TUTKIMUKSEN LUOTETTAVUUS

Tutkimuksen luotettavuutta on arvioitu jokaisessa osastutkimuksen vaihees-sa useilla eri menetelmillä. Tutkimuksen luotettavuutta lisäsivät erilaisten tutkimus- ja analyysimenetelmien käyttö. Määrällisessä tutkimuksen luo-tettavuutta tarkasteltiin mittaamisen, aineiston keruun ja tulosten suhteen.

Mittarin luotettavuuden arviointiin kiinnitettiin tässä tutkimuksessa erityistä huomioita, koska mittarin luotettavuus määrittelee tulosten luotettavuuden.

(Metsämuuronen 2009.) Lisäksi arvioitavina ovat otos ja sen kattavuuden näkökulmat (Boateng ym. 2018). Tässä tutkimuksessa aineisto osastonhoita-jilta kerättiin kolmessa keskussairaalassa ja kaikissa viidessä yliopistosairaa-lassa. Näin saatiin kattava otos eri puolilta Suomea, mikä lisää tutkimuksen luotettavuutta. Toisaalta tutkimuksen luotettavuutta heikentää kato (Nulty 2008), jota tässäkin tutkimuksessa esiintyi. Hoitohenkilökunnan ja potilasai-neiston osalta tutkimuksen luotettavuutta lisäävät tutkijan vierailut tutkimu-sorganisaatioissa ja informaatiotilaisuudet hoitotyön johtajille. Laadullises-sa tutkimusosuudesLaadullises-sa luotettavuutta arvioitiin tutkimuLaadullises-saineiston, aineiston analyysin ja raportoinnin näkökulmista. Laadullisessa tutkimuksessa otos ei kuitenkaan pyri edustamaan koko perusjoukkoa (Holloway & Galvin 2017) ja aineiston analyysi on tutkijan tulkintaa. Tutkimuksen luotettavuutta paran-sivat aineiston saturaatio ja huolellinen raportointi (Vaismoradi ym. 2013).

Osatutkimus 1

Mittarissa käytetyn käsitteen, osastonhoitajan johtamistoiminnan sisältö, määrittelemiseksi tehtiin systemoitu kirjallisuuskatsaus, jonka perusteella käsite operationalisoitiin mitattaviksi muuttujiksi eli väittämiksi. Katsauksen luotettavuutta lisää, että hauissa käytettiin tietoasiantuntijan apua, ja hei-kentää se, että sen teki yksi tutkija. Osastonhoitajista koostuva asiantuntija-paneeli arvioi Osastonhoitajan johtamistoiminnan sisältö -mittarin sisältöä.

Luotettavuutta olisi lisännyt sisällön validiteetti -indeksin (Content validity index, CVI) käyttäminen paneelissa (Polit & Beck 2012). Asiantuntijat kuiten-kin vastasivat kyselyyn, joissa heitä pyydettiin arvioimaan mittarin sisältöä ja selkeyttä, väittämien oikeellisuutta ja kyselyn täyttämiseen kuluvaa aikaa.

Näin saatiin vastaajien arvio mittarin oikeellisuudesta ja selkeydestä. Lisäksi

mittari esitestattiin. Kaikki nämä mittarin kehittämisen vaiheet lisäsivät sen ilmivalideettia (face validity). Mittarin käsitevaliditeettia (construct validity) arvioitiin pääkomponenttianalyysin (PCA), eksploratiivisen faktorianalyysin (EFA) ja konfirmatorisen faktorianalyysin (CFA) avulla. Pääkomponenttiana-lyysi soveltui menetelmäksi alkuvaiheessa, koska se perustuu muuttujien väliseen korrelaatioon (> 0,3) eikä edellytä suurta otoskokoa eikä myöskään normaalista jakautumista (Metsämuuronen 2009; Tabachnick & Fidell 2014).

Myöhemmässä vaiheessa faktorianalyysit soveltuivat, koska niiden taustalla oli jo teoria. Rakenneyhtälömallissa (SEM) tarkasteltiin regressioanalyysin avulla faktorien välisiä kausaalisuhteita. Mittarin sisäisen johdonmukaisuu-den (reliability) arviointimenetelmänä käytettiin Cronbachin alfa -kerrointa, joka oli välillä 0,554−0,890 ja 0,605−0,851, mikä osoittaa kohtuullista ja hyvää tasoa (Field 2013; Kline 2016). Rakenneyhtälömallin hyvyyttä testaavat tun-nusluvut (IFI=0,954, CFI=0,951 ja RMSEA= 0,048) olivat myös hyväksyttävällä tasolla ja osoittivat, että tässä tutkimuksessa aineisto tuki saatua mallia. Esi-testaus, kahden erillisen aineiston kerääminen, mittarin ensimmäinen tes-taaminen ja toinen testes-taaminen suuremmalla aineistolla lisäsivät mittarin luotettavuutta. (Metsämuuronen 2009; Tabachnick & Fidell 2014). Kuitenkin mittari on uusi, ja sen validiteetin ja reliabiliteetin lisäämiseksi sitä on vielä testattava lisää.

Otoskoon määrittelemisen menetelmänä käytettiin mukavuusotantaa.

Pillottitutkimuksen aineisto kerättiin sähköisenä kyselynä osastonhoitajilta (N=104) kolmessa keskussairaalassa. Vastausprosentti oli 58,65 % (n=61), mikä on hyvä tulos ja edustaa hyvin kyseisten organisaatioiden osastonhoi-tajia. Huomioon otettavaa on, että osastonhoitajien määrä sairaalan henki-lökunnasta on varsin pieni verrattuna muuhun henkilökuntaan. Toinen osas-tonhoitajilta (N=756) kerätty aineisto oli suurempi, mutta vastausprosentti jäi suhteellisen matalaksi 27,38 % (n=207). Kirjallisuuden mukaan jokaista väittä-mää kohden tulisi olla vähintään 3−5 vastaajaa, mikä olisi tarkoittanut tässä tutkimuksessa vähintään 261−435 vastaajaa (Watson & Thompson 2006). Se olisi lisännyt tutkimuksen luotettavuutta. Kuitenkin rakenneyhtälömallissa (SEM) otoskoko määräytyy arvioitavien parametrien eikä mittarissa olevien muuttujien määrän mukaan. Riittävä otoskoko pienissä ja keskisuurissa mal-leissa on keskimäärin 200, joten SEM sopi hyvin analyysimenetelmäksi myös

tämän tutkimuksen aineistossa. (Kline 2016.) Myös Kaiser-Meyer-Olkin testi (0,711) osoitti otoksen olevan olevan sopiva analyyseille (Tabachnick & Fidell 2014; Watson & Thompson 2006). Lisäksi vastaajat edustivat osastonhoitajia kaikista yliopistosairaaloista ja kolmesta keskussairaalasta eri puolilta Suo-mea, joten otos edusti jossain määrin erkoissairaanhoidon osastonhoitajia.

Osatutkimus 2

Toisessa osatutkimuksessa käytettiin tutkimuksessa kehitettyä Osastonhoi-tajan johtamistoiminnan sisältö -mittaria ja sen testaamiseksi ensimmäisessä vaiheessa osastonhoitajilta kerättyä aineistoa. Sen lisäksi aineisto työtyytyväi-syydestä hoitohenkilökunnalta (N=3225) kerättiin Kuopio University Hospital Job Satisfaction Scale KUHJSS -mittarilla (Kvist ym. 2012; Kvist, Mäntynen,

& Vehviläinen-Julkunen 2013) sähköisenä kyselynä. KUHJSS -mittarin luotet-tavuutta on arvioitu useilla eri menetelmillä useissa aiemmissa tutkimuk-sissa, joissa Crohnbachin alfa -arvot ovat olleet välillä 0,64−0,92 (Kvist ym.

2012; Kvist, Mäntynen, & Vehviläinen-Julkunen 2013; Ylitörmänen ym. 2018).

Aineisto potilailta (N=3050) kerättiin alun perin Kuopion yliopiston ja Kuo-pion yliopistollisen sairaalan yhteistyössä kehitetyllä Ihmisläheinen hoito -mittarilla. Tässä tutkimuksessa käytettiin sen uudistettua versiota Revised Humane Caring Scale (RHCS) (Kvist ym. 2014; Voutilainen ym. 2014). Tämän mittarin Crohnbachin alfa -arvot ovat aikaisemmissa tutkimuksissa olleet välillä 0,717−0,884 (Kvist ym. 2013), 0,64−0,95 (Kvist ym. 2014), 0,563−0,864 (Voutilainen ym. 2014) ja 0,775−0,946 (Launonen ym. 2020). Sekä KUHJSS- että RHCS-mittareiden laaja käyttö ja aikaisempi validointi lisäävät tämän tutkimuksen luotettavuutta.

Osastonhoitajien johtamistoiminnan ja hoitotyön tulosten yhteyttä tarkas-teltiin kovarianssianalyysin avulla. Kovarianssianalyysi osoittautui sopivaksi menetelmäksi tutkia ryhmien välisiä eroja ja tuloksena löydettiin useita tilas-tollisesti merkitseviä malleja (Field 2013; Metsämuuronen 2009; Tabachnick &

Fidell 2014). Tutkimus tuotti useita suoria ja epäsuoria yhteyksiä taustamuut-tujien (sairaala ja hoitajien määrä), kovariaattien (osastonhoitajien johtamis-toiminnan, hoitajien työtyytyväisyyden ja potilastyytyväisyyden osa-alueet ja lääkepoikkeamat) ja selitettävien muuttujien (hoitajien työtyytyväisyyden ja potilastyytyväissyyden osa-alueet ja lääkepoikkeamat) välillä, ja osoitti siten

näiden suhteiden kompleksisuuden.Tutkimuksen tilastollisissa menetelmis-sä konsultoitiin ja tehtiin yhteistyötä tilastotieteen asiantuntijan kanssa, mikä lisäsi käytettyjen menetelmien valinnan ja tulosten tulkinnan luotettavuutta.

Yhteensä 306 hoitajaa (n=306) kaikista vastanneista (40,48 %) ja potilaista 651 (n=651, 84,22 %) sisältyi kriteereihin. Kriteerien mukaan mukana tulee olla vähintään kolme hoitajaa ja potilasta sekä osastonhoitaja samasta yksi-köstä vastaamassa kyselyihin. Yhteensä mukana lopullisessa analyysissä oli 28 yksikköä (n=28). Yhdessä yksikössä oli kaksi osastonhoitajaa, mistä syystä osastonhoitajien määrä oli 29 osastonhoitajaa (n=29). Hoitajat edustivat mel-ko hyvin ja potilaat erittäin hyvin tutkimusyksiköitä. Huomioitavaa on, että tässä osatutkimuksessa tarkasteltiin yhtä osastoa toimintayksikkönä, minkä vuoksi osastonhoitajia ei voi olla juurikaan enempää.

Tässä tutkimuksessa kaikkien kyselyjen tulosten luotettavuutta heikensi, että arviot olivat kyseisen henkilön omia subjektiivisia kokemuksia väittämis-tä eivätkä siten objektiivisesti mitattavissa. Vastauksiin on voinut vaikuttaa juuri senhetkinen työ- tai henkilökohtainen tilanne, ilmapiiri, kiire ja kuormi-tus. Toisaalta vastaajiien odotetaan vastaavan rehellisesti omien tuntemus-ten ja tulkintojen mukaan, ei toiveiden tai odotustuntemus-ten mukaan.

Rekisteriaineistot yksiköissä todetuista lääkepoikkeamista analysoitiin HaiPro-rekisteritiedoista. Haipro-rekisteritietojen luotettavuutta vähentää, että lääkepoikkeamien ilmoittaminen perustuu hoitohenkilökunnan omaan aktiivisuuteen ja rehellisyyteen. On mahdollista, että kaikkia havaittuja lääke-poikkeamia ei ole ilmoitettu rekisteriin. Vaikka suuri työkuormitus ja stressi lisäävät lääkepoikkeamien määrää on mahdollista, että samasta syystä myös niitä jää raportoimatta (Schroers ym. 2021).

Osatutkimus 3

Osatutkimuksessa 3 aineisto kerättiin osastonhoitajilta yhdellä avoimella ky-symyksellä Osastonhoitajan johtamistoiminnan sisältö -mittarin toisen vali-doinnin yhteydessä. Laadullisen tutkimuksen validiteettia voidaan arvioida arvioimalla, saatiinko tutkimuskysymykseen vastaus aineistolla (Holloway &

Galvin 2017). Tässä tutkimuksessa kysymys ja aineisto vastasivat toisiaan.

Vastauksia saatiin 133 osastonhoitajalta (n=133). Laadullisen aineiston luo-tettavuutta lisäsi runsas vastaaja määrä. Luoluo-tettavuutta puolestaan heikensi,

että useat vastaukset olivat melko lyhyitä. Tätä voidaan selittää sillä, että avoin kysymys oli pitkän kyselytutkimuksen viimeisenä kysymyksenä. Ole-tettavasti samasta syystä kuitenkin saatiin sisällöltään varsin rikas aineisto.

Kysely ikään kuin viritti vastaajat pohtimaan nykyistä johtamistoimintaansa ja saamaan ideoita Osastonhoitajan johtamistyö tulevaisuudessa -kysymyk-seen. Vastauksien pituudesta huolimatta vastauksia tuli runsaasti ja aineiston saturaatio täyttyi.

Analyysin luotettavuutta lisäsi tekstiin huolellinen perehtyminen ja lukemi-nen, selkeä koodaaminen värein (Holloway & Galvin 2017). Laadullisen aineis-ton analyysissä on aina tutkijan tulkintaa, ja niin oli tässäkin tutkimuksessa.

Kuitenkin tutkija pyrki säilyttämään objektiivisuutensa, ja aineistoa luettiin ja teemoiteltiin useaan otteeseen, kunnes lopulliset teemat muodostuivat.

Menetelmä myös vähensi lineaarisuutta ja siten tulkinnan rajoittuneisuutta.

Tulosta heikentää, että yksi tutkija suoritti analyysin, ja lisää se, että tutkimus-ryhmä luki ja kommentoi analyysiä sen eri vaiheissa. (Vaismoradi ym. 2013).

Vaikka laadullisessa tutkimuksessa analyysi on tutkijan tulkintaa aineistosta, tässä tutkimuksen luotettavuutta lisäsi koko prosessin huolellinen, tarkka ja rehellinen kuvaus ja alkuperäisten ilmausten raportointi. (Holloway & Galvin 2017).

Tämän tutkimuksen tulokset ovat ainutlaatuisia, koska vastaavaa tutki-musta ei tiettävästi ole aikaisemmin tehty. Koska mittari oli uusi ja tässä tut-kimuksessa kehitetty ja tutkimusasetelma kaikkineen oli uusi, eivät tulokset ole suoraan verrattavissa aiempiin tutkimuksiin eikä aiempien tutkimusten tuloksia voi siten hyödyntää suorasti vahvistamaan saatuja tuloksia. Tämä heikentää tutkimuksen tulosten luotettavuutta. Tutkimuksen luotettavuut-ta kuitenkin lisää tutkijan huolellinen paneutuminen aiheeseen, aineistoon, analyyseihin ja tulosten tulkintaan.