龐書(shū)勤，鄭麗秀，梅陽(yáng)陽(yáng)，吳異蘭，蔡憐環(huán)，陳芳，周建

(1.福建中醫(yī)藥大學(xué) 護(hù)理學(xué)院，福建 福州 350122； 2.漳州衛(wèi)生職業(yè)學(xué)院 護(hù)理系，福建 漳州363100；3.福建衛(wèi)生職業(yè)技術(shù)學(xué)院 護(hù)理系，福建 福州 350122)

隨著中國(guó)人口老齡化的發(fā)展，醫(yī)療保健的改善和生活質(zhì)量的提高，我國(guó)80歲及以上的老年人口數(shù)迅猛增加。2000年，我國(guó)高齡老年人口為1343萬(wàn)，2013年增加到2733萬(wàn)，預(yù)計(jì)2020年將達(dá)到3067萬(wàn)，2050年將超過(guò)l億[1]。研究[2]表明，失能和半失能多發(fā)生在高齡階段，高齡老人的養(yǎng)老照護(hù)需求量是年輕老人的5倍,而且我國(guó)90%以上的老年人希望在家庭中養(yǎng)老[3]。然而，在家庭規(guī)模小型化、家庭養(yǎng)老能力弱化的背景下，高齡老人的家庭養(yǎng)老勢(shì)必增加家庭成員的照護(hù)負(fù)擔(dān)，也會(huì)增加高齡老人的自我感受負(fù)擔(dān)。自我感受負(fù)擔(dān)(self-perceived burden，SPB)是Cousineau等[4]于2003年提出的概念，其含義是指由于自身的疾病和照護(hù)需求影響到他人而產(chǎn)生的移情擔(dān)憂，從而導(dǎo)致被照顧者的內(nèi)疚、抑郁、痛苦、負(fù)擔(dān)感和自我感覺(jué)降低等。SPB是一個(gè)增加患者負(fù)性情緒、降低生活質(zhì)量的變量[4-5]，以患者為對(duì)象的相關(guān)文獻(xiàn)[6-7]表明，SPB與經(jīng)濟(jì)、照顧負(fù)擔(dān)、年齡、健康狀況等有關(guān)。由此推測(cè)，高齡老人可能是SPB比較嚴(yán)重的群體，但是目前尚未見(jiàn)經(jīng)過(guò)信效度檢驗(yàn)的家庭養(yǎng)老高齡老人的自我感受負(fù)擔(dān)評(píng)估量表。因此，本研究旨在編制適用于我國(guó)家庭養(yǎng)老的高齡老人自我感受負(fù)擔(dān)量表，以期為相關(guān)評(píng)估及干預(yù)提供一個(gè)有效的測(cè)評(píng)工具。

1 資料與方法

1.1 量表的編制

1.1.1 擬定量表草案 成立由1名研究生導(dǎo)師和5名研究生組成的研究小組，在參閱SPB相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，以Cousineau等[4]的SPB理論模型為基本框架，形成家庭養(yǎng)老高齡老人自我感受負(fù)擔(dān)的初始量表。初始量表包括3個(gè)一級(jí)維度(精神負(fù)擔(dān)、經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)、照護(hù)負(fù)擔(dān))、7個(gè)二級(jí)維度(情感負(fù)擔(dān)、心理負(fù)擔(dān)、生活費(fèi)用負(fù)擔(dān)、醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)、日常生活負(fù)擔(dān)、機(jī)能衰退負(fù)擔(dān)、健康管理負(fù)擔(dān))和50個(gè)條目。條目均采用Likert 5級(jí)評(píng)分法，“從不”為1分，“偶爾”為2分，“有時(shí)”為3分，“經(jīng)?！睘?分，“總是”為5分；得分越高，表示自我感受負(fù)擔(dān)越重。

1.1.2 形成初測(cè)量表 采用兩輪Delphi專家函詢對(duì)初始量表的內(nèi)容進(jìn)行修訂。專家入選標(biāo)準(zhǔn)：從事老年護(hù)理工作或參與老年相關(guān)工作的時(shí)間達(dá)5年以上；具有博士學(xué)歷或高級(jí)技術(shù)職稱；愿意接受函詢且有足夠的時(shí)間參與函詢。本研究從全國(guó)8所高校、4所三級(jí)甲等醫(yī)院選取了老年護(hù)理、社區(qū)護(hù)理、護(hù)理管理和健康管理等方面的19名專家進(jìn)行專家函詢，最終全程參與函詢的專家共15名。函詢專家的年齡為30～57歲，平均(49.60±9.73)歲； 博士10名(66.7%)，碩士3名(20.0%)，本科2名(13.3%)；正高級(jí)職稱6名(40.0%)，副高級(jí)職稱7名(46.7%)，中級(jí)職稱2名(13.3%)；函詢專家有13名(86.7%)擁有10年以上的工作年限。

專家函詢共兩輪。第1輪函詢問(wèn)卷包括課題背景簡(jiǎn)介、概念界定、填表說(shuō)明、問(wèn)卷主體內(nèi)容(3個(gè)一級(jí)指標(biāo)、7個(gè)二級(jí)指標(biāo)、50個(gè)三級(jí)指標(biāo))以及專家基本情況調(diào)查。函詢過(guò)程中，專家針對(duì)每個(gè)條目進(jìn)行重要程度評(píng)分，采用 Likert 5級(jí)評(píng)分法，很重要、重要、一般、不重要、很不重要分別記為5、4、3、2、1分。對(duì)第1輪專家咨詢結(jié)果進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，刪除重要性得分均數(shù)<3.50，滿分比<0.20，變異系數(shù)>0.25的條目[8]。結(jié)合專家意見(jiàn)和課題組評(píng)議后進(jìn)行條目修改，形成第2輪專家咨詢表，再次咨詢。經(jīng)過(guò)2輪專家咨詢結(jié)果并結(jié)合專業(yè)判斷，對(duì)條目予以刪除或修改。

1.1.3 預(yù)調(diào)查 2016年5-6月，采用便利抽樣法選取家庭養(yǎng)老的117名高齡老人為調(diào)查對(duì)象。調(diào)查過(guò)程中，觀察并詢問(wèn)調(diào)查對(duì)象的感受，判斷高齡老人對(duì)條目的理解程度，并標(biāo)記出條目中欠清晰描述的語(yǔ)句。調(diào)查方式以自填為主，對(duì)于有讀寫(xiě)困難的老人，由經(jīng)過(guò)統(tǒng)一培訓(xùn)的研究組成員朗讀后按照調(diào)查對(duì)象的選擇代為填寫(xiě)。預(yù)調(diào)查共發(fā)放138份問(wèn)卷，回收問(wèn)卷125份，剔除無(wú)效問(wèn)卷8份，回收有效問(wèn)卷117份，有效回收率為84.8%。采用以下方法對(duì)所獲數(shù)據(jù)進(jìn)行項(xiàng)目分析：(1)離散程度法：采用標(biāo)準(zhǔn)差(Standard Deviation，S)來(lái)描述其離散程度，刪除S<0.75的條目[9]。(2)區(qū)分度分析法：按照調(diào)查對(duì)象自我感受負(fù)擔(dān)總得分的高低排序，總分排在前27%為高分組，總分排在后27%為低分組，采用兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，刪除t<3，P>0.05的條目[10]，高分組與低分組在條目上差異越大，表示此條目的區(qū)分度越好[11]。(3)相關(guān)系數(shù)法：計(jì)算各條目與維度的相關(guān)性，計(jì)算各維度與總量表的相關(guān)性，觀察各條目與量表整體的相關(guān)性和一致性；如果Pearson相關(guān)系數(shù)r<0.3或P>0.05，表示條目與總量表的同質(zhì)性不高，給予刪除[12]。

1.1.4 正式調(diào)查 2016年8-10月，采用方便抽樣法選取473名家庭養(yǎng)老的高齡老人為調(diào)查對(duì)象。納入標(biāo)準(zhǔn)：家庭養(yǎng)老；年齡≥80歲；能夠進(jìn)行一般溝通交流；知情同意，愿意協(xié)助本調(diào)查。排除標(biāo)準(zhǔn)：溝通交流障礙；不愿意參與本研究者。樣本量根據(jù)條目數(shù)10倍計(jì)算，另加約20%的無(wú)應(yīng)答與廢卷率。本研究共發(fā)放473份問(wèn)卷，回收問(wèn)卷449份，剔除無(wú)效問(wèn)卷22份，回收有效問(wèn)卷427份，問(wèn)卷的有效回收率為90.27%。本研究調(diào)查的427名高齡老人，其中男203名(47.5%)、女224名(52.5%)；80～89歲372例(87.1%)、90歲及以上55例(12.9%)；已婚配偶健在166例(38.9%) 、喪偶258例(60.4%)、未婚3例(0.7%)；>4000元/月164例(38.4%)、2000～4000元/月198例(46.4%)、<2000元/月65例(15.2%)；醫(yī)療保險(xiǎn)167例(39.1%)、新農(nóng)村合作醫(yī)療192例(45.0%)、自費(fèi)68例(15.9%)。

1.2 統(tǒng)計(jì)學(xué)處理 將回收的資料進(jìn)行編號(hào)，經(jīng)雙人核對(duì)后，錄入Excel。采用SPSS 20.0和AMOS 21.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析。量表?xiàng)l目的項(xiàng)目分析采用離散程度分析、區(qū)分度分析、相關(guān)系數(shù)分析；結(jié)構(gòu)效度分析：采用探索性因子分析，運(yùn)用主成分分析，提取特征值>1的因子，進(jìn)行方差最大正交旋轉(zhuǎn)，刪除因子載荷值<0.4或條目在兩個(gè)因子上的載荷值同時(shí)達(dá)到0.4的條目，再用AMOS 21.0軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。內(nèi)容效度(content validity index average,CVI)采用Delphi專家函詢數(shù)據(jù)進(jìn)行分析；信度采用Cronbach’s α系數(shù)和分半系數(shù)(Split-half reliability)進(jìn)行分析。以P<0.05或P<0.01表示差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 專家函詢結(jié)果 第1輪函詢共發(fā)放函詢問(wèn)卷19份，回收15份，回收率為78.95%；專家認(rèn)同28個(gè)原始條目，修改4個(gè)、刪除15個(gè)、新增6個(gè)、調(diào)換3個(gè)，形成由3個(gè)一級(jí)維度、7個(gè)二級(jí)維度、41個(gè)條目的第2輪函詢表的核心內(nèi)容。第2輪函詢共發(fā)出15份函詢表，回收15份，專家積極系數(shù)為100%，專家權(quán)威系數(shù)0.87，專家認(rèn)同了第一輪形成的41個(gè)條目，但將二級(jí)維度“日常生活負(fù)擔(dān)”修改為“日常生活照護(hù)負(fù)擔(dān)”、將“機(jī)能衰退負(fù)擔(dān)”修改為“機(jī)能衰退照護(hù)負(fù)擔(dān)”、將“健康管理負(fù)擔(dān)”修改“健康管理照護(hù)負(fù)擔(dān)”，最終形成由3個(gè)一級(jí)維度、7個(gè)二級(jí)維度、41個(gè)條目構(gòu)成的預(yù)調(diào)版“家庭養(yǎng)老高齡老人自我感受負(fù)擔(dān)量表”。

2.2 預(yù)調(diào)查結(jié)果 預(yù)調(diào)查共納入117份有效問(wèn)卷進(jìn)行分析，刪除5個(gè)在不同維度上因子載荷值同時(shí)達(dá)到0.4的條目，“機(jī)能衰退照顧負(fù)擔(dān)”與“健康管理照護(hù)負(fù)擔(dān)”出現(xiàn)在同一維度，予以合并，形成3個(gè)一級(jí)維度、6個(gè)二級(jí)維度、36個(gè)條目的調(diào)查版家庭養(yǎng)老高齡老人的自我感受負(fù)擔(dān)量表。

2.3 量表的項(xiàng)目分析 各條目與總量表的離散程度均>0.75，區(qū)分度良好(均P<0.05)，相關(guān)系數(shù)均>0.3，各條目均符合保留標(biāo)準(zhǔn)。

2.4 量表的效度

2.4.1 內(nèi)容效度 本研究共進(jìn)行兩輪專家函詢。問(wèn)卷形成后用第2輪專家函詢數(shù)據(jù)進(jìn)行內(nèi)容效度分析。量表的CVI為0.951，各條目的CVI為0.733～1.000。

2.4.2 結(jié)構(gòu)效度 采用探索性因子分析與驗(yàn)證性因子分析相結(jié)合的方法。將正式調(diào)查的36個(gè)條目進(jìn)行探索性因子分析，其取樣適切性量數(shù)(Kaiser-Meyer-Olkin measure of sampling adequacy, KMO)值為0.912，Bartlett球形檢驗(yàn)χ2值為8246.105(df=630，P<0.001)，說(shuō)明該量表結(jié)構(gòu)效度良好，該數(shù)據(jù)適合做因子分析。采用主成分法，抽取特征值>1的因子，進(jìn)行最大方差旋轉(zhuǎn)，結(jié)果2個(gè)條目的載荷值同時(shí)在2個(gè)維度上>0.4，給予刪除；接著將剩余的34個(gè)條目進(jìn)行第2次探索性因子分析，KMO值為0.97， Bartlett球形檢驗(yàn)χ2值為7583.096(df=561，P<0.001)，適合做因子分析。結(jié)果抽取特征值>1的因子共6個(gè)，累積方差貢獻(xiàn)率為77.791%，詳見(jiàn)表1；一級(jí)維度與總量表的相關(guān)性為0.649～0.863，二級(jí)維度與總量表的相關(guān)性為0.608～0.901，詳見(jiàn)表2；為了進(jìn)一步觀察模型的擬合度，采用驗(yàn)證性因子分析(confirmatory factor analysis,CFA)。本量表模型的擬合指數(shù)，詳見(jiàn)表4和圖1?；贑FA數(shù)據(jù)分析，修正指標(biāo)(modification indices)提示，e22～e23之間的值較大，為10.935，存在關(guān)聯(lián)性，在2個(gè)可測(cè)變量的殘差變量之間增加一條相關(guān)路徑；進(jìn)一步完善該模型，修正后結(jié)果顯示，該模型數(shù)據(jù)擬合良好，詳見(jiàn)表3。

表1 家庭養(yǎng)老高齡老人的自我感受負(fù)擔(dān)量表?xiàng)l目與條目載荷量

續(xù)表1

一級(jí)維度二級(jí)維度條 目因子載荷量照護(hù)負(fù)擔(dān)日常生活照護(hù)負(fù)擔(dān)17擔(dān)心協(xié)助進(jìn)餐會(huì)增加家人的照護(hù)壓力0.79718擔(dān)心協(xié)助更衣會(huì)增加家人的照護(hù)壓力0.81519擔(dān)心協(xié)助洗漱會(huì)增加家人的照護(hù)壓力0.87320擔(dān)心協(xié)助行走會(huì)增加家人的照護(hù)壓力0.81521擔(dān)心協(xié)助上廁所會(huì)增加家人的照護(hù)壓力0.84022擔(dān)心協(xié)助做家務(wù)會(huì)增加家人的照護(hù)壓力0.85423擔(dān)心協(xié)助日常購(gòu)物會(huì)增加家人的照護(hù)壓力0.74224擔(dān)心家人為照護(hù)我而改變工作計(jì)劃0.734機(jī)能衰退照護(hù)負(fù)擔(dān)25擔(dān)心觸覺(jué)減退會(huì)增加家人的照護(hù)負(fù)擔(dān)0.55226擔(dān)心視力下降會(huì)增加家人的照護(hù)負(fù)擔(dān)0.52327擔(dān)心嗅覺(jué)減退會(huì)增加家人的照護(hù)負(fù)擔(dān)0.56628擔(dān)心咀嚼功能減退會(huì)增加家人的照護(hù)負(fù)擔(dān)0.62329擔(dān)心聽(tīng)力下降會(huì)增加家人的照護(hù)負(fù)擔(dān)0.64630擔(dān)心康復(fù)保健知識(shí)的缺乏會(huì)增加家人的照護(hù)負(fù)擔(dān)0.65731擔(dān)心醫(yī)院就診會(huì)增加家人的照護(hù)負(fù)擔(dān)0.77432擔(dān)心協(xié)助體檢會(huì)增加家人的照護(hù)壓力0.61933擔(dān)心服用藥物會(huì)增加家人的照護(hù)壓力0.72634擔(dān)心康復(fù)鍛煉會(huì)增加家人的照護(hù)壓力0.739

表2 總量表與各維度之間的相關(guān)系數(shù)

a：P<0.001

2.4.3 量表的信度 本量表一級(jí)維度的Cronbach’s α系數(shù)為0.922～0.944；二級(jí)維度的Cronbach’s α系數(shù)為0.900～0.960；總量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.961。一級(jí)維度的分半系數(shù)為0.913～0.927，二級(jí)維度的分半系數(shù)為0.867～0.958，總量表的分半系數(shù)為0.818，詳見(jiàn)表4。

3 討論

3.1 量表編制的質(zhì)量保證 初始量表的形成，是基于定義，結(jié)合文獻(xiàn)研究，通過(guò)研究小組集體討論形成的。研究共有15名專家進(jìn)行兩輪的德?tīng)柗坪?，?duì)量表的條目進(jìn)行調(diào)整、刪除、修改，使其更加科學(xué)、嚴(yán)謹(jǐn)。本函詢中，專家的年齡為30～57歲，平均年齡為(49.60±9.73)歲，專家的組成既有經(jīng)驗(yàn)豐富的老專家，又有思維敏捷、接受新事物的中青年專家，兩者結(jié)合保證了本研究的權(quán)威性和前瞻性；其中66.7%的函詢專家具有博士學(xué)歷，86.7%具有副高級(jí)及以上職稱，說(shuō)明函詢專家具有較高的學(xué)術(shù)水平；86.7%的函詢專家擁有10年以上的工作經(jīng)驗(yàn)，工作領(lǐng)域涉及老年護(hù)理、社區(qū)護(hù)理、護(hù)理管理和健康管理，具有多層覆蓋面，說(shuō)明函詢專家具有較好的學(xué)科代表性。在此進(jìn)行預(yù)調(diào)查，條目篩選采用離散程度分析法、區(qū)分度分析法、相關(guān)系數(shù)分析法，其中第6個(gè)維度“機(jī)能衰退照護(hù)負(fù)擔(dān)”與第7個(gè)維度“健康管理照護(hù)負(fù)擔(dān)”兩者出現(xiàn)合并。因?yàn)楦啐g老人最主要的問(wèn)題是生理機(jī)能的退化，器官功能的弱化，因此決定將兩個(gè)維度合并后的框架命名為“機(jī)能衰退照護(hù)負(fù)擔(dān)”。再次進(jìn)行正式調(diào)查，結(jié)果二級(jí)維度依然為6個(gè)，最后采用探索性因子分析法、驗(yàn)證性因子分析法分析量表的效度，Cronbach’α系數(shù)和分半系數(shù)分析量表的信度。過(guò)程嚴(yán)格按照量表開(kāi)發(fā)的步驟進(jìn)行，不僅遵循統(tǒng)計(jì)學(xué)分析的結(jié)果，還結(jié)合了理論分析，保證了量表測(cè)評(píng)體系構(gòu)建的合理性與科學(xué)性。

表3 量表的驗(yàn)證性因子分析(n=473)

注：卡方/自由度(chi-square/degree of freedom, χ2/df)；均方根殘差(root of the mean square residual，RMR)；非規(guī)范擬合指數(shù)( non normed fit index,NNFI)；比較擬合指數(shù)(comparative fit index,CFI)；近似均方根殘差(root mean square error of approximation,RMSEA)

圖1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)構(gòu)圖

注：QGFD表示情感負(fù)擔(dān)；XLFD表示心理負(fù)擔(dān)；SHFYFD表示生活費(fèi)用負(fù)擔(dān)；YLFYFD表示醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)；RCZHFD表示日常照護(hù)負(fù)擔(dān)；JNSTZH表示機(jī)能衰退照護(hù)負(fù)擔(dān)；F1-F34表示量表的條目。

表4 量表的Cronbach’s α系數(shù)和分半系數(shù)

3.2 量表的效度評(píng)價(jià) 效度主要是評(píng)價(jià)測(cè)量工具所能反應(yīng)量表的準(zhǔn)確性、有效性和正確性程度。本研究結(jié)果顯示，各個(gè)條目的內(nèi)容效度指數(shù)為0.733～1.000，總量表的內(nèi)容效度指數(shù)為0.951。文獻(xiàn)表明，當(dāng)專家的人數(shù)≤5人時(shí)，內(nèi)容效度指數(shù)應(yīng)為1.00；當(dāng)專家人數(shù)≥6人時(shí)，內(nèi)容效度指數(shù)應(yīng)在0.78以上[13]，這樣才能保證條目與所要測(cè)量的主題有較強(qiáng)的相關(guān)性。在本研究中，專家共有15名，內(nèi)容效度指數(shù)為0.951，說(shuō)明條目與主題具有較好的相關(guān)性，能反映主題的不同構(gòu)面。結(jié)構(gòu)效度采用探索性因子分析，先進(jìn)行KMO檢驗(yàn)和Bartlet球形檢驗(yàn)[14]。結(jié)果顯示，本研究共提取6個(gè)公因子，累積方差貢獻(xiàn)率為77.791%，文獻(xiàn)[15]表明，如果量表的因子具有50%的貢獻(xiàn)率，且每個(gè)條目在相應(yīng)的因子上有足夠大的載荷值，則認(rèn)為該量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度，因此可見(jiàn)本量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。本研究結(jié)果還顯示，條目分析結(jié)果6個(gè)維度與量表最初構(gòu)建的7個(gè)維度存在偏差，為了驗(yàn)證6個(gè)公因子的模型是否合理，進(jìn)一步采用AMOS軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。本研究結(jié)果顯示，NNFI=0.911，CFI=0.936>0.9，表示該模型擬合良好[16]，說(shuō)明本量表的模型構(gòu)建為6個(gè)維度是合理的。

3.3 量表的信度評(píng)價(jià) 本研究采用Cronbach’s α系數(shù)和分半系數(shù)檢驗(yàn)量表的信度，信度[17]是反應(yīng)量表的穩(wěn)定性和可靠性，信度越好，測(cè)量隨機(jī)誤差越小。本研究結(jié)果顯示，各維度的Cronbach’s α系數(shù)為0.900～0.960，總量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.961，均高于0.800；各維度的分半系數(shù)為0.867～0.958，總量表的分半系數(shù)為0.818，均大于0.800；兩者均表明本量表具有良好的信度[18]。

綜上所述，最終版家庭養(yǎng)老高齡老人自我感受負(fù)擔(dān)量表具有良好的信度和效度，各個(gè)指標(biāo)符合心理測(cè)量學(xué)的要求，可作為評(píng)估我國(guó)家庭養(yǎng)老高齡老人自我感受負(fù)擔(dān)的測(cè)量工具。