مقدمه
درمان‌های مکمل و جایگزین گروهی از منابع شفابخش هستند که توأم با طب مرسوم برای القای احساس خوب ‌بودن در کنار طب مدرن قابل استفاده‌اند [1]. فراوانی استفاده از این‌گونه روش‌های درمانی، قابل توجه و در حال افزایش است [2]. شیوع استفاده از حداقل یکی از درمان‌های مکمل در طول یک دوره 12ماهه در کره 74 [3] و در ژاپن 80 درصد برآورد شده است [4]؛ این رقم در کشورهای اروپایی بین 10 تا 40 درصد [5] و در یک مطالعه محلی در غرب ایران 8/79 درصد گزارش شده است [6].
صرف نظر از عموم جمعیت، درصد قابل توجهی از بیماران نیز از روش‌های مکمل استفاده کرده یا متقاضی استفاده از آن‌ها هستند [7]. شیوع استفاده از این‌گونه درمان‌ها در بیماران مبتلا به سرطان در ترکیه 96 درصد [8] و در جنوب ایران 4/94 درصد تخمین زده شده است [9].
در رابطه با گرایش به سمت استفاده از درمان‌های مکمل، بیماران بستری نیز مستثنا نیستند [7]. مطالعات انجام‌شده در سطح ملی و بین‌المللی حاکی از آن است که درصد قابل توجهی از بیماران بستری، متقاضی استفاده این درمان‌ها هستند؛ اما غالب آن‌ها تحت نظر پرسنل بهداشتی‌درمانی، این‌گونه درمان‌ها را دنبال نمی‌کنند [11 ،10] و این مسئله سبب می‌شود که درصد زیادی از آن‌ها در دام افراد سودجو گرفتار شده و یا مسائل و مشکلات عدیده نظیر تداخل دارویی و عوارض غیر قابل ‌برگشت ناشی از استفاده نادرست را تجربه کنند [12]. بنابراین به موازات تغییر در ذائقه مردم، لازم است پرسنل بهداشتی‌درمانی وارد عمل شده و در راستای پاسخ به نیاز بیماران، در عملکرد حرفه‌ای خویش از این‌گونه روش‌ها بهره گیرند.
در نظام سلامت، در رابطه با گرایش به سمت درمان‌های مکمل، به‌ منظور پاسخ به نیاز جامعه، پرسنل پرستاری دارای جایگاهی ایده‌آل، منحصربه‌فرد و استراتژیک هستند و با توجه به توانمندی‌ها و نقش حمایتی، مراقبتی و مشاوره‌ای خود می‌توانند در ارتقای استفاده ایمن و مؤثر از روش‌های درمانی مکمل در بخش درمان و مراقبت، پیشرو باشند [14 ،13]. در این راستا مدیران پرستاری باید تلاش کنند تا زمینه ادغام این درمان‌ها را با مراقبت‌های پرستاری معمول فراهم کنند. به این منظور لازم است در گام نخست وضعیت موجود در ارتباط با استفاده پرسنل پرستاری از درمان‌های مکمل در عملکرد بالینی و عوامل مؤثر بر آن ارزیابی شود.
در بین عوامل احتمالی تأثیرگذار، باور و نگرش نسبت به CAM، عامل مهمی است که در برخی مطالعات مربوط به استفاده حرفه‌ای پرسنل بهداشتی‌درمانی از درمان‌های مکمل، تأثیر مثبت آن مورد تأکید قرار گرفته است [16 ،15]. در چندین مطالعه، تأثیر باورهای رفتاری، باورهای کنترلی و باورهای هنجاری بر قصد شاغلین برخی از حِرف بهداشتی‌درمانی در استفاده از درمان‌های مکمل برای مددجویان خود، قابل توجه گزارش شده است [16 ،15]. صرف نظر از مطالعات انجام‌شده در حوزه طب مکمل، در تئوری‌های پیش‌بینی‌کننده رفتارهای بهداشتی نیز مهم‌ترین عامل پیشگویی‌کننده رفتار، باور و نگرش معرفی شده است [15]. بنابراین در بررسی وضعیت موجود، مدیران پرستاری باید به اهمیت بررسی باور و نگرش پرستاران نسبت به CAM واقف باشند.
 بار معنایی دو مقوله باور و نگرش، قدری متفاوت و البته مکمل یکدیگر هستند. در اصل، نگرش دیدگاهی است که مبتنی بر باور شکل می‌گیرد [17]. بنابراین برای سنجش و اندازه‌گیری این مفاهیم، وجود ابزاری مناسب ضروری است. در این زمینه مناسب‌ترین ابزار، ابزاری است که ابعاد مختلف باور و نگرش را دربر گیرد و به عبارت بهتر، مبتنی بر تئوری‌های شکل‌دهنده رفتار بهداشتی که دارای این ویژگی هستند، طراحی شود [18].
 تئوری رفتار برنامه‌ریزی‌شده در چند مطالعه به ‌عنوان چارچوب مفهومی جهت پیشگویی استفاده حرفه‌ای پرسنل بهداشتی‌درمانی از درمان‌های مکمل مورد استفاده قرار گرفته است [16 ،15]. این تئوری در مقایسه با سایر تئوری‌های پیش‌بینی‌کننده رفتارهای بهداشتی شکل ساده‌تری داشته، قابل فهم‌تر و درعین‌حال جامع‌تر بوده و به محدوده وسیع‌تری از ابعاد مختلف باور و نگرش توجه دارد [18]. بر اساس این تئوری، یکی از اساسی‌ترین عوامل پیشگویی‌کننده قصد رفتار بهداشتی، «باور و نگرش نسبت به آن رفتار» است. این تئوری بیان می‌کند که باورهای رفتاری، باورهای هنجاری و باورهای کنترلی روی قصد انجام رفتار تأثیر می‌گذارند و قصد رفتار، بهترین پیشگویی‌کننده احتمال انجام آن رفتار است [17]. این در حالی است که سازه‌های این تئوری، دربرگیرنده غالب مؤلفه‌های مطرح در سایر تئوری‌های پیش‌بینی‌کننده رفتارهای بهداشتی نیز هستند [19]؛ مورد اخیر نیز از نقاط قوت تئوری مورد‌نظر است.
مطالعات گویای آن است که تاکنون چندین ابزار جهت سنجش نگرش نسبت به درمان‌های مکمل در گروه‌های مختلف از تیم بهداشتی‌درمانی طراحی شده و مورد استفاده قرار گرفته که از بین آن‌ها می‌توان به ابزار CAIMAQ‌ [20]، IMAQ‌ [21]، CHBQ‌ [22]، I-CAM-Q‌ [23]، PATCAT‌ [15]، NrCAMK&A‌ [24]، MERSQI‌ [25] و CACMAS‌ [26] اشاره کرد. برخی از این ابزارها، ویژه سنجش نگرش در پزشکان یا دانشجویان پزشکی [22 ،21]، برخی خاص روان‌شناسان [15]، برخی ویژه گروه‌هایی از پرستاران شاغل در بعضی از بخش‌های تخصصی [24] و برخی نیز به‌ طور عام، ویژه کلیه شاغلین حِرف بهداشتی‌درمانی [21] طراحی شده‌اند. البته برخی از ابزارهای مذکور نظیر CAIMAQ و CHBQ در مطالعات داخلی به ترتیب به‌ منظور سنجش نگرش در دانشجویان و دستیاران پزشکی و پرستاران و دانشجویان پرستاری مورد استفاده قرار گرفته‌اند [27 ،20].
در ابزارهای مورد‌استفاده در مطالعات بین‌المللی، بیشتر به فلسفه کلی حاکم بر روش‌های مکمل یا دیدگاه کلی فرد نسبت به آن‌ها در مقایسه با طب مرسوم پرداخته شده و کمتر به ابعاد مختلف باور و نگرش توجه شده است [22]. معدود ابزارهایی نیز که دارای گویه‌های مناسب‌تر بوده و مبتنی بر تئوری‌های پیش‌بینی‌کننده رفتار هستند، ویژه گروه‌های شغلی غیر پرستاری‌اند و از ابتدا با هدف بررسی باور و نگرش و مطالعه رفتار استفاده حرفه‌ای از درمان‌های مکمل در پرستاران بالینی طراحی نشده‌اند [15]. در مطالعات ملی در رابطه با پرسش‌نامه‌های اقتباس‌شده، صرف نظر از موضوعات مطرح، فرایند روان‌سنجی مناسبی دنبال نشده است [27 ،20]. در رابطه با ابزارهای طراحی‌شده هم، گاه ابزارهایی طراحی شده‌اند که در آن‌ها لیستی محدود از درمان‌های مکمل مد نظر قرار گرفته و در ارتباط با هر روش، نگرش فرد را با یک سؤال کلی مورد بررسی قرار می‌دهند [27]. 
برخی مطالعات مرتبط انجام‌شده در ایران نیز جهت سنجش این نوع نگرش، از ابزارهایی پژوهشگرساخته با تعداد سؤال اندک در کنار مقوله‌هایی نظیر دانش و یا عملکرد استفاده کرده‌اند [29 ،28]. برخی محدود به زیرگروه‌های خاصی از درمان‌های مکمل بوده و به ‌علاوه، ابعاد مختلف باور و نگرش را نیز مد نظر قرار نداده‌اند [30]. بعضی از ابزارها هم علی‌رغم عنوان مطالعه، دیدگاه فرد را نسبت به این روش‌ها نسنجیده‌اند؛ بلکه دیدگاه فرد را نسبت به زیرساخت‌های برنامه تلفیق درمان‌های مکمل با طب مدرن می‌سنجند [29]. بنابراین درمجموع، غالب ابزارهای موجود به دامنه‌ای بسیار محدود از ابعاد باور و نگرش توجه کرده و بسیاری از آن‌ها خاص سنجش نگرش پرستاران نسبت به درمان‌های مکمل طراحی نشده‌اند.
لحاظ کردن چارچوب نظری مناسب در طراحی ابزارهای موجود، کمتر مورد توجه محققان قرار گرفته و پرسش‌نامه‌ای که ابعاد مختلف باور و نگرش را دربر بگیرد و مختص سنجش باور و نگرش پرسنل پرستاری نسبت به طب مکمل باشد، بر اساس داده‌های ثبت‌شده در پایگاه‌های اطلاعاتی ملی و بین‌المللی در دسترس، در ایران تا کنون طراحی یا بومی‌سازی و روان‌سنجی نشده است. این در حالی است که وجود چنین ابزاری می‌تواند در راستای برنامه تلفیق طب مکمل با برنامه‌های مراقبتی مرسوم، اطلاعات پایه برای دست‌اندرکاران و مدیران فراهم کند و به ‌علاوه مدیران و محققان را در سنجش اثربخشی مداخلات و مدل‌های ارائه‌شده مرتبط یاری دهد؛ بنابراین هدف مطالعه حاضر این بود که بر اساس سازه‌های مطرح در تئوری رفتار برنامه‌ریزی‌شده، ابزار سنجش باور و نگرش نسبت به درمان‌های مکمل ویژه پرستاران شاغل در عرصه‌های بالینی ایران، طراحی و روان‌سنجی شود.
مواد و روش‌ها
این پژوهش مطالعه‌ای روش‌شناسانه، از نوع طراحی و روان‌سنجی ابزار بود که در دو فاز به شرح زیر اجرا شد.
فاز مقدماتی: طراحی نسخه مقدماتی ابزار
در این فاز، اقدام به طراحی ابزار بر اساس رویکرد چهارمرحله‌ای والتز و همکاران [31] شد؛ به این منظور، در مرحله نخست، مفهوم مورد اندازه‌گیری و سازه‌های آن مبتنی بر تئوری رفتار برنامه‌ریزی‌شده، مشخص شد. در مرحله دوم، بر اساس تعریف باور و نگرش مدنظر در TPB، اهداف اندازه‌گیری در سه بُعد اندازه‌گیری باورهای کنترلی، باورهای رفتاری و باورهای هنجاری تعیین و در مرحله سوم، پیش‌نویس اولیه ابزار تدوین شد؛ یعنی کلیه مقالات فارسی و انگلیسی مندرج در پایگاه‌های ملی و بین‌المللی در دسترس نویسندگان مقاله شامل پابمد، اوید، اسکوپوس، وب آو ساینس، مگ ایران، مدکس، ایران داک، نور مگز، سانیس دایرکت، مرکز اطلاعات علمی جهاد دانشگاهی، پرو کوئست، سینال و سیج بدون محدوده زمانی با در نظر گرفتن کلیدواژه‌های پرستاری، مراقبین سلامت، باور، نگرش، ابزار، طب مکمل، درمان‌های مکمل، درمان‌های تلفیقی و غیره مورد مرور نقادانه قرار گرفت و ابزارهای به‌کارگرفته‌شده به ‌منظور سنجش باور و نگرش شاغلین حِرف بهداشتی‌درمانی نسبت به درمان‌های مکمل در آن‌ها مشخص شد؛ گویه‌های ابزارهای موجود نظیر CAIMAQ [20]، IMAQ [21]، CHBQ [22]، I-CAM-Q [23]و غیره از متون مرتبط، گردآوری، بررسی و دسته‌بندی شد و با ادغام موارد هم‌پوشان و حذف موارد نامناسب، در رابطه با تعداد مناسب گویه برای هر حیطه تصمیم‌گیری شد. در مرحله چهار نیز که به مهندسی ابزار اختصاص داشت، شکل نوشتاری گویه‌ها بر اساس سازه‌های تئوری، اصلاح، و روش و قواعد امتیازبندی مشخص شد [31].
 البته در مرحله چهار رویکرد والتز، از اصول طراحی ابزار مبتنی بر تئوری رفتار برنامه‌ریزی‌شده تبعیت شد [32]؛ بدین‌گونه که به‌ منظور شناسایی بهتر بیشترین مزایا و معایب درک‌شده ناشی از رفتار مورد‌نظر، افراد یا گروه‌های مهمی که بر اتخاذ رفتار تأثیرگذارند و موانع و تسهیل‌کننده‌های اتخاذ رفتار، چند سؤال باز از طریق مصاحبه چهره‌به‌چهره از 18 پرستار استفاده‌کننده از درمان‌های مکمل در عملکرد پرستاری بالینی پرسیده شد و از آن‌ها خواسته شد تا دیدگاهشان را در مورد مزایا، معایب، عوامل تسهیل‌کننده، موانع و هنجارهای جامعه در خصوص استفاده از درمان‌های مکمل در مراقبت پرستاری از بیماران بیان کنند. 
سپس با استفاده از نتایج به‌دست‌آمده بر اساس سه سازه نگرش، کنترل رفتاری درک‌شده و هنجارهای انتزاعی که به ترتیب مبتنی بر باورهای رفتاری، باورهای کنترلی و باورهای هنجاری هستند و همچنین با در نظر گرفتن بافت فرهنگی جامعه و ساختار سازمانی بیمارستان‌های ایران، گویه‌هایی که بر اساس ابزارهای موجود طراحی شده بود، توسط تیم تحقیق بازنگری شدند. در رابطه با نمره‌گذاری گویه‌ها نیز بر اساس قواعد مطرح در طراحی ابزار، مبتنی بر تئوری رفتار برنامه‌ریزی‌شده، معیار لیکرت هفت‌تایی (از کاملاً مخالف با نمره یک تا کاملاً موافق با نمره هفت) مد نظر قرار گرفت؛ البته برای سؤالاتی که دارای بار منفی بودند، نمره‌دهی معکوس اعمال شد.
فاز دوم: روان‌سنجی ابزار
این فاز در قالب سه مرحله اجرا شد که به شرح زیر است.

مرحله 1: بررسی روایی صوری و محتوایی
به ‌منظور بررسی روایی محتوایی کیفی و کمی، نسخه مقدماتی پرسش‌نامه طراحی‌شده در اختیار 10 متخصص [33] با تخصص‌های پرستاری، طراحی و روان‌سنجی ابزار، طب مکمل و آموزش بهداشت قرار گرفت. ابتدا در بخش سنجش روایی ابزار به روش کیفی از متخصصان در رابطه با قابل فهم بودن، گرامر، ادبیات، نمره‌دهی، جنبه‌های مهم و اصلی مفهوم مورد‌بررسی، اجزاء و کلیت ابزار و کفایت گویه‌ها و همچنین وضوح و سادگی آن‌ها نظرخواهی شد. بر اساس نظرات جمع‌آوری‌شده، تغییرات لازم در ابزار موردنظر اعمال شد.
برای بررسی روایی محتوایی به روش کمی، از نسبت روایی محتوایی از نوع Strict، شاخص روایی محتوایی و آماره کاپای اصلاح‌شده استفاده شد. در رابطه با هر گویه، CVRStrict با در نظر گرفتن میزان ضرورت، CVI‌ و آماره کاپای اصلاح‌شده نیز با در نظر گرفتن معیار مربوط ‌بودن محاسبه شد [34]. به ‌منظور قضاوت در ارتباط با نتایج CVR ،CVI‌ و آماره کاپای اصلاح‌شده به ترتیب از جدول آیره و اسکالی، شاخص والتز و باسل و دیدگاه پولیت و بک استفاده شد. همچنین به ‌منظور محاسبه CVI کل ابزار نیز S-CVIAverage مد نظر قرار گرفت [34 ،33].
به‌ منظور سنجش روایی صوری به روش کیفی، صرف نظر از بررسی انجام‌شده توسط متخصصان، سؤالات پرسش‌نامه به ‌صورت تک‌به‌تک توسط نویسنده اول مقاله برای 10 پرستار بالینی، به ‌طور جداگانه قرائت شد و برداشت آن‌ها از هر سؤال پرسیده و با منظور اصلی مقایسه شد؛ در صورت وجود ابهام، تناقض یا مشکل در درک گویه‌ها، گویه‌های مورد‌نظر توسط تیم تحقیق اصلاح شدند [34]. در این مرحله از یک ویراستار زبان فارسی نیز کمک گرفته شد.
جهت سنجش روایی صوری کمّی نظرات پرستاران مذکور در ارتباط با اهمیت هریک از گویه‌ها، در یک طیف لیکرت پنج‌گزینه‌ای سؤال‌ها را مطرح و بر اساس آن، امتیاز تأثیر محاسبه شد؛ امتیاز تأثیر بالاتر از 5/1، به ‌عنوان معیار مطلوب‌ بودن گویه تلقی شد [34].


مرحله 2: بررسی روایی سازه (تحلیل عاملی و مقایسه گروه‌های شناخته‌شده) و اثر سقف و کف
برخی صاحب‌نظران تعداد نمونه لازم برای روان‌سنجی ابزار را صرف نظر از تعداد گویه، 300-100 نفر پیشنهاد می‌کنند [35] که در این مطالعه تعداد نمونه 250 نفر منظور شد. اشتغال به فعالیت در بخش‌های بستری (مراقبت مستقیم از بیمار)، سابقه کار حداقل شش ماه در بالین، داشتن مدرک دانشگاهی در رشته پرستاری، عدم ابتلا به اختلالات روان‌شناختی شناخته‌شده، تابعیت ایرانی و موافقت با شرکت در مطالعه، به ‌عنوان معیار ورود منظور شد. عدم تمایل به ادامه همکاری و انصراف از پاسخگویی به پرسش‌نامه در حین تکمیل آن، به ‌عنوان معیار خروج در نظر گرفته شد.
پس از بررسی روایی صوری و محتوایی ابزار و اخذ مجوزهای لازم، نویسنده اول مقاله با ارائه معرفی‌نامه به دفاتر پرستاری بیمارستان‌ها مراجعه و اقدام به نمونه‌گیری کرد. نمونه‌گیری به‌ صورت طبقه‌ای بر اساس بخش‌های بیمارستان‌ها در تیر 1397 انجام شد. 
بخش‌های بالینی مختلف در بیمارستان‌های تحت پوشش دانشگاه علوم‌پزشکی کاشان و لیست پرستاران واجد شرایط شاغل در آن‌ها مشخص و از هر بخش به نسبت تعداد نمونه مورد‌نیاز و تعداد پرستار شاغل در آن بخش، تعدادی نمونه به‌ صورت تصادفی ساده بر اساس جدول اعداد تصادفی انتخاب شدند. برای جمع‌آوری داده‌ها، از پرسش‌نامه اطلاعات جمعیت‌شناختی (سن، جنس، تحصیلات، وضعیت تأهل، سابقه کار، نوع بخش، شیفت کاری غالب و محل سکونت)، نسخه اولیه ابزار طراحی‌شده سنجش باور و نگرش نسبت به درمان‌های مکمل (نسخه تأییدشده در پایان مرحله سنجش روایی صوری و محتوایی) و ابزار تک‌سؤالی سنجش باور و نگرش، در مقیاس یک (کاملاً مخالف) تا هفت (کاملاً موافق) استفاده شد. در ابتدای هر شیفت به بخش مراجعه و پس از جلب رضایت پرستاران واجد شرایط، در رابطه با نحوه تکمیل ابزار، توضیحات کلی برای آن‌ها ارائه شد و در پایان شیفت پرسش‌نامه‌ها جمع‌آوری شد. در صورت عدم تکمیل در رابطه با زمان تحویل، با پرستار مربوطه توافق به عمل آمد. در صورت عدم دسترسی یا عدم همکاری نمونه انتخابی، فردی دیگر از همان بخش به ‌صورت تصادفی جایگزین شد.
در این مرحله پس از جمع‌آوری داده‌ها، ابتدا تحلیل عاملی اکتشافی انجام شد. برای استخراج داده‌ها از روش مؤلفه‌های اصلی با چرخش واریماکس استفاده شد. به منظور تعیین تعداد عوامل، ارزش ویژه بالای یک و نمودار سنگ‌ریزه مد نظر قرار گرفت. حداقل بار عاملی، 5/0 منظور شد و بار عاملی مشترک نیز وجود نداشت. پس از تحلیل عاملی و حذف گویه‌های نامناسب از ابزار، اثر سقف و کف مورد ارزیابی قرار گرفت؛ بدین‌ صورت که بر اساس فراوانی نسبی نمونه‌هایی که بالاترین و پایین‌ترین نمره قابل کسب را داشتند، به ترتیب در رابطه با وجود اثر سقف و کف در ابزار قضاوت شد [36].
روش مقایسه گروه‌های شناخته‌شده نیز برای بررسی روایی سازه نسخه نهایی ابزار استفاده شد؛ بدین ‌صورت که پرستاران بر اساس پاسخ به سؤالی که در مقیاس یک تا هفت، درجه موافقت یا مخالفت آن‌ها را با استفاده از درمان‌های مکمل در مراقبت‌های پرستاری مشخص می‌‌کرد به هفت گروه از کاملاً موافق تا کاملاً مخالف تقسیم شدند و نمره ابزار باور و نگرش در گروه‌ها، مورد مقایسه قرار گرفت.
مرحله 3: سنجش پایایی (همسانی درونی و ثبات)
همسانی درونی کل ابزار طراحی‌شده (نسخه نهایی) و زیرمقیاس‌های آن (عوامل استخراج‌شده در تحلیل عاملی) روی کل نمونه‌های مورد بررسی با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ محاسبه شد.
برای سنجش ثبات ابزار، روش آزمون مجدد به کار گرفته شد؛ بدین‌گونه که برای 20 نمونه (که از بین نمونه‌های مورد بررسی، به‌صورت تصادفی انتخاب شدند) نسخه نهایی ابزار به فاصله یک هفته مجدداً تکمیل ‌شد و ضریب همبستگی بین نمرات حاصل از دو بار بررسی، محاسبه شد [34 ،33]. سپس خطای استاندارد اندازه‌گیری از نوع توافق و با کمترین تغییر قابل تشخیص محاسبه شد [34].
تجزیه و تحلیل داده‌ها
تجزیه و تحلیل با استفاده از نسخه 16 نرم‌افزار SPSS، انجام شد. متغیرهای کمّی با شاخص‌های پراکندگی و مرکزی و متغیرهای دسته‌بندی‌شده با فراوانی مطلق و نسبی توصیف شدند. CVI ،CVR و آماره کاپای اصلاح‌شده برای بررسی روایی محتوایی کمی و ضریب تأثیر برای بررسی روایی صوری کمی استفاده شد. بررسی نرمال‌بودن داده‌های کمی با آزمون کولموگروف ـ اسمیرنوف انجام شد. برای تشخیص مناسب ‌بودن داده‌ها جهت تحلیل عاملی اکتشافی، آماره کایزر ـ مایر ـ الکین و بارتلیت مدنظر قرار گرفت. آنالیز واریانس یک‌طرفه برای مقایسه گروه‌های شناخته‌شده، ضریب آلفای کرونباخ برای بررسی همسانی درونی ابزار و ضریب همبستگی درون‌طبقه‌ای برای بررسی همبستگی نمرات حاصل از دوبار ارزیابی در آزمون مجدد استفاده شد. SEM بر اساس فرمول شماره 1 محاسبه شد که در آن SD انحراف معیار مجموع امتیازات مشاهده‌شده در دو مرحله آزمون و بازآزمون است. همچنین SDC نیز با 95 درصد اطمینان بر اساس فرمول شماره 2 برآورد شد [34]. در کلیه تحلیل‌ها نیز سطح معناداری کمتر از 05/0 منظور شد.
 

یافته‌ها
فاز مقدماتی
پیش‌نویس ابزار، دارای 60 گویه در سه حیطه باورهای رفتاری، باورهای هنجاری و باورهای کنترلی بود؛ حیطه‌های مزبور به ترتیب دربرگیرنده 28، 10 و 22 گویه بودند.
فاز روان‌سنجی
مرحله اول: بررسی روایی صوری و محتوایی
در بخش سنجش روایی محتوایی کیفی، شکل ظاهری برخی از گویه‌ها تغییر داده‌ شد؛ به عنوان مثال گویه «پرستار برای کاربرد بسیاری از درمان‌های مکمل، به اطلاعات تخصصی و پیچیده نیاز ندارد»، جایگزین گویه «کاربرد بسیاری از درمان‌های مکمل توسط پرستاران در مراقبت از بیمار، به اطلاعات تخصصی و پیچیده نیاز ندارد» شد.
در بخش سنجش روایی محتوایی کمّی، CVRStrict سه گویه کمتر از عدد مندرج در جدول آیره و اسکالی بود (حداقل CVR مورد قبول با احتساب 10 نفر متخصص، 8/0 است) که این سه گویه حذف شدند. CVI محاسبه‌شده برای تک‌تک گویه‌ها در محدوده 1-0/8 قرار داشت (حداقل مقدار قابل قبول بر اساس شاخص والتز و باسل، 79/0 است). به ‌علاوه آماره کاپای اصلاح‌شده کلیه گویه‌ها بالای 74/0 (محدوده عالی) بود. همچنین، میزان S-CVIAverage ابزار نیز 97/0 محاسبه شد.

در بخش تعیین روایی صوری کیفی، شکل نوشتاری برخی گویه‌ها تغییر داده شد؛ مثلاً گویه «استفاده از برخی درمان‌های مکمل در بیماران صعب‌العلاج، به پذیرش بهتر بیماری و پیگیری روند درمان توسط آن‌ها کمک می‌کند»، جایگزین گویه «استفاده از برخی درمان‌های مکمل در بیماران صعب‌العلاج، به سازگاری بهتر بیمار با بیماری کمک می‌کند» شد. در بخش تعیین روایی صوری کمّی، امتیاز تأثیر تمامی گویه‌ها به‌ جز یک گویه، بالای 5/1 محاسبه شد که گویه مذکور از ابزار حذف شد. درمجموع بر اساس تغییرات اعمال‌شده در مرحله اول روان‌سنجی، نسخه اولیه ابزار، 56‌گویه‌ای تعیین شد.
مرحله دوم: بررسی روایی سازه (تحلیل عاملی و مقایسه گروه‌های شناخته‌شده) و اثر سقف و کف
در طول مدت نمونه‌گیری، از مجموع 665 پرستار، 257 پرستار واجد شرایط انتخاب شدند؛ از این تعداد، سه نفر با شرکت در مطالعه موافقت نکردند و چهار نفر نیز از تکمیل پرسش‌نامه انصراف دادند و در کل داده‌های 250 نفر آنالیز شد.
میانگین سن نمونه‌ها 85/6±26/33 سال بود. 6/79 درصد زن و 6/47 درصد دارای سابقه کار 10 سال و یا بالاتر بودند (جدول شماره 1).
در رابطه با بررسی قابلیت ابزار (نسخه 56‌گویه‌ای) برای تحلیل عاملی، آماره KMO نشان‌دهنده کفایت تعداد نمونه‌ها بود (875/0)؛ آزمون بارتلیت نیز نشان داد که ماتریس همبستگی بین گویه‌های ابزار مشکلی برای تحلیل ندارد (723/8113=χ2، 0001/0>P). تحلیل عاملی با حذف 14 گویه (گویه‌های 12، 14، 19، 20، 22، 24، 25، 31، 33، 34، 43، 44، 46، 52 و 54)، AA عامل را در ابزار شناسایی کرد. این عوامل تحت عناوین «پیامدهای مربوط به مددجو»، «باورهای هنجاری»، «الزامات اجرایی»، «عملکرد تیم درمان»، «باورهای زیرساختی» و «پیامدهای حرفه‌ای» نام‌گذاری شدند که تبیین‌کننده 284/52 درصد از واریانس کل نمره ابزار سنجش باور و نگرش پرستاران نسبت به درمان‌های مکمل بودند (جدول‌های شماره 2 و 3 و تصویر شماره 1).

در بررسی اثر سقف و کف، فراوانی نسبی حداقل (نمره 42) و حداکثر (نمره 294) نمره ممکن قابل کسب از نسخه نهایی ابزار سنجش باور و نگرش پرستاران نسبت به درمان‌های مکمل، صفر بود.

بر اساس ابزار طراحی‌شده (42 گویه‌ای)، نمره کل باور و نگرش پرستاران (در مقیاس 294-42)، 948/20±81/178 بود که در جامعه مورد نظر با 95 درصد اطمینان بین 213/176 تا 407/181 برآورد شد. نمره پرستاران بر اساس پاسخ به ابزار تک‌سؤالی سنجش نگرش در مقیاس یک تا هفت، 109/1±488/5 محاسبه شد؛ بر اساس آزمون اسپیرمن ـ براون بین نمره ابزار طراحی‌شده و ابزار تک‌سؤالی سنجش باور و نگرش، همبستگی معنی‌دار (0001/0>P) و از نوع مثبت (313/0=r) وجود داشت.
در روش مقایسه گروه‌های شناخته‌شده، آنالیز واریانس یک‌طرفه نشان داد که بین نمره باور و نگرش پرستاران (نمره کسب‌شده از نسخه نهایی 42‌گویه‌ای) بر حسب درجه موافقت یا مخالفت آن‌ها با استفاده از درمان‌های مکمل در مراقبت‌های پرستاری، تفاوت آماری معنادار وجود دارد (85/6=F، 0001/0>P) (جدول شماره 4).

مرحله 3: همسانی درونی و ثبات
در بخش سنجش همسانی درونی، ضریب آلفای کرونباخ کل ابزار، 878/0 محاسبه شد. ضریب آلفای شش عامل «پیامدهای مربوط به مددجو»، «باورهای هنجاری»، «الزامات اجرایی»، «عملکرد تیم درمان»، «باورهای زیرساختی» و «پیامدهای حرفه‌ای» به ترتیب 936/0، 830/0، 863/0، 908/0، 729/0 و 708/0 برآورد شد.

در بخش سنجش ثبات ابزار، ICC بین نمرات آزمون ـ بازآزمون برای کل ابزار، 973/0 بود (989/0-932/0:CI، 0001/0>P). خطای استاندارد اندازه‌گیری، 685/14± و کوچک‌ترین تغییر واقعی قابل تشخیص نیز با 95 درصد اطمینان، 62/10 محاسبه شد.

بحث
در این پژوهش جهت سنجش باور و نگرش پرستاران بالینی نسبت به درمان‌های مکمل ابزاری 42‌سؤالی طراحی شد که از روایی و پایایی مطلوب در جمعیت هدف برخوردار است و می‌تواند نمره باور و نگرش را در مقیاس 42 تا 294 اندازه‌گیری کند.
پیش‌نویس ابزار سنجش باور و نگرش پرستاران نسبت به درمان‌های مکمل بر اساس رویکرد چهارمرحله‌ای والتز و مبتنی بر سازه‌های تئوری رفتار برنامه‌ریزی‌شده تدوین شد؛ بنابراین ابزار طراحی‌شده در مطالعه فعلی به علت برخورداری از زیربنای تئوریک و به‌کارگیری اصول و مراحل طراحی ابزار بر اساس تئوری رفتار برنامه‌ریزی‌شده [32]، در مقایسه با سایر ابزارهای موجود در زمینه سنجش باور و نگرش پرسنل بهداشتی‌درمانی نسبت به درمان‌های مکمل [27 ،20 ،15]، محدوده وسیعی از ابعاد باور و نگرش را شامل می‌شود. صاحب‌نظران معتقدند داشتن یک اساس نظری در تعیین حیطه‌های محتوایی یک ابزار منجر به تولید گویه‌های مناسب شده و در اصل تضمین‌کننده روایی قابل قبول ابزار است [32 ،31].

در بخش سنجش روایی محتوایی، با بهره‌گیری از نظرات متخصصین با زمینه‌های تخصصی مختلف و مرتبط، تغییراتی در ابزار اعمال شد. نسبت روایی محتوایی، شاخص روایی محتوایی و آماره کاپای اصلاح‌شده تمام گویه‌های حفظ‌شده به ترتیب بالاتر از 8/0، 79/0 و 74/0 بود. به ‌علاوه، CVI کل ابزار (S-CVI Average) نیز بالای 90/0 بود. صاحب‌نظران اعتقاد دارند سنجش روایی محتوایی، جهت اطمینان از پوشش همه جوانب مهم و اصلی مفهوم مورد‌نظر، ضروری و مهم بوده و هرچه افراد انتخاب‌شده در این مرحله به موضوع اشراف بیشتری داشته باشند، فرایند تأمین روایی محتوایی مطمئن‌تر پیش می‌رود [33 ،31]. به‌ علاوه، در مواردی که S-CVI Average بیش از 9/0 باشد، نسبت روایی محتوایی کل ابزار مطلوب تلقی می‌شود [34]؛ بنابراین بر اساس مطالب پیش‌گفته ابزار طراحی‌شده از معیارهای لازم برای احراز روایی محتوایی برخوردار است.
در بخش سنجش روایی صوری بر اساس مسائل مطرح‌شده توسط پرستاران بالینی (گروه هدف)، برخی اصلاحات در ابزار انجام شد. همچنین امتیاز تأثیر کلیه گویه‌های حفظ‌شده در ابزار بیش از 5/1 بود. پولیت و همکاران بیان می‌دارند که بررسی روایی صوری از قابلیت درک و فهم گویه‌های ابزار توسط گروه هدف حمایت می‌کند [33]؛ بنابراین می‌توان ادعا کرد مشکلی در درک گویه‌های ابزار طراحی‌شده توسط گروه هدف وجود ندارد و روایی صوری آن مورد تأیید است.
تحلیل عاملی اکتشافی، وجود شش سازه «پیامدهای مربوط به مددجو»، «باورهای هنجاری»، «الزامات اجرایی»، «عملکرد تیم درمان»، «باورهای زیرساختی» و «پیامدهای حرفه‌ای» را در ابزار شناسایی کرد؛ این عوامل، درمجموع قادر به تبیین تغییرپذیری بیش از نیمی از نمره کل بوده و سهم هریک نیز بیش از پنج درصد بود. به علاوه، بار عاملی کلیه گویه‌های بارگذاری‌شده روی عوامل نیز بالای 5/0 بود و بار عاملی مشترک هم وجود نداشت. 
برخی صاحب‌نظران بیان می‌کنند که اگر عوامل شناسایی‌شده در طی یک تحلیل عاملی حداقل 40 درصد واریانس کل را تبیین کنند [37] و هر عامل شناسایی‌شده نیز به‌تنهایی تبیین‌کننده بیش از 5 درصد تغییرپذیری کل باشد [33]، روایی سازه ابزار مسجل است. برخی منابع نیز مطرح می‌کنند برای احراز روایی سازه، عوامل شناسایی‌شده باید حداقل بیش از 50 درصد واریانس کل را تبیین کنند [38]. بنابراین نتایج تحلیل عاملی اکتشافی، حاکی از روایی سازه ابزار مورد‌نظر است. البته بالا بودن بار عاملی گویه‌ها و عدم وجود بار عاملی مشترک نیز از ساختار مطلوب ابزار حمایت می‌کند [34].
محتوای گویه‌های بارگذاری‌شده روی عوامل استخراج‌شده نشان می‌دهد بین این عوامل با مفهوم باور و نگرش مد‌نظر، سازگاری برقرار است؛ به‌گونه‌ای که دو عامل «پیامدهای حرفه‌ای» و «پیامدهای مربوط به مددجو» با سازه باورهای رفتاری؛ سه عامل «الزامات اجرایی»، «عملکرد تیم درمان» و «باورهای زیرساختی» با سازه باورهای کنترلی و عامل «باورهای هنجاری» نیز با سازه‌ای با همین نام در تئوری رفتار برنامه‌ریزی‌شده قابل انطباق است. ساختار این ابزار در مقایسه با بررسی انجام‌شده روی سایر ابزارهای سنجش نگرش نسبت به طب مکمل نظیر IMAQ [21] و CAIMAQ [20] مطلوب‌تر است؛ اما بدیهی است که بررسی ساختار آن با استفاده از تحلیل عاملی تأییدی، اطلاعات بهتر و دقیق‌تری را فراهم می‌کند.
مقایسه گروه‌های شناخته‌شده نشان داد بین نمره باور و نگرش پرستاران بر اساس درجه موافقت یا مخالفت آن‌ها با استفاده از درمان‌های مکمل در مراقبت‌های پرستاری، تفاوت معنادار وجود دارد؛ یعنی ابزار طراحی‌شده قادر به تفکیک پرستاران بر اساس درجه موافقت یا مخالفت آن‌ها با استفاده از درمان‌های مکمل است. مورد اخیر نیز به نفع روایی سازه ابزار است؛ چراکه در این روش ابزار برای گروه‌هایی که انتظار می‌رود در یک صفت ویژه با هم تفاوت داشته باشند به کار رفته و نمرات آن‌ها با هم مقایسه می‌شود؛ در صورتی‌ که تفاوت معنی‌دار مشاهده شود، روایی ساختاری ابزار مورد تأیید است [39].
در مطالعه فعلی، فراوانی نسبی حداقل و حداکثر نمره ممکن قابل کسب از ابزار سنجش باور و نگرش پرستاران نسبت به درمان‌های مکمل صفر بود؛ یعنی ابزار اثر سقف و کف ندارد. این موضوع به نفع کفایت و وجود گویه‌های مناسب در ابزار است. اثر سقف و یا کف هنگامی وجود دارد که بیش از 15 درصد پاسخ‌دهندگان به ترتیب بیشترین یا کمترین نمره قابل دست‌یابی از ابزار را کسب کنند. فقدان اثر سقف و کف، از روایی محتوایی و ثبات ابزار حمایت می‌کند [36].
در مطالعه ما ضریب آلفای کرونباخ کل ابزار 878/0 برآورد شد. فاست و گریتی حداقل ضریب آلفای کرونباخ قابل قبول برای تأیید پایایی ابزار را 7/0 ذکر می‌کنند [35]؛ ضریب آلفای 80/0 و بالاتر نیز خوب تلقی می‌شود [31]. بنابراین ابزار از همسانی درونی مطلوبی برخوردار است.
ضریب همبستگی بین نمرات حاصل از دو نوبت آزمون برابر با 973/0 بود. پولیت و همکاران بیان می‌کنند که ضریب همبستگی بین نمرات حاصل از دو نوبت آزمون، میزان ثبات و تکرارپذیری آزمون را مشخص می‌کند. آن‌ها می‌افزایند ضریب همبستگی بالای 7/0 قابل قبول و ضرایب بالای 8/0 خیلی خوب تلقی می‌شوند [33]. بنابراین عدد محاسبه‌شده حاکی از مطلوب بودن ثبات ابزار طراحی‌شده است و نشان می‌دهد که این ابزار در مقایسه با ابزارهایی نظیر IMAQ و CHBQ از همسانی درونی بالاتری برخوردار است [22 ،21].
در مطالعه حاضر، خطای استاندارد اندازه‌گیری و کمترین تغییر واقعی قابل تشخیص ابزار به ترتیب 68/14± و 6/10 برآورد شد. درواقع اگر آزمون برای فردی مجدد تکرار شود، نمره آن ممکن است به اندازه 68/14 تغییر کند. نظر به اینکه کوچک‌بودن SEM ابزار، مهم است و از ثبات ابزار حمایت می‌کند [34]، با درنظرگرفتن محدوده نمره این ابزار، بر اساس این شاخص محاسبه‌شده نیز می‌توان ثبات و تکرارپذیری و در اصل پایایی آن را مطلوب تلقی کرد.
استفاده از تئوری رفتار برنامه‌ریزی‌شده در تعریف مفهوم باور و نگرش، توجه به اصول و مراحل طراحی ابزار بر اساس تئوری رفتار برنامه‌ریزی‌شده و تنوع واحدهای مورد‌پژوهش از نظر ویژگی‌های فردی و به‌ویژه بخش محل اشتغال، از نقاط قوت مطالعه فعلی است. نبود ابزار مناسب جهت بررسی روایی هم‌گرا و محدود بودن نمونه‌ها به پرستاران شاغل در بیمارستان‌های تابعه دانشگاه علوم‌پزشکی کاشان از محدودیت‌های مطالعه حاضر است. پیشنهاد می‌شود استفاده از ابزار طراحی‌شده برای دانشجویان پرستاری در مقاطع مختلف، مورد ارزیابی قرار گیرد. همچنین در تحلیل‌های آماری، تحلیل عاملی تأییدی نیز لحاظ شود. به ‌علاوه، در مطالعات آتی، تدوین فرم‌های کوتاه ابزار مد نظر قرار گیرد.

نتیجه‌گیری
پرسش‌نامه 42‌سؤالی طراحی‌شده در این مطالعه، ابزاری روا و پایاست و می‌تواند جهت سنجش باور و نگرش پرستاران نسبت به درمان‌های مکمل استفاده‌ شود.
ملاحظات اخلاقی
پیروی از اصول اخلاق پژوهش
این مطالعه با کد IR.KAUMS.NUHEPM.REC.1396.35 در کمیته اخلاق آن دانشگاه تصویب شد. به تمام واحدهای پژوهش اطمینان داده شد که اطلاعات شخصی اخذشده از آن‌ها کاملاً محرمانه تلقی خواهد شد و هر زمان که مایل باشند بدون آنکه مشکلی متوجه آن‌ها باشد، می‌توانند از ادامه همکاری انصراف دهند. جهت شرکت در مطالعه، از کلیه نمونه‌ها رضایت آگاهانه کتبی گرفته شد. 
حامی مالی
مطالعه حاضر بخشی از پایان‌نامه نویسنده اول مقاله در رشته کارشناسی ارشد پرستاری داخلی جراحی در دانشگاه علوم‌پزشکی و خدمات بهداشتی‌درمانی کاشان است و به‌ عنوان طرح تحقیقاتی توسط معاونت تحقیقات و فناوری دانشگاه علوم‌پزشکی کاشان مورد حمایت مالی قرار گرفته است (شماره طرح: 96225، مورخ 22/12/1396).
مشارکت نویسندگان
طراحی مطالعه، جمع‌آوری داده‌‍‌ها و نگارش پیش‌نویس مقاله: نفیسه کاویانی؛ زهراتقربی، خدیجه شریفی و زهرا سوکی: آنالیز و تفسیر داده‌ها، اصلاحات اساسی در پیش‌نویس مقاله، نظارت بر مطالعه.
تعارض منافع
 در این پژوهش هیچ‌گونه تضاد منافعی وجود ندارد.
تشکر و قدردانی
 پژوهشگران مراتب تقدیر خود را از مشارکت‌کنندگان در فاز مقدماتی و مرحله یک فاز روان‌سنجی، کلیه واحدهای پژوهش و معاونت تحقیقات و فناوری دانشگاه علوم‌پزشکی کاشان اعلام می‌دارند.

References
Ben-Arye E, Cassileth B, Heusser P, Afifi F, Saad B, Selvan SR. Complementary and integrative oncology in the cross-cultural region of the Middle East and South Asia. Evidence-Based Complementary and Alternative Medicine. 2012; 2012:940961. [DOI:10.1155/2012/940961] [PMID] [PMCID]
Steel A, McIntyre E, Harnett J, Foley H, Adams J, Sibbritt D, et al. Complementary medicine use in the Australian population: Results of a nationally-representative cross-sectional survey. Scientific Reports. 2018; 8(1):17325. [DOI:10.1038/s41598-018-35508-y] [PMID] [PMCID]
Lee JA, Sasaki Y, Arai I, Go HY, Park S, Yukawa K, et al. An assessment of the use of complementary and alternative medicine by Korean people using an adapted version of the standardized international questionnaire (I-CAM-QK): A cross-sectional study of an internet survey. BMC Complementary and Alternative Medicine. 2018; 18(1):238. [DOI:10.1186/s12906-018-2294-6] [PMID] [PMCID]
Shumer G, Warber S, Motohara S, Yajima A, Plegue M, Bialko M, et al. Complementary and alternative medicine use by visitors to rural Japanese family medicine clinics: Results from the international complementary and alternative medicine survey. BMC Complementary and Alternative Medicine. 2014; 14:360. [DOI:10.1186/1472-6882-14-360] [PMID] [PMCID]
Kemppainen LM, Kemppainen TT, Reippainen JA, Salmenniemi ST, Vuolanto PH. Use of complementary and alternative medicine in Europe: Health-related and sociodemographic determinants. Scandinavian Journal of Public Health. 2018; 46(4):448-55. [DOI:10.1177/1403494817733869] [PMID] [PMCID]
Anbari K, Gholami M. Evaluation of trends in the use of complementary and alternative medicine in health centers in Khorramabad (West of Iran). Global Journal of Health Science. 2016; 8(2):72-6. [DOI:10.5539/gjhs.v8n2p72] [PMID] [PMCID]
Shorofi SA. Complementary and alternative medicine (CAM) among hospitalised patients: Reported use of CAM and reasons for use, CAM preferred during hospitalisation, and the socio-demographic determinants of CAM users. Complementary Therapies in Clinical Practice. 2011; 17(4):199-205. [DOI:10.1016/j.ctcp.2011.05.001] [PMID]
Yalcin S, Hurmuz P, McQuinn L, Naing A. Prevalence of complementary medicine use in patients with cancer: A Turkish comprehensive cancer center experience. Journal of Global Oncology. 2018; 4:1-6. [DOI:10.1200/JGO.2016.008896] [PMID] [PMCID]
Amirmoezi F, Araghizadeh M, Mohebbinia Z, Kamfiroozi R, Haghpanah S, Bordbar MR. Use of complementary and alternative medicine among Iranian cancer patients in south of Iran. International Journal of Cancer Management. 2017; 10(10):e7233. [DOI:10.5812/ijcm.7233]
Hashempur MH, Heydari M, Mosavat SH, Heydari ST, Shams M. Complementary and alternative medicine use in Iranian patients with diabetes mellitus. Journal of Integrative Medicine. 2015; 13(5):319-25. [DOI:10.1016/S2095-4964(15)60196-0]
Christina J, Abigail W, Cuthbertson LA. Nurses’ knowledge and attitudes toward complementary therapies for cancer: A review of the literature. Asia-Pacific Journal of Oncology Nursing. 2016; 3(3):241-51. [DOI:10.4103/2347-5625.189816] [PMID] [PMCID]
Yom YH, Lee KE. A comparison of the knowledge of, experience with and attitudes towards complementary and alternative medicine between nurses and patients in Korea. Journal of Clinical Nursing. 2008; 17(19):2565-72. [DOI:10.1111/j.1365-2702.2007.02065.x]
Chang HY, Chang HL. A review of nurses’ knowledge, attitudes, and ability to communicate the risks and benefits of complementary and alternative medicine. Journal of Clinical Nursing. 2015; 24(11-12):1466-78. [DOI:10.1111/jocn.12790] [PMID]
Salomonsen LJ, Skovgaard L, La Cour S, Nyborg L, Launsø L, Fønnebø V. Use of complementary and alternative medicine at Norwegian and Danish hospitals. BMC Complementary and Alternative Medicine. 2011; 11:4. [DOI:10.1186/1472-6882-11-4] [PMID] [PMCID]
Wilson LAM, White KM, Hamilton K. Predicting psychologists’ intentions to integrate complementary and alternative therapies into their practice. Australian Psychologist. 2013; 48(2):149-58. [DOI:10.1111/j.1742-9544.2011.00058.x]
Godin G, Beaulieu D, Touchette JS, Lambert LD, Dodin S. Intention to encourage complementary and alternative medicine among general practitioners and medical students. Behavioral Medicine. 2007; 33(2):67-79. [DOI:10.3200/BMED.33.2.67-79] [PMID]
Kam LYK, Knott VE, Wilson C, Chambers SK. Using the theory of planned behavior to understand health professionals’ attitudes and intentions to refer cancer patients for psychosocial support. Psycho‐Oncology. 2012; 21(3):316-23. [DOI:10.1002/pon.1897] [PMID]
Ajzen I. The theory of planned behaviour: Reactions and reflections. Psychology & Health. 2011; 29(6):1113-27. [DOI:10.1080/08870446.2011.613995] [PMID]
Taylor D, Bury M, Campling N, Carter S, Garfied S, Newbould J, et al. A review of the use of the Health Belief Model (HBM), the Theory of Reasoned Action (TRA), the Theory of Planned Behaviour (TPB) and the Trans-Theoretical Model (TTM) to study and predict health related behaviour change. London: National Institute for Health and Clinical Excellence; 2006. https://www.researchgate.net/publication/334114235
Soleimani R, Jalali MM, Ahmadi R. [Attitude of clinical medical students and residents of Guilan University of Medical Sciences about complementary and alternative medicine (Persian)]. Research in Medical Education. 2013; 5(1):13-21. [DOI:10.18869/acadpub.rme.5.1.13]
Schneider CD, Meek PM, Bell IR. Development and validation of IMAQ: Integrative Medicine Attitude Questionnaire. BMC Medical Education. 2003; 3:5. [DOI:10.1186/1472-6920-3-5] [PMID] [PMCID]
Lie D, Boker J. Development and validation of the CAM Health Belief Questionnaire (CHBQ) and CAM use and attitudes amongst medical students. BMC Medical Education. 2004; 4:2. [DOI:10.1186/1472-6920-4-2] [PMID] [PMCID]
Quandt SA, Verhoef MJ, Arcury TA, Lewith GT, Steinsbekk A, Kristoffersen AE, et al. Development of an international questionnaire to measure use of complementary and alternative medicine (I-CAM-Q). Journal of Alternative and Complementary Medicine. 2009; 15(4):331-9. [DOI:10.1089/acm.2008.0521] [PMID] [PMCID]
Rojas-Cooley MT, Grant M. Complementary and alternative medicine: Oncology nurses’ knowledge and attitudes. Oncology Nursing Forum. 2009; 36(2):217-24. [DOI:10.1188/09.ONF.217-224] [PMID]
Quartey NK, Ma PHX, Chung VCH, Griffiths SM. Complementary and alternative medicine education for medical profession: Systematic review. Evidence-Based Complementary and Alternative Medicine. 2012; 2012:656812. [DOI:10.1155/2012/656812] [PMID]
McFadden KL, Hernández TD, Ito TA. Attitudes toward complementary and alternative medicine influence its use. Explore (NY). 2010; 6(6):380-8. [DOI:10.1016/j.explore.2010.08.004] [PMID] [PMCID]
Balouchi A, Rahnama M, Hastings-Tolsma M, Shoja MM, Bolaydehyi E. Knowledge, attitude and use of complementary and integrative health strategies: A preliminary survey of Iranian nurses. Journal of Integrative Medicine. 2016; 14(2):121-7. [DOI:10.1016/S2095-4964(16)60245-5]
Adib-Hajbaghery M, Hoseinian M. Knowledge, attitude and practice toward complementary and traditional medicine among Kashan health care staff, 2012. Complementary Therapies in Medicine. 2014; 22(1):126-32. [DOI:10.1016/j.ctim.2013.11.009] [PMID]
Barikani A, Beheshti A, Javadi M, Yasi M. Knowledge, attitude and practice of general practitioners toward complementary and alternative medicine: A cross-sectional study. Acta Medica Iranica. 2015; 53(8):501-6. [PMID]
Rabani Khorasgani S, Moghtadaie L. Investigating knowledge and attitude of nursing students towards Iranian traditional medicine-case study: Universities of Tehran in 2012-2013. Global Journal of Health Science. 2014; 6(6):168-77. [DOI:10.5539/gjhs.v6n6p168] [PMID] [PMCID]
Waltz CF, Strickland OL, Lenz ER. Measurement in nursing and health research. New York: Springer Publishing Company; 2010. https://books.google.com/books?id=1xAdjkR14ocC&dq
Francis J, Eccles MP, Johnston M, Walker AE, Grimshaw JM, Foy R, et al. Constructing questionnaires based on the theory of planned behaviour: A manual for health services researchers. Newcastle upon Tyne, UK: Centre for Health Services Research, University of Newcastle upon Tyne; 2004. https://openaccess.city.ac.uk/id/eprint/1735/
Polit DF, Beck CT. Nursing research: Generating and assessing evidence for nursing practice. Philadelphia: Lippincott Williams & Wilkins; 2012. https://books.google.com/books?id=hFGaSQAACAAJ&dq
Ebadi A, Zarshenas L, Rakhshan M, Zareian A, Sharifnia SH, Mojahedi M. [Principles of scale development in health science (Persian)]. Tehran: Jame’e Negar; 2017. http://opac.nlai.ir/opac-prod/bibliographic/4685542
Fawcett J, Garity J. Evaluating research for evidence-based nursing practice. Philadelphia: F.A. Davis; 2009. https://books.google.com/books?id=PulcOQAACAAJ&dq
Terwee CB, Bot SDM, de Boer MR, van der Windt DAWM, Knol DL, Dekker J, et al. Quality criteria were proposed for measurement properties of health status questionnaires. Journal of Clinical Epidemiology. 2007; 60(1):34-42. [DOI:10.1016/j.jclinepi.2006.03.012] [PMID]
Reio Jr TG, Shuck B. Exploratory factor analysis: Implications for theory, research, and practice. Advances in Developing Human Resources. 2015; 17(1):12-25. [DOI:10.1177/1523422314559804]
Antony MM, Barlow DH, editors. Handbook of assessment and treatment planning for psychological disorders. New York: Guilford Press; 2011. https://books.google.com/books?id=tgCS5i2oRPAC&dq
LoBiondo-Wood G, Haber J, Titler MG. Evidence-based practice for nursing and healthcare quality improvement. St. Louis: Elsevier; 2018. https://books.google.com/books?id=nklmDwAAQBAJ&dq