稿进行讨论、修改后确定中文版初稿。再由2位具有良好双语背景且未参与前期翻译工作的高校护理学专职教师和1位高校英语专职教师对初始版本进行逆向翻译。经过2次翻译及逆向翻译后，回译量表与原量表在语义、内容和条目结构上保持一致，最终形成量表中文版本。

通过E-mail邀请6位专家(2位护理教育专家、2位临床护理专家、2位心理学专家)的对中文版量表进行函询，并依据专家意见对初稿做出修改和调整。最终的中文版NSCI未对原量表条目进行删减或增加，但对原量表的部分条目进行了文化调适，以确保语言符合中文表达习惯，如将“我关心我的病人们的需求”改为“我关注病人们的需求”，将“我享受/将享受负有护理领导责任”修改为“我乐于/将乐于承担护理领导责任”，将“我善于将我的专业知识运用于病人的护理中”修改为“我善于将专业知识运用于临床护理实践”等。选取30名护理本科生进行预调查，填写中文版量表，以了解他们的理解度。完成量表的30名护理本科生均表示量表内容简单易懂、表达清楚，填写量表需10~15 min。

选取安徽省某医学院在校护理本科生1 365人，利用第二节课和第三节课的课间时间进行现场调查，调查前向学生说明本研究的目的、意义和注意事项，取得其知情同意后进行现场调查，最终获取有效问卷1 284份。此外，抽取126人为重测样本，间隔2周后进行问卷重测。所有问卷当场回收。

按量表总得分高低顺序排列被试对象，将得分最高的27%列为高分组，将得分最低的27%列为低分组，进行项目分析。采用内容效度指数(content validity index，CVI)作为内容效度评价值标，CVI取值在0~1之间，值越高说明条目的代表性越好^[15]。采用探索性因素分析及验证性因素分析来评价量表的结构效度。采用PSCNI作为效标，评价量表的效标关联效度。采用内部一致性信度和重测信度来评价效度的信度。

采用SPSS 17.0软件进行量表项目分析、直线相关分析、内容效度和效标关联效度及探索性因素分析，采用AMOS16.0进行验证性因素分析。

采用极端组检验法和题目总分相关法进行项目分析。将高分组和低分组在14个条目得分上进行独立样本t检验。结果显示，2组被试对象得分差异有统计学意义(P < 0.01)。中文版NSCI所有条目与量表总分存在明显相关性(r=0.622~0.790，P < 0.01)。

6位专家评价中文版NSCI量表各条目的CVI值为0.84~1.00，量表CVI值为0.954，在可接受范围内。

对14个条目的因素分析进行可行性检验，结果显示，KMO=0.910，Bartlett′s球形检验χ²=2 445.79，df=91，P < 0.01。适合进行进一步分析。采用主成分分析法、方差最大正交旋转法进行探索性因素分析，最终产生根植大于1的因子3个，碎石图提示抽取3个因素合适，方差解释率为67.11%(见表 1)。因素一命名为照护，包括原量表中照护维度和知识维度的条目，因素二命名为领导力，因素三命名为同事关系。后两个因素的条目与原量表相同。

为进一步判断探索性因素分析所得到中文版NSCI因子结构的合理性，采用AMOS16.0进行验证性因素分析，并对不同模型进行比较。根据本研究中探索性因素分析和文献中的结果，建立三个假设模型：模型1(M1)按照本研究中三因素模型；模型2(M2)按照台湾的CHANG等^[11]划分的两因素模型；模型3(M3)按照原量表中四因素模型(见表 2)。综合分析发现M1的拟合较好。

采用PSCNI作为效标，与中文版NSCI的得分进行相关分析。结果显示中文版NSCI及所属三因素与效标量表及其各维度的得分均呈明显正相关关系(P < 0.01)(见表 3)。

中文版NSCI总量表的内部一致性系数为0.918，因素一(照护)的内部一致性系数为0.881，因素二(领导力)的内部一致性系数为0.884，因素三(同事关系)的内部一致性系数为0.742。2周后的总量表、三个因素的重测信度分别为0.943、0.922、0.882、0.736。

目前，国外学者研制了多种量表对护士的职业自我概念进行测量，如ARTHUR等^[12]编制的30条目的PSCNI，COWIN等^[16]编制的36条目的护士自我概念问卷，ANGEL等^[11]编制的NSCI等。前两者已由国内学者^{[13, 17]}进行了翻译和修订。NSCI是在前两个量表的基础上编制而成，与前两者相比，NSCI是专门针对在校护理专业学生研制的职业自我概念评估工具，且具有条目少、结构简单、易于为被调查者所接纳的优点，此外，NSCI在编制的过程中还对一些偏向于以英语为母语者的条目进行了调整，使其更适用于以非英语母语者。引进NSCI并进行本土化调适及信效度的检验，将有助于护理教育工作者快速准确地评估学生的专业行为取向，为采取针对性的干预措施提供依据。

本研究结果显示，高分组和第分组被试对象得分差异显著，说明条目间的鉴别度较高。所有条目与量表总分r=0.622~0.790，且存在明显相关性。表明各条目和整体量表间的同质性较高。探索性因素分析发现，中文版NSCI包含有三个因素(照护、同事关系和领导力)，三者共同解释67.11%的变异量。这与原作者的四因素(照护、知识、领导力和同事关系)结构有所不同^[9]。这可能是受不同的文化背景的影响和对概念框架的理解差异造成。针对中国大陆护生的研究中，原量表中知“知识”因子所属条目均被纳入到“照护”因子下。中国大陆的护理教育强调知识和照护技能并重，二者相互结合，不能截然分开，良好的照护病人的能力不仅是指拥有照护病人的技能，还要牢固掌握各种知识。与台湾学者^[11]提出的NSCI两因素结构不同的是，本研究中NSCI量表的同事关系因子被单独提出。这可能是由于大陆地区的护理教育者们在教学过程中尤其注重强调学生在工作过程中要善于培养良好的人际关系。由此，护理本科生将同事关系上升到与照护能力并重的地位。验证性因素分析表明，修正后的M1在各项指标上拟合最佳，表明修订后的NSCI具有良好的结构效度。在效标度方面，本研究结果显示中文版NSCI与PSCNI量表得分呈明显正相关关系，表明修订后的量表具有良好的效标关联效度。

在信度方面，本研究中总量表的内部一致性信度为0.918，这与原量表和台湾学者的研究基本一致^{[9, 11]}。三个因素的内部一致性信度为0.742~0.884。2周后总量表及三个因素的重测信度分别为0.736~0.943，这表明总量表及三个分量表均具有较理想的内部一致性信度和重测信度。

综上，中文版NSCI条目简单，语言通俗易懂，具有较好的结构效度、效标关联效度、内部一致性信度和重测信度，可以作为测量护理本科生职业自我概念的有效工具。但本研究仍存在有一定的局限性，主要在于仅选取了一所医学院的在校护理本科生，样本覆盖面不足，代表性欠佳，取样的广度和深度有待于在未来研究中进一步扩展。