A vizsgálat célja: két, angolszász nyelvterületen kifejlesztett, az ápolók számítógépekkel és azok egészségügyi alkalmazásával kapcsolatos attitűdjét mérő skála hazai validitását és megbízhatóságát megalapozni.
Módszerek és minta: a 100 főből álló mintát a Vas megyei Markusovszky Kórház és vonzáskörzetébe tartozó egészségügyi intézmények ápolói alkották. A vizsgálatban két, 20 és 22 kérdéses, önkitöltős mérőskálát alkalmaztunk. A megbízhatóságot ún. felezéses módszerrel és a Cronbach-féle alfa (a ) együttható meghatározásával ellenőriztük. A validitás vizsgálatához Varimax elforgatással kiegészített főkomponensű faktor analízist hajtottunk végre.
Eredmények: A válaszadók számítógépekkel kapcsolatos felhasználói ismeretei hiányosak voltak. A felezéses módszer eredménye és a Cronbach-féle alfa (?) együttható meghatározása megfelelő megbízhatóságot és validitást igazolt. A válaszadók döntő többsége időszerűnek tartotta felsőfokú ápolás informatikai képzés bevezetését, valamint szívesen venne részt ápolóknak szervezett informatikai továbbképzésen.
Következtetések, javaslatok: A szerzők úgy vélik, hogy a számítógépekhez történő hozzáállás mérésére a közlésben ismertetett két skála alkalmas, javasolják azok további felhasználását és szélesebb körben történő tesztelését.

Bevezető
     Ma már szinte közhely, hogy az informatika, a tudomány és a gyakorlat fejlesztése elválaszthatatlan egymástól. Az egészségügyi informatika széleskörű elterjedése új lehetőségeket nyit a megbízható adatgyűjtésre alapozott minőségbiztosítási programok megvalósításában, a bizonyítékokra alapozott, költséghatékony ápolási gyakorlat bevezetésében. Számítógépek és az általuk szolgáltatott információk nélkül egyre kevésbé tudunk létezni, ami alól az ápolás sem kivétel. Kérdéses azonban, hogy a különböző képzettségű egészségügyi dolgozók ugyanúgy használják-e a számítógépeket és ugyanúgy látják-e a számítógépek szerepét a mindennapi gyakorlat során.
     Virányi (2001) ismertetett néhány szempontot, ami a fenti kérdésre részben választ adhat. Más szerzők is arra mutatnak rá, hogy a komputer technológia bevezetése nem feszültségmentes, gyakran találkozik az ápolószemélyzet ellenállásával (Hillan, McGuire, és Cooper, 1998). Az ápolók között sokan táplálnak félelmeket a számítógépekkel szemben (Jayasuriya és Caputi, 1996). Vannak, akik kifejezett tehernek tartják a számítógépek használatát (McBride és Nagle, 1996), akadnak azonban olyanok is, akik a számítógépekben a klinikai innováció eszközeit látják (McBride és Nagle, 1996; Sinclair és Gardner, 1999).
     Napjainkban a hazai ápolóképzés elképzelhetetlen ápolóknak szóló informatikai ismeretek oktatása nélkül. Hatékony kórházi menedzsment nem létezhet olyan képzett ápolásvezetők nélkül, akik az infomatikai rendszerek felhasználása terén modern és megalapozott tudással rendelkeznek. Így az ápolók számítógépekkel kapcsolatos viselkedése több szempontból is kulcskérdés lehet. Egy informatikai képzés megtervezésénél elsődleges szempont annak felmérése, hogy milyen a leendő hallgatók hozzáállása a komputer technológiához (Saranto és Leino-Kilpi, 1997; Sinclair és Gardner, 1997, 1999). Ennek ismeretében biztosak lehetünk abban, hogy a program valós igényeket fog kielégíteni és nyitott, innovatív szakembereket képez.
     További szempont, hogy a 90’-es évek közepén az Egészségügyi Minisztérium Ápolási Főosztályának támogatásával, belga minta alapján, elkészült egy Nemzeti Minimum Ápolási Adatbázis. Célja az ápolás mennyiségére és minőségére vonatkozó indikátorok rendszerezett gyűjtése és összegzése. Az adatbázis kiváló eszköz lehetne az ápolás kezében, hiszen segítségével meghatározható lenne egy egységes nemzeti ápoláspolitikai-fejlesztési program (Anderson és Hannah, 1993; Goossen és mtsai, 2000; Rantz, 1995). Az adatbázis fenntartása és használata ápolói feladat lenne. A szerzők úgy vélik, hogy az adatbázis eddigi kihasználatlansága részben az ápoló társadalom informatikai alulképzettségével hozható összefüggésbe.
     Hazánk 1999-től aktívan részt vett a TeleNurse programban is. A program középpontjában egy egységes osztályozási rendszer és ápolási diagnózisok kialakítására alkalmas szoftver kifejlesztése áll, amelynek hazai bemutatása a szakmai közönség számára az év elején történt meg. Ennek gyakorlatban történő felhasználása az ápolók informatikai képzettségétől nagymértékben függ.
     A fenti tények arra késztették a szerzőket, hogy hazai adatok és eszközök hiányában önálló vizsgálatot kezdeményezzenek az ápolók számítógép-felhasználói ismereteinek és a számítógépekhez való hozzáállásuk meghatározására. A jelen közlés ennek a vizsgálatnak az eredményeit mutatja be.

A vizsgálat célja
     A jelen vizsgálat célja két, angolszász nyelvterületen kifejlesztett skála hazai validitásának és megbízhatóságának megalapozása volt. Mindkét skála az ápolók számítógépekkel és azok egészségügyi alkalmazásával kapcsolatos attitűdjének mérésére szolgált. További cél volt az alábbi hipotézisek vizsgálata.

Hipotézisek
1. A válaszadók számítógépekkel és azok alkalmazásával kapcsolatos ismeretei és képességei hiányosak.
2. A válaszadók a számítógépekkel és azok egészségügyi felhasználásával szemben negatív hozzáállást mutatnak.
3. Az életkor növekedésével a számítógépekhez való kedvező hozzáállás csökken.
4. Azok, akik tanultak számítógép kezelést vagy rendelkeznek otthoni számítógéppel, kedvezőbb hozzáállást mutatnak, mint azok, akik nem rendelkeznek számítógépes ismeretekkel és saját számítógéppel.
5. Magasabb végzettség a számítógépekhez való kedvezőbb hozzáállást eredményez.

Minta és módszerek
     A vizsgálatban felhasznált mintát a Vas megyei Markusovszky Kórház és vonzáskörzetébe tartozó egészségügyi intézmények ápolószemélyzetének tagjai alkották. Összesen 100 személy megkérdezésére történt kísérlet. A minta azonosítása és kiválasztása kényelmi mintavételi módszerrel történt, beválasztási kritériumokat nem alkalmaztunk.
     A vizsgálatban két, angol nyelven kifejlesztett, mérőskálát (kérdőívet) alkalmaztunk. Ezeket a szokásos fordítási eljárásokkal ültettük át magyar nyelvre. A kész kérdőíveket tájékoztatóval és demográfiai adatlappal egészítettük ki. A vizsgálatban való részvétel önkéntes és névtelen volt. A kitöltött kérdőíveket postai úton juttatták vissza az adatgyűjtőhöz.
     A vizsgálati hipotézisek igazolásához szükséges statisztikai eljárások szignifikancia szintjét előzetesen 5%-ban határoztuk meg. Az elemzésekhez az SPSS programcsalád 6.1 Windows verzióját alkalmaztuk. Tekintettel a minta kis elemszámára, az eredmények elfogadhatóságát utólagosan statisztikai-erő számításokkal ellenőriztük. A hiányzó adatok pótlására nem tettünk kísérletet.
     A két mérőskála megbízhatóságát ún. felezéses módszerrel és a Cronbach-féle alfa (a ) együttható meghatározásával ellenőriztük. A validitás vizsgálatához Varimax elforgatással kiegészített főkomponensű faktor analízist hajtottunk végre.
     A vizsgálatban alkalmazott önkitöltős mérőskálák egyenként 20 és 22 kérdést tartalmaztak, amelyek az ápolók számítógépekkel és azok egészségügyi felhasználásával kapcsolatos hozzáállására kérdeztek rá  (kérdőív).  Mindkét kérdőív ismert megbízhatósággal és validitással rendelkezett, ezeket angol nyelvterületen élő ápolókkal és ápolást egyetemi szinten hallgatókkal alapozták meg (Jayasuriya és Caputi, 1996; McBride és Nagle, 1996). A skálák összpontszámát az egyes kérdések összeadásával kapjuk meg. A két skála esetében elérhető minimum pontszám értéke 20 és 22, a maximum pontszám 100 és 110. Mindkét skála esetében a magasabb pontszám kedvezőbb hozzáállásnak felel meg. A megbízhatóság vizsgálatához a skálák negatív tartalmú állításait a válaszadó által megjelölt eredeti érték ellenkezőjére kódoltuk át (pl. ha a válaszadó 5-ös jelölt meg, az új kódja 1-es, ha 2-es jelölt meg, az új kódja 4-es lett, stb.).

Eredmények
     A kiosztásra került 100 kérdőívből 85 érkezett vissza, ami 85%-os válaszadói aránynak felel meg. A válaszadók átlag életkora 36,4 (± 9,4) év volt. A mintát 100%-ban nők alkották, 26,5%-uk szakközépiskolát, 51,8%-uk szakosító továbbképzést végzett, 21,7%-uk főiskolai végzettséggel rendelkezett. Település szerinti megoszlásukat tekintve 23,8% falun/községben, 53,6% városban és 22,6% megyeszékhelyen élt. A megkérdezettek 81,2%-a gyakorló ápolóként tevékenykedett, 17,2% jelölte magát ápolási vezetőnek.
     A számítástechnikával kapcsolatos kérdéscsoport eredményei a következők szerint alakultak: a minta 78,8%-a rendelkezett a munkahelyén számítógéphez való folyamatos hozzáféréssel, ugyanakkor csak 38,8% használta a számítógépet gyakorlati munkája során is. Azok, akik gyakorlati munkájuk során használták a számítógépet, naponta átlagosan 27,8 (± 34,1) percig vették igénybe.
     A minta 67,1%-a tanult valamilyen formában számítógépes ismereteket. Ebből a csoportból 31,8% említette a képzés helyeként az intézményt, ahol tanul/tanult. Közel negyedük (27,1%) a munkahelyi továbbképzést jelölte meg válaszában,15,3% magán úton, 11,8% pedig tanfolyamon szerezte az ismereteit. A minta közel 1/3-a 1 hónapnál rövidebb ideig tanult számítógép kezelést (37,5%), 1 és 3 hónap közötti időt 26,8% jelölt meg. Azonos arányban (17,9%) választották a 3 és 6 hónap közötti és a 6 hónapon túli időszakot. Otthoni számítógéppel a minta 25,9%-a rendelkezett.
     A legismertebb operációs rendszernek a Windows 95/98 bizonyult (31,8%), amit a DOS követett (30,6%). A Windows 3.1 verziót ismerték a legkevesebben (16,5%). Az alkalmazások közül a Word for Windows szövegszerkesztő ismertsége 16,5%-os volt, ezt az Excel táblázatkezelő követte (15,3%). Levelező programokat azonban alig említettek (7,1%). A minta 22,4%-a értett egyet azzal az állítással, hogy “nem értek a számítógépkehez”. Az Internet fogalmát 82,4% ismerte, de 76,5% nem tudta, hogyan kell használni.
     A válaszadók döntő többsége (94,1%) egyetértett azzal, hogy az ápolási informatika felsőfokú intézményekben történő önálló oktatása időszerű lenne. Számítógépes ismereteket oktató tanfolyamon a minta 92,9%-a venne részt, amelynek átlagos időtartamát közel azonos mértékben választották 1 hónapnál (41%) vagy 6 hónapnál rövidebbnek (44,9%). Arra a kérdésre, hogy egy ilyen tanfolyamon mit tanulna leginkább, az általános számítógép kezelési ismeretek érték el a legmagasabb válaszadói arányt (49,4%), 18,8%-ban pedig a konkrét - az intézményben használt - program megismerése és az Internet-használat elsajátítása szerepelt (17,6%).
     A két kérdőívre adott válaszok összesítése után a 20 kérdést tartalmazó kérdőíven a válaszadók átlag 65,8 (± 14,3) pontot, a 22 kérdéses kérdőíven átlag 70,3 (± 14,7) pontot értek el. Az elért pontszámok normál eloszlását két módszerrel vizsgáltuk.⁽¹⁾
A kapott eredmények az alábbiak szerint alakultak: kurtosis₂₀ = -0,29 és kurtosis₂₂ = -0,90; skewness₂₀ = -0,06 és skewness₂₂ = 0,03; K-S z₂₀ = 0,52 (p = 0,94) és K-S z₂₂ = 0,53 (p = 0,94). A függelékben ismertetett határértékek alapján megállapítható, hogy a kis mintanagyság ellenére a kérdőívekre adott válaszok normál eloszlást mutattak.

A validitás vizsgálata
     A validitás a mérőskála azon tulajdonsága, ami megmutatja, hogy a skála valóban azt a jelenséget méri, amire tervezték, azaz kizárólag az adott tulajdonság meghatározását végzi el (Polit és Hungler, 1995). A megbízhatósággal szemben a validitás eldöntése kevésbé egyszerű feladat, és a rendelkezésre álló objektív módszerek száma is korlátozott. Azt azonban figyelembe kell venni, hogy a megbízhatóság és a validitás egymástól nem független fogalmak: egy mérőskála, ami nem megbízható, nem lehet valid sem.
     A validitás meghatározása több módszerrel is elvégezhető (Polit és Hungler, 1995). Jelen tanulmányban a kritériummal összefüggő és a szerkezeti validitás vizsgálatát végeztük el.

Eredmények
     A kritériummal összefüggő validitás meghatározásához Pearson-féle korrelációs együtthatót határoztunk meg. A két skála pontszámainak korreláltatása után kapott eredmény (r_20-22 = 0,68, p = 0,02) szoros összefüggést mutatott, ami a megfelelő validitás jele.
     A szerkezeti validitás meghatározásához Varimax (90^o-os szögben történő) elforgatással kiegészített főkomponensű faktor analízist végeztünk⁽⁵⁾ (4. táblázat és 5. táblázat).
     Mindkét táblázatból megállapítható a szignifikáns korrelációs mátrix [(1) és (2) pontok], így a további eredmények értelmezhetők.
A kiválasztott három faktor alatt csoportosuló kérdések a 4. táblázatban összesen 61,1%-os, az 5. táblázatban összesen 60,7%-os magyarázatot nyújtottak a faktorok tartalmára [(3) pont]. Mindkét táblázatban az egyes kérdések és a faktorok közötti szoros faktorsúlyok (korrelációk) is stabil faktor szerkezetre utalnak.
     Az egyes faktorok közös jellemzőjének megnevezése problémát jelentett. A 4. táblázatban [(4) pont] az 1-es és 3-as faktor alatt eltérő témájú állítások kaptak helyet, amelyek közös szerkezetét nehéz lenne eldönteni. Ha a 2-es faktor alatt a 2. számú állítást a kritériumok szerint figyelmen kívül hagyjuk, a 6. és 9. állítás a számítógépesítés betegjogi következményeire utal. Ez tehát közös jellemzője ennek a faktornak, amit “betegjogi veszélyeknek” neveztünk el.
     Az 5. táblázatban ugyancsak a (4) pont alatt az 1-es és 2-es faktor struktúrája megnevezhető, a 3-as faktor elnevezése ismét gondot jelentett. Az 1-es faktor alatt döntően olyan állítások kaptak helyet, amelyek a számítógépesítés és az ápolási gyakorlat viszonyát jellemzik, illetve két kérdés a jogi aspektusra vonatkozik. Ennek a faktornak “A számítógépek befolyása az ápolási gyakorlatra” nevet adtuk. A 2-es faktor állításai még egyértelműbb szerkezetet határoznak meg. Az itt található kérdések mindegyike az ápoló számítógépekkel kapcsolatos személyes viszonyát mutatja, különös tekintettel a felhasználói önbizalomra. Ezt a faktort tehát “Felhasználói önbizalomnak” neveztük el.
     Mindkét táblázat esetében a faktor transzformációs mátrix arról tájékoztat, hogy az egyes faktorok mennyire függetlenek a többitől [(5) pont]. A 4. táblázatban a 2-es és 3-as faktorok közötti kimagaslóan szoros korreláció arra enged következtetni, hogy a 2-es és 3-as faktorok valószínűleg azonos faktort határoznak meg. Az 5. táblázatban mindhárom faktor között jelentős korrelációt észlelhetünk, ami valószínűsíti, hogy a három faktort egy közös faktorral kellene helyettesíteni.

A hipotézisek igazolása
     Az eredmények fejezet első részében bemutatott elemzés igazolja az első hipotézis feltevését. A válaszadók közel negyede érezte úgy, hogy egyáltalán nem ért a számítógépekhez. Jelentős részük nem részesült 1 hónapnál tovább tartó képzésben, ezek is inkább az intézményben használt speciális program megismerésére irányultak. Az utóbbi időben legjobban elterjedt operációs rendszer (Windows 95/98) ismeretét a minta közel harmada említette, a többség továbbra is említ olyan operációs rendszereket, amelyek már elavultak (Windows 3.1) vagy a mindennapi gyakorlatban kevésbé fontosak (DOS). Nagyon kevesen említették a szövegszerkesztésre és táblázatkezelésre alkalmas programok ismeretét. Bár a többség ismerte az Internet fogalmát, a használatát azonban nem. A hiányos ismeretekre vonatkozó hipotézist megerősíti, hogy a döntő többség szívesen venne részt továbbképzésen, ahol elsősorban általános számítógép-kezelési és Internet ismereteket tanulnának.
     A második számú hipotézist nem sikerült megerősíteni. Az eredmények fejezet első részében bemutatott normál eloszlás vizsgálat mindkét skála esetében azt mutatta, hogy a pontszámok nem térnek el a normál görbétől, azaz sem negatív, sem pozitív irányban nincs eltérés. Az ápolók hozzáállása a számítógépekhez mindkét esetben átlagosnak mondható: nem ellenségesek a számítógépekkel szemben, de nem feltétlen támogatják felhasználásukat.
     A harmadik számú hipotézist szintén elutasítottuk. A növekvő életkor és a számítógépekhez való kedvezőtlen hozzáállás közötti összefüggést a jelen mintából nem lehet alátámasztani (r₂₀ = -0,26, p = 0,108 és r₂₂ = -0,26, p = 0,164).
     A negyedik számú hipotézist részlegesen sikerült megerősíteni. A 22 kérdésre felelő válaszadók felosztása után (tanult/nem tanult számítógép-kezelést) szignifikáns különbséget találtunk a számítógép-kezelést tanultak javára (Mann-Whitney z = -2,23, p = 0,02). Ez azt jelenti, hogy azok, akik tanultak előzetesen számítógép-kezelési ismereteket, kedvezőbb hozzáállást mutattak a számítógépekkel kapcsolatban, mint azok, akik sosem vettek részt képzésben. Ugyanilyen eltérést a 20 kérdésre felelő válaszadók között nem találtunk. Ugyancsak nem befolyásolta a hozzáállást az otthoni számítógépek figyelembe vétele.
     Az ötödik számú hipotézis ismét elvetésre került. A mintát végzettség alapján három részre osztottuk fel (szakközépiskola, szakosító továbbképzés, főiskola) és Kruskal-Wallis H próbát végeztünk mindkét kérdőív esetében. Az eredmények alapján nem igazolható, hogy a magasabb végzettség kedvezőbb számítógépekhez való hozzáállást eredményezne (c² ₂₀ = 5,57, p = 0,617 és c²₂₂ = 5,63, p = 0,597).

^{Megbeszélés}
     A jelen vizsgálat célja az ápolók számítógépekkel kapcsolatos attitűdjének mérésére tervezett skálák hazai megbízhatóságának és validitásának megalapozása volt. Az eredmények igazolták, hogy mindkét bemutatott kérdőív megfelelő megbízhatósággal és alátámasztható validitással rendelkezik. A 20 kérdést tartalmazó kérdőív esetében az eredeti közlés 0,90-es Spearman-Brown kiigazított megbízhatóságot közölt (McBride és Nagle, 1996). Ez az érték a jelen közlésben 0,9366 volt (hasonló eredmény összehasonlítás céljából nem állt rendelkezésre a 22 kérdéses skála esetében). Az eredeti közlésben (McBride és Nagle, 1996) elért Cronbach-féle a  értéke 0,92 volt a 20 kérdéses skála esetében, ez az érték a jelen közlésben 0,9192-nek adódott. A 22 kérdéses skálára vonatkozóan az eredeti közlés (Jayasuriya és Caputi, 1996) 0,9040-es megbízhatóságot közölt, a jelen közlésben 0,9089-es értéket mutattunk ki. A fenti egyezések alapján egyértelműen kijelenthető, hogy a két skála a hazai adaptáció során megbízhatónak bizonyult.
     A validitás megalapozása érdekében faktor analízist használtunk. A 20 kérdéses skálára vonatkozó eredeti közlésben (McBride és Nagle, 1996) a három faktor 52,5%-os magyarázatot jelentett a kérdések csoportosítása tekintetében, a jelen közlésben ez 61,1%-os eredményre vezetett. Ugyanakkor a faktorok alatt az eredetitől teljesen eltérő kérdések csoportosultak, ami a hazai minta alacsony elemszámával magyarázható leginkább. A faktor korrelációs mátrix is inkább két, mint három faktor jelenlétét igazolta.
     A 22 kérdést tartalmazó skála esetében az eredeti közlésben (Jayasuriya és Caputi, 1996) a három faktor 90%-os magyarázattal szolgált, a jelen közlésben ez 60,7% volt. A második faktor a két közlésben egy kérdés eltéréssel (16. számú) ugyanazon elemekből állt és hasonló problémakört határozott meg. Nagyfokú egyezést találtunk a két közlés között az első faktorban is, amely mindkét esetben az ápolás és gyakorlat viszonyára utalt. A faktor mátrix eredményei alapján az egyes faktorok stabilitása kérdéses volt a jelen közlésben, amit az alacsony mintanagyságnak tulajdonítunk. A nagyfokú hasonlóság az említett faktorok és közlések között mindenképpen a validitás mellett szól. Ugyancsak a validitás mellett szólt, hogy a két skála korreláltatása után szoros összefüggést találtunk. Megalapozottnak véljük a validitást az előzőekben már említett elv alapján is: egy skála csak akkor mérhet magas megbízhatósággal, ha szerkezete egységesen ugyanarra a jelenségre kérdez rá.
     A számítógépes ismeretekre vonatkozó eredmények mindenképpen felhívják a figyelmet a képzés és a gyakorlat hiányosságaira. A levelező programok ismeretének hiánya megfosztja az ápolókat a kommunikáció legmodernebb eszközétől, az esetek megvitatása és szakmai vélemények megosztása ma már elektronikus úton zajlik (Brennan, 1996). Az Internet korlátlan lehetőségeket biztosít tudományos adatbázisokhoz, elektronikus könyvtárakhoz, és szakmai vitafórumokhoz való hozzáférés tekintetében is. Az egyes ápolók és az ápolás egészének szakmai fejlődését kritikus módon határozza meg az Internet felhasználásának képessége.
     Az elmondottak alapján bíztató, hogy a válaszadók döntő többsége időszerűnek tartaná az ápolási informatika különálló tantárgyként történő oktatását a felsőfokú ápolóképző programokban, és felfokozott érdeklődést mutatnak a továbbképzéseken való részvételre. Ugyancsak bíztató eredmény, hogy a megkérdezettek számítógépekhez való hozzáállása átlagosnak volt mondható, a számítógépek gyakorlati alkalmazásával szemben nyitottságot tapasztaltunk a vizsgált körben.
     A szerzők úgy vélik, hogy a számítógépekhez történő hozzáállás mérésére a közlésben ismertetett két skála alkalmas, javasolják azok további felhasználását és szélesebb körben történő tesztelését.

A vizsgálat korlátai
     Eltekintve a megbízhatóságra és a validitásra vonatkozó eredményektől, a minta jellemzői és a vizsgálati hipotézisek általánosíthatósága korlátozott. A kis elemszám és a nem véletlenszerű kiválasztás mindenképpen az általánosíthatóság ellen szólnak.
     A faktor analízisek tekintetében gondot jelentett az alacsony elemszám, a módszer alkalmazása nem javasolt, ha a mintanagyság nem éri el az 50 főt vagy a kérdésenkénti 5 válaszadót (Munro, 1997). Az eredmények 50 fő alatt is értékelhetőek voltak, de a mintanagyság növelésével tisztább szerkezetet gondolunk elérhetőnek.
     A hipotézisek igazolásához szükséges statisztikai elemzések tekintetében ún. utólagos (post-hoc) statisztikai-erő számításokat végeztünk. Ennek eredménye azt mutatta, hogy az egyes módszerekhez rendelkezésre álló statisztikai-erő 0,26 és 0,63 között változott, ami a megegyezés szerinti 0,80-as határértéktől jóval elmarad (Munro, 1997). Az elemszám növelésével a statisztikai-erő fokozható, ami a hipotézisek vizsgálatában eltérő eredményre vezethet.
     A vizsgálat a szombathelyi Dr. Tiborcz Sándor Egészségügyi Szakdolgozók Önképzését Támogató Alapítvány informatikai továbbképzési programjának kialakításához készült.

Irodalom
1. Anderson, B., Hannah, K. J. (1993). A Canadian nursing minimum data set: a major priority. Canadian Journal of Nursing Administration, 6, 7-13.
2. Cronbach, L. J. (1990). Essentials of psychological testing (5^th Ed.). New York: Harper & Row.
3. Brennan, P. (1996). Computer networks: new tools for nursing practice. Applied Nursing Research, 9, 159-160.
4. Goossen, W. T., Epping, P. J., Van de Heuvel, W. J. et al. (2000). Development of the Nursing Minimum Data Set for the Netherlands (NMDSN): identification of categories and items. Journal of Advanced Nursing, 31, 536-547.
5. Hillan, E. M., McGuire, M., Cooper, M. (1998). Computers in midwifery practice: a view from the labour ward. Journal of Advanced Nursing, 27, 24-29.
6. Jayasuriya, R., Caputi, P. (1996). Computer attitude and computer anxiety in nursing. Validation of an instrument using an Australian sample. Computers in Nursing, 14, 340-345.
7. McBride, S. H., Nagle, L. M. (1996). Attitudes toward computers. A test of construct validity. Computers in Nursing, 14, 164-170.
8. Munro, B. H. (1997). Statistical methods for health care research (3^rd Ed.). New York: J. B. Lippincott.
9. Pett, M. (1997). Nonparametric statistics for health care research. London: Sage Publications.
10. Polit, D. F., Hungler, B. P. (1995). Nursing research. Principles and practice (5^th Ed.). New York: J. B. Lippincott.
11. Rantz, J. (1995). Examining MDS (Minimum Data Set) resident assessments for the impact on public policy. Journal of Long Term Care Administration, 23, 18-21.
12. Saranto, K., Leino-Kilpi, H. (1997). Computer literacy in nursing: developing the information technology syllabus in nursing education. Journal of Advanced Nursing, 25, 377-385.
13. Sinclair, M., Gardner, J. (1997). Nurse teachers’ perceptions of information technology: a study of nurse teachers in Northern Ireland. Journal of Advanced Nursing, 25, 372-376.
14. Sinclair, M., Gardner, J. (1999). Planning for information technology key skills in nurse education. Journal of Advanced Nursing, 30, 1441-1450.
15. Tapsoba, H., Deschamps, J-P., Leclerq, M-H. (2000). Factor analytic study of two questionnaires measuring oral health-related quality of life among children and adults in New Zealand, Germany and Poland. Quality of Life Research, 9, 559-569.
16. Virányi, I. (2001). Informatika az ápolásban: I. rész. Nővér, 14 (1), 19-26.