龐書勤，鄭麗秀，梅陽陽，吳異蘭，蔡憐環(huán)，陳芳，周建

(1.福建中醫(yī)藥大學 護理學院，福建 福州 350122； 2.漳州衛(wèi)生職業(yè)學院 護理系，福建 漳州363100；3.福建衛(wèi)生職業(yè)技術學院 護理系，福建 福州 350122)

隨著中國人口老齡化的發(fā)展，醫(yī)療保健的改善和生活質(zhì)量的提高，我國80歲及以上的老年人口數(shù)迅猛增加。2000年，我國高齡老年人口為1343萬，2013年增加到2733萬，預計2020年將達到3067萬，2050年將超過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)老照護需求量是年輕老人的5倍,而且我國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)老勢必增加家庭成員的照護負擔，也會增加高齡老人的自我感受負擔。自我感受負擔(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需求影響到他人而產(chǎn)生的移情擔憂，從而導致被照顧者的內(nèi)疚、抑郁、痛苦、負擔感和自我感覺降低等。SPB是一個增加患者負性情緒、降低生活質(zhì)量的變量[4-5]，以患者為對象的相關文獻[6-7]表明，SPB與經(jīng)濟、照顧負擔、年齡、健康狀況等有關。由此推測，高齡老人可能是SPB比較嚴重的群體，但是目前尚未見經(jīng)過信效度檢驗的家庭養(yǎng)老高齡老人的自我感受負擔評估量表。因此，本研究旨在編制適用于我國家庭養(yǎng)老的高齡老人自我感受負擔量表，以期為相關評估及干預提供一個有效的測評工具。

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名研究生導師和5名研究生組成的研究小組，在參閱SPB相關文獻的基礎上，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擔的初始量表。初始量表包括3個一級維度(精神負擔、經(jīng)濟負擔、照護負擔)、7個二級維度(情感負擔、心理負擔、生活費用負擔、醫(yī)療費用負擔、日常生活負擔、機能衰退負擔、健康管理負擔)和50個條目。條目均采用Likert 5級評分法，“從不”為1分，“偶爾”為2分，“有時”為3分，“經(jīng)常”為4分，“總是”為5分；得分越高，表示自我感受負擔越重。

1.1.2 形成初測量表 采用兩輪Delphi專家函詢對初始量表的內(nèi)容進行修訂。專家入選標準：從事老年護理工作或參與老年相關工作的時間達5年以上；具有博士學歷或高級技術職稱；愿意接受函詢且有足夠的時間參與函詢。本研究從全國8所高校、4所三級甲等醫(yī)院選取了老年護理、社區(qū)護理、護理管理和健康管理等方面的19名專家進行專家函詢，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%)；正高級職稱6名(40.0%)，副高級職稱7名(46.7%)，中級職稱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輪函詢問卷包括課題背景簡介、概念界定、填表說明、問卷主體內(nèi)容(3個一級指標、7個二級指標、50個三級指標)以及專家基本情況調(diào)查。函詢過程中，專家針對每個條目進行重要程度評分，采用 Likert 5級評分法，很重要、重要、一般、不重要、很不重要分別記為5、4、3、2、1分。對第1輪專家咨詢結果進行統(tǒng)計，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]。結合專家意見和課題組評議后進行條目修改，形成第2輪專家咨詢表，再次咨詢。經(jīng)過2輪專家咨詢結果并結合專業(yè)判斷，對條目予以刪除或修改。

1.1.3 預調(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)查對象。調(diào)查過程中，觀察并詢問調(diào)查對象的感受，判斷高齡老人對條目的理解程度，并標記出條目中欠清晰描述的語句。調(diào)查方式以自填為主，對于有讀寫困難的老人，由經(jīng)過統(tǒng)一培訓的研究組成員朗讀后按照調(diào)查對象的選擇代為填寫。預調(diào)查共發(fā)放138份問卷，回收問卷125份，剔除無效問卷8份，回收有效問卷117份，有效回收率為84.8%。采用以下方法對所獲數(shù)據(jù)進行項目分析：(1)離散程度法：采用標準差(Standard Deviation，S)來描述其離散程度，刪除S<0.75的條目[9]。(2)區(qū)分度分析法：按照調(diào)查對象自我感受負擔總得分的高低排序，總分排在前27%為高分組，總分排在后27%為低分組，采用兩獨立樣本t檢驗，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)相關系數(shù)法：計算各條目與維度的相關性，計算各維度與總量表的相關性，觀察各條目與量表整體的相關性和一致性；如果Pearson相關系數(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)查對象。納入標準：家庭養(yǎng)老；年齡≥80歲；能夠進行一般溝通交流；知情同意，愿意協(xié)助本調(diào)查。排除標準：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倍計算，另加約20%的無應答與廢卷率。本研究共發(fā)放473份問卷，回收問卷449份，剔除無效問卷22份，回收有效問卷427份，問卷的有效回收率為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167例(39.1%)、新農(nóng)村合作醫(yī)療192例(45.0%)、自費68例(15.9%)。

1.2 統(tǒng)計學處理 將回收的資料進行編號，經(jīng)雙人核對后，錄入Excel。采用SPSS 20.0和AMOS 21.0軟件進行統(tǒng)計學分析。量表條目的項目分析采用離散程度分析、區(qū)分度分析、相關系數(shù)分析；結構效度分析：采用探索性因子分析，運用主成分分析，提取特征值>1的因子，進行方差最大正交旋轉(zhuǎn)，刪除因子載荷值<0.4或條目在兩個因子上的載荷值同時達到0.4的條目，再用AMOS 21.0軟件進行驗證性因子分析。內(nèi)容效度(content validity index average,CVI)采用Delphi專家函詢數(shù)據(jù)進行分析；信度采用Cronbach’s α系數(shù)和分半系數(shù)(Split-half reliability)進行分析。以P<0.05或P<0.01表示差異有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 專家函詢結果 第1輪函詢共發(fā)放函詢問卷19份，回收15份，回收率為78.95%；專家認同28個原始條目，修改4個、刪除15個、新增6個、調(diào)換3個，形成由3個一級維度、7個二級維度、41個條目的第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%，專家權威系數(shù)0.87，專家認同了第一輪形成的41個條目，但將二級維度“日常生活負擔”修改為“日常生活照護負擔”、將“機能衰退負擔”修改為“機能衰退照護負擔”、將“健康管理負擔”修改“健康管理照護負擔”，最終形成由3個一級維度、7個二級維度、41個條目構成的預調(diào)版“家庭養(yǎng)老高齡老人自我感受負擔量表”。

2.2 預調(diào)查結果 預調(diào)查共納入117份有效問卷進行分析，刪除5個在不同維度上因子載荷值同時達到0.4的條目，“機能衰退照顧負擔”與“健康管理照護負擔”出現(xiàn)在同一維度，予以合并，形成3個一級維度、6個二級維度、36個條目的調(diào)查版家庭養(yǎng)老高齡老人的自我感受負擔量表。

2.3 量表的項目分析 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)，相關系數(shù)均>0.3，各條目均符合保留標準。

2.4 量表的效度

2.4.1 內(nèi)容效度 本研究共進行兩輪專家函詢。問卷形成后用第2輪專家函詢數(shù)據(jù)進行內(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 結構效度 采用探索性因子分析與驗證性因子分析相結合的方法。將正式調(diào)查的36個條目進行探索性因子分析，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χ2值為8246.105(df=630，P<0.001)，說明該量表結構效度良好，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，進行最大方差旋轉(zhuǎn)，結果2個條目的載荷值同時在2個維度上>0.4，給予刪除；接著將剩余的34個條目進行第2次探索性因子分析，KMO值為0.97， Bartlett球形檢驗χ2值為7583.096(df=561，P<0.001)，適合做因子分析。結果抽取特征值>1的因子共6個，累積方差貢獻率為77.791%，詳見表1；一級維度與總量表的相關性為0.649～0.863，二級維度與總量表的相關性為0.608～0.901，詳見表2；為了進一步觀察模型的擬合度，采用驗證性因子分析(confirmatory factor analysis,CFA)。本量表模型的擬合指數(shù)，詳見表4和圖1?；贑FA數(shù)據(jù)分析，修正指標(modification indices)提示，e22～e23之間的值較大，為10.935，存在關聯(lián)性，在2個可測變量的殘差變量之間增加一條相關路徑；進一步完善該模型，修正后結果顯示，該模型數(shù)據(jù)擬合良好，詳見表3。

表1 家庭養(yǎng)老高齡老人的自我感受負擔量表條目與條目載荷量

續(xù)表1

一級維度二級維度條 目因子載荷量照護負擔日常生活照護負擔17擔心協(xié)助進餐會增加家人的照護壓力0.79718擔心協(xié)助更衣會增加家人的照護壓力0.81519擔心協(xié)助洗漱會增加家人的照護壓力0.87320擔心協(xié)助行走會增加家人的照護壓力0.81521擔心協(xié)助上廁所會增加家人的照護壓力0.84022擔心協(xié)助做家務會增加家人的照護壓力0.85423擔心協(xié)助日常購物會增加家人的照護壓力0.74224擔心家人為照護我而改變工作計劃0.734機能衰退照護負擔25擔心觸覺減退會增加家人的照護負擔0.55226擔心視力下降會增加家人的照護負擔0.52327擔心嗅覺減退會增加家人的照護負擔0.56628擔心咀嚼功能減退會增加家人的照護負擔0.62329擔心聽力下降會增加家人的照護負擔0.64630擔心康復保健知識的缺乏會增加家人的照護負擔0.65731擔心醫(yī)院就診會增加家人的照護負擔0.77432擔心協(xié)助體檢會增加家人的照護壓力0.61933擔心服用藥物會增加家人的照護壓力0.72634擔心康復鍛煉會增加家人的照護壓力0.739

表2 總量表與各維度之間的相關系數(shù)

a：P<0.001

2.4.3 量表的信度 本量表一級維度的Cronbach’s α系數(shù)為0.922～0.944；二級維度的Cronbach’s α系數(shù)為0.900～0.960；總量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.961。一級維度的分半系數(shù)為0.913～0.927，二級維度的分半系數(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，結合文獻研究，通過研究小組集體討論形成的。研究共有15名專家進行兩輪的德爾菲函詢，對量表的條目進行調(diào)整、刪除、修改，使其更加科學、嚴謹。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，兩者結合保證了本研究的權威性和前瞻性；其中66.7%的函詢專家具有博士學歷，86.7%具有副高級及以上職稱，說明函詢專家具有較高的學術水平；86.7%的函詢專家擁有10年以上的工作經(jīng)驗，工作領域涉及老年護理、社區(qū)護理、護理管理和健康管理，具有多層覆蓋面，說明函詢專家具有較好的學科代表性。在此進行預調(diào)查，條目篩選采用離散程度分析法、區(qū)分度分析法、相關系數(shù)分析法，其中第6個維度“機能衰退照護負擔”與第7個維度“健康管理照護負擔”兩者出現(xiàn)合并。因為高齡老人最主要的問題是生理機能的退化，器官功能的弱化，因此決定將兩個維度合并后的框架命名為“機能衰退照護負擔”。再次進行正式調(diào)查，結果二級維度依然為6個，最后采用探索性因子分析法、驗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。過程嚴格按照量表開發(fā)的步驟進行，不僅遵循統(tǒng)計學分析的結果，還結合了理論分析，保證了量表測評體系構建的合理性與科學性。

表3 量表的驗證性因子分析(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 驗證性因子分析結構圖

注：QGFD表示情感負擔；XLFD表示心理負擔；SHFYFD表示生活費用負擔；YLFYFD表示醫(yī)療費用負擔；RCZHFD表示日常照護負擔；JNSTZH表示機能衰退照護負擔；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 量表的效度評價 效度主要是評價測量工具所能反應量表的準確性、有效性和正確性程度。本研究結果顯示，各個條目的內(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。文獻表明，當專家的人數(shù)≤5人時，內(nèi)容效度指數(shù)應為1.00；當專家人數(shù)≥6人時，內(nèi)容效度指數(shù)應在0.78以上[13]，這樣才能保證條目與所要測量的主題有較強的相關性。在本研究中，專家共有15名，內(nèi)容效度指數(shù)為0.951，說明條目與主題具有較好的相關性，能反映主題的不同構面。結構效度采用探索性因子分析，先進行KMO檢驗和Bartlet球形檢驗[14]。結果顯示，本研究共提取6個公因子，累積方差貢獻率為77.791%，文獻[15]表明，如果量表的因子具有50%的貢獻率，且每個條目在相應的因子上有足夠大的載荷值，則認為該量表具有較好的結構效度，因此可見本量表具有良好的結構效度。本研究結果還顯示，條目分析結果6個維度與量表最初構建的7個維度存在偏差，為了驗證6個公因子的模型是否合理，進一步采用AMOS軟件進行驗證性因子分析。本研究結果顯示，NNFI=0.911，CFI=0.936>0.9，表示該模型擬合良好[16]，說明本量表的模型構建為6個維度是合理的。

3.3 量表的信度評價 本研究采用Cronbach’s α系數(shù)和分半系數(shù)檢驗量表的信度，信度[17]是反應量表的穩(wěn)定性和可靠性，信度越好，測量隨機誤差越小。本研究結果顯示，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擔量表具有良好的信度和效度，各個指標符合心理測量學的要求，可作為評估我國家庭養(yǎng)老高齡老人自我感受負擔的測量工具。