陳曉瑩，丁琳，吳家嵐，易雅研，廖曉艷

（南方醫(yī)科大學南方醫(yī)院護理部，廣東廣州，510515）

基礎(chǔ)性日常生活活動（basic activity of gaily living，BADL）能力是住院患者照護需求的重要依據(jù)［1］，也常被用作臨床干預的結(jié)局指標［2］及疾病預后的預測指標［3］。作為評估康復患者BADL 而設(shè)計的Barthel指數(shù)（Barthel Index，BI）［4］，因具有操作簡便、易計分等優(yōu)點，成為全球范圍內(nèi)應(yīng)用最廣泛的BADL 評估工具之一［5］。2014年，國家衛(wèi)生健康委員會推薦Barthel 指數(shù)為住院患者護理分級的依據(jù)之一［6］。隨著我國人口老齡化日益加劇，老年人群的慢性疾病負擔與健康需求不斷提高［7］，了解Barthel 指數(shù)在老年住院患者中的適用性有助于醫(yī)護人員更好地利用該工具進行護理分級，制訂出院計劃，指導臨床實踐?；陧椖糠磻?yīng)理論（Item Response Theory，IRT）的Rasch 分析是一種適用于等級量表的分析方法，其指標既可以評價量表的質(zhì)量，又可以探索受試人群的潛在特質(zhì)［8］。因此，本研究擬采用Rasch 分析檢驗Barthel 指數(shù)在內(nèi)科老年住院患者中的適用性?，F(xiàn)將方法和結(jié)果報道如下。

1 對象與方法

1.1 研究對象

采用便利抽樣法，抽取2017年7月10日至7月16日在廣州市某三級甲等綜合醫(yī)院住院治療的190 例老年患者為研究對象，其中心血管內(nèi)科76例，消化內(nèi)科44 例，呼吸內(nèi)科36 例，神經(jīng)內(nèi)科34例。納入標準:①年齡≥65 歲；②意識清醒，本人能理解并回答評估者的詢問；③自愿參與本研究。排除標準:①有老年癡呆、精神分裂癥或其他精神疾病的診斷；②疾病終末期；③合并軀體功能殘疾；④腦卒中或接受神經(jīng)康復治療的患者；⑤接受重癥監(jiān)護治療的患者。前期研究已經(jīng)顯示，Barthel 指數(shù)在評估腦卒中后患者［9］、神經(jīng)康復患者［10］、社區(qū)門診康復患者［11］時單維性受損，影響了Barthel 指數(shù)總分在評估上述患者BADL 時的可靠性。同時，Barthel 指數(shù)在評估疾病終末期及重癥監(jiān)護患者時存在顯著的地板效應(yīng)［12］；本課題組的前期研究也發(fā)現(xiàn)Barthel 指數(shù)不適用于失智患者。因此，本研究將上述患者從本次研究受試對象中排除。此外，本研究未剔除存在天花板效應(yīng)和/或地板效應(yīng)的患者。

1.2 樣本量估算

對于Rasch 分析，150 例的樣本量可提供較穩(wěn)定的Rasch 模型參數(shù)估計值［13］，因此，本研究擬納入樣本190 例。

1.3 研究工具

1.3.1 Barthel 指數(shù) 該量表由MAHONEY 等［4］研制，共包含10 個條目，即進食、穿衣、如廁、大便控制、小便控制、上下樓梯、床椅轉(zhuǎn)移、平地行走、洗澡、修飾。其中，前6 個條目均設(shè)有完全獨立、需要部分幫助、需要極大幫助3 個響應(yīng)水平，對應(yīng)分值為10、5、0 分；床椅轉(zhuǎn)移、平地行走條目設(shè)有完全獨立、需要部分幫助、需要極大幫助、完全依賴4個響應(yīng)水平，分別為15、10、5、0 分；洗澡、修飾條目設(shè)有完全獨立、需要部分幫助2 個響應(yīng)水平，對應(yīng)分值為5 分和0 分。量表總分為0 ～100 分，得分越高，表示日常生活活動能力越好。目前臨床普遍的分類方法為，總分≤40 為重度依賴，全部需要他人照護；41～60 分為中度依賴，大部分需要他人照護；61～99 分為輕度依賴，小部分需要他人照護；100 分為無需依賴，完全自理［6］。

1.3.2 Rasch 模型 Rasch 模型是一種基于項目反應(yīng)理論的概率數(shù)學模型［14］，具有以下特征［14-16］:①假定受試者正確回答某一條目的概率取決于受試者的能力水平和條目的難度，即能力高的患者應(yīng)答每一個條目的得分概率應(yīng)比能力低的患者更高，每名受試者在低難度條目的得分概率應(yīng)大于在高難度條目的得分概率；②量表必須具有單維性才能用來測量單一潛在的結(jié)構(gòu)或特質(zhì)；③通過log-odds 概率單位將等級變量轉(zhuǎn)換為等距變量，實現(xiàn)在同一Logit 尺下受試者能力和條目難度匹配的可能性。

1.4 資料收集方法

本研究已獲得南方醫(yī)科大學南方醫(yī)院倫理委員會批準。由兩名研究者向受試者或其法定監(jiān)護人說明研究目的與方法，獲得受試者或其法定監(jiān)護人同意并簽署知情同意書。在受試者入院48h內(nèi)，由經(jīng)過統(tǒng)一培訓的責任護士與受試者本人或法定監(jiān)護人進行床邊面對面訪談和評估。本研究共發(fā)放問卷190 份，回收有效問卷190 份，回收有效率為100.00%。

1.5 統(tǒng)計學方法

正態(tài)分布計量資料采用均數(shù)±標準差進行描述，偏態(tài)計量資料采用中位數(shù)（四分位間距）進行描述；計數(shù)資料采用頻數(shù)、百分比進行描述。采用WINSTEP 4.0 軟件進行Rasch 分析。受試者和條目難度特征的穩(wěn)定性采用受試者信度和條目信度進行評價，＞0.8 為良好，＞0.9 為非常好［16］。量表對樣本的區(qū)分能力以及條目的難度層次采用受試者區(qū)分度和條目區(qū)分度進行評價，區(qū)分度1.5、2、3 分別表示可接受、良好和非常好［17］。通過殘差主成分分析檢驗量表的單維性，若第一維度（Rasch 維度）所解釋的變異＞60%，且第二維度所解釋的變異＜10%，可認為量表符合單維性［18-19］。通過加權(quán)擬合均方（infit mean square）與擬合均方（outfit mean square）評估各條目與Rasch 模型的擬合度，介于0.5～1.5 為可接受［16］。通過條目殘差相關(guān)系數(shù)檢驗條目局部獨立性，＞0.7 提示存在局部依賴［16］。通過Item-Person Map 了解受試者能力和條目難度的匹配程度，Rasch 模型規(guī)定條目難度的Logit 均值為0，若受試者能力均值越接近0，代表兩者的匹配程度越好［16］。檢驗條目中各響應(yīng)水平的排列有序性，以及相鄰響應(yīng)水平的難度間距（1.4～5Logit 為可接受）［20］。以性別分組進行項目功能差異（differential item functioning，DIF）分 析，DIF Contrast 絕對值＞0.43，且Mantel-Haenszel 分析P＜0.05，表明存在DIF［16］。通過繪制測試信息函數(shù)曲線圖（test information function graph）評估Barthel 指數(shù)的有效測量范圍，測試信息量越大表示測量越精確［16］。信息量值可轉(zhuǎn)換為Cronbach’s α系數(shù)，信息量＞10 相當于Cronbach’s α系數(shù)＞0.9。

2 結(jié)果

2.1 老年住院患者一般資料

最終符合納入標準的老年住院患者共190 例，男78 例，女112 例，年齡65～89 歲，平均（67.91±10.61）歲。心血管內(nèi)科患者76（40.00%）例，消化內(nèi)科患者44（23.20%）例，呼吸內(nèi)科患者36（18.95%）例和神經(jīng)內(nèi)科患者34（17.89%）例。

2.2 Rasch 分析結(jié)果

2.2.1 老年住院患者Barthel 指數(shù)各條目的原始分及Logit 值老年住院患者Barthel 指數(shù)各條目的原始分及Logit 值見表1。

表1 患者Barthel 指數(shù)各條目的原始分及Logit 值［n=190；分，M（P25，P75）］

2.2.2 受試者信度及區(qū)分度和條目信度及區(qū)分度Barthel 指數(shù)的受試者信度和條目信度分別為0.90和1.00；受試者區(qū)分度和條目區(qū)分度分別為3.08和16.19。

2.2.3 單維性檢驗和擬合度 Barthel 指數(shù)的第一維度解釋了78.3%的變異，第二維度解釋了5.1%的變異，兩者的特征值比值為33/2.4，提示Barthel指數(shù)是單維性量表。在條目擬合分析中，“床椅轉(zhuǎn)移”和“平地行走”這兩個條目的加權(quán)擬合均方與擬合均方＞1.5；“洗澡”條目的加權(quán)擬合均方與擬合均方＜0.5；“如廁”、“穿衣”兩個條目的擬合均方＜0.5。其余條目與Rasch 模型的擬合程度均可接受，結(jié)果見表2。

2.2.4 局部獨立性 Barthel 指數(shù)各條目的殘差相關(guān)系數(shù)矩陣見表3。從表3可見，“大便控制”和“小便控制”兩個條目的殘差相關(guān)系數(shù)＞0.7，其余條目的殘差相關(guān)系數(shù)＜0.7。

2.2.5 條目難度和受試者能力的匹配度 患者日常生活活動能力與Barthel 指數(shù)條目難度的頻數(shù)分布匹配程度見圖1。從圖1所示，Barthel 指數(shù)的條目難度排序依次為:洗澡＞修飾＞上下樓梯＞如廁＞穿衣＞進食＞控制小便＞控制大便＞平地行走＞床椅轉(zhuǎn)移。本研究受試者的能力水平未能達到難度最大的條目，且在Logit 尺左側(cè)有14.22%能力較低的患者沒有對應(yīng)難度的條目覆蓋。受試者的BADL 能力范圍為-2.59～0.59 Logits，均值為0.01 Logit（標準差=0.75）。Barthel 指數(shù)的條目覆蓋了85.78%的受試者（即能力值介于最大和最小條目難度值之間的受試者占總?cè)藬?shù)的百分比為85.78%）。

表2 Barthel 指數(shù)各條目與Rasch 模型的擬合結(jié)果 （n=190）

2.2.6 條目閾值有序性和條目功能差異 Barthel指數(shù)條目的響應(yīng)閾值排序見圖2。從圖2可見，在“上下樓梯”、“平地行走”及“床椅轉(zhuǎn)移”3 個條目上，“完全獨立”和“需要極大幫助”之間的難度間距均小于1.4 Logit，提示存在選項合并的潛在要求；其余條目的響應(yīng)閾值間距均在可接受范圍內(nèi)。各條目的DIF Contrast 均小于0.43，未見存在功能差異的條目（見表4）。

表3 Barthel 指數(shù)各條目的殘差相關(guān)系數(shù)矩陣

圖1 患者日常生活活動能力與Barthel 指數(shù)條目難度的頻數(shù)分布匹配圖

圖2 Barthel 指數(shù)條目的響應(yīng)閾值排序

2.2.7 Barthel 指數(shù)有效測試范圍 Barthel 指數(shù)測試信息函數(shù)曲線圖見圖3。從圖3可見，Barthel 指數(shù)有效測量范圍為-2.25～2.61 Logit（受試者能力值為-2.25～2.61 Logit 時，測量信息大于10）。

表4 Barthel 指數(shù)在不同性別亞組間的條目功能差異分析結(jié)果

圖3 Barthel 指數(shù)在老年住院患者中的信息函數(shù)曲線圖

3 討論

3.1 Barthel 指數(shù)信度良好且在老年住院患者BADL評估中保持了相同的測量特征

在Rasch 分析中，受試者信度反映受試者特征的穩(wěn)定性，等同于Cronbach’s α系數(shù)；條目信度則反映條目難度特征的穩(wěn)定性。本研究顯示，Barthel指數(shù)的受試者信度和條目信度分別達到0.90 和1.00，說明Barthel 指數(shù)在評估老年住院患者BADL能力時具有良好的信度，與既往的相關(guān)研究［21］一致。此外，本研究的條目功能差異分析顯示，Barthel指數(shù)各個條目在不同性別亞組中保持了相同的測量特性，未出現(xiàn)偏倚條目。

3.2 需謹慎解讀Barthel 指數(shù)總分變化在老年住院患者BADL 中的臨床指導意義

單維性是指量表中各條目都一致地測量某種特質(zhì)，是量表使用條目總分反映目標特質(zhì)的首要前提，也是Rasch 模型中的關(guān)鍵指標。本研究結(jié)果顯示，Barthel 指數(shù)的第一維度和第二維度分別解釋了78.3%和5.1%的變異，提示Barthel 指數(shù)是一個單一維度的評估工具。但在進一步的條目擬合分析中，發(fā)現(xiàn)“平地行走”和“床椅轉(zhuǎn)移”條目與Rasch 模型擬合欠佳，提示該兩個條目與其他條目所測量的受試者特質(zhì)有所差異，即患者的活動能力與Barthel 指數(shù)所測量的其他能力之間缺乏良好的一致性，更好的活動能力并不意味著更加獨立的生活自理能力。因此，患者“床椅轉(zhuǎn)移”和“平地行走”得分與其他生活自理能力之間的不一致可能會影響醫(yī)護人員對Barthel 指數(shù)結(jié)果的判讀。本研究調(diào)查對象40%來自心血管內(nèi)科，心血管內(nèi)科患者因疾病因素導致活動耐力受限，這些很可能是導致本研究中“床椅轉(zhuǎn)移”和“平地行走”條目與模型擬合欠佳的原因。在分別刪除該兩個條目后，量表的受試者信度下降，提示這兩個條目可能是Barthel 指數(shù)不可分割的組成部分。實際上，Rasch模型是一個理想模型，由于現(xiàn)實測量往往涉及混雜因素，試驗數(shù)據(jù)不可能完美地擬合［22］。“平地行走”和“床椅轉(zhuǎn)移”是老年患者活動能力的基本體現(xiàn)，也是執(zhí)行其他復雜任務(wù)的基礎(chǔ)，對ADL 具有重要意義，保留條目可能更為合適［23］。

除此以外，局部獨立性分析顯示，“控制大便”與“控制小便”兩個條目的相關(guān)系數(shù)＞0.7，提示兩條目共享超過一半的變異，可能只有一個條目是必須的［16］，可考慮合并為“控制大小便”［8］。研究［9，24］顯示，“控制大便”和“控制小便”在評估腦卒中及脊髓損傷患者時與Rasch 模型擬合不佳。從概念上看，失禁條目也與其他項目有所不同，世界衛(wèi)生組織將失禁分類為軀體功能受損，將其他條目歸類為活動受限［25］。

盡管Barthel 指數(shù)在不同人群中已得到廣泛應(yīng)用［5，21，24］，但由于條目之間存在難度差異，且條目響應(yīng)水平具有等級變量屬性，不同條目的相同得分可能代表不同的能力水平；具有相同Barthel 指數(shù)總分的患者之間的實際ADL 能力很可能存在顯著差別［26］，將條目得分視為等距變量進行相加求和，以量化患者BADL 能力的計分方式并不合理［26-27］，因此在評估老年住院患者BADL 時，醫(yī)護人員需要謹慎解讀條目得分給Barthel 指數(shù)總分帶來變化時的臨床指導意義。

3.3 根據(jù)患者特征修訂并界定Barthel 指數(shù)的條目選項可以提高量表的敏感性

Rasch 模型的強大功能之一在于其精確地計算受試者能力和條目難度參數(shù)，并通過比較兩者在同一Logit 尺度上的位置，發(fā)現(xiàn)冗余或缺如條目，了解受試者能力與條目難度的匹配程度，從而能夠為Barthel 指數(shù)在住院患者BADL 能力評估中給予更多的解釋，也能夠為Barthel 指數(shù)的條目和響應(yīng)水平的進一步修訂提供具體信息。本研究發(fā)現(xiàn)，Barthel 指數(shù)的條目難度均勻分布，未見明顯的條目空缺，且受試者能力均值與條目難度均值接近，說明Barthel 指數(shù)的條目難度與老年住院患者的BADL 能力匹配程度可接受。然而，仍有14.2%ADL能力較低的患者沒有相應(yīng)難度的條目可匹配，即這部分患者沒有能力完成Barthel 指數(shù)覆蓋的各項日常生活活動。未被條目覆蓋的患者能力范疇不利于醫(yī)護人員識別這部分BADL 能力低下患者的特異性照護需求及干預效果。

本研究還發(fā)現(xiàn)，“洗澡”條目與Rasch 模型存在過度擬合的情況，過度擬合可能是因為測量數(shù)據(jù)的變異較高引起，或由異常數(shù)據(jù)所致［16］，提示該項目在老年患者中的照護需求可能存在較大差異。此外，“洗澡”和“修飾”條目是對本研究中老年住院患者來說最難的條目，但僅有“完全獨立”和“需要部分幫助”兩個選項，未涵蓋老年患者需要不同程度協(xié)助的情形。為了提高Barthel 指數(shù)捕捉老年住院患者ADL 變化的敏感性，建議未來修訂Barthel量表時，考慮增加上述兩個條目的響應(yīng)水平。

此外，從圖2可以看到，“床椅轉(zhuǎn)移”、“平地行走”、“上下樓梯”等3 個條目的選項“需要部分幫助”和“完全獨立”之間閾值均過?。ǎ?.4 Logits［28］），該現(xiàn)象與在腦卒中患者中的研究［9］相一致，提示有必要收斂上述條目的選項。值得考慮的一個潛在原因是，由于選項定義不清晰，評估者可能難以準確界定受試者的情況。例如，因活動無耐力而在行走時需要部分幫助的老年患者，在短距離可以獨立行走；老年患者在院期間一般會乘坐電梯上下樓，因此在“上下樓梯”條目上更加傾向于選擇完全獨立和完全依賴。由于可能存在對Barthel 指數(shù)條目選項理解上的差異，有必要針對老年患者的特征，制訂詳盡的使用指引以保證評估的規(guī)范性［2］。

3.4 了解目標患者的Barthel 指數(shù)條目難度排序有利于把握患者的照護需求

Barthel 指數(shù)條目原始得分的Logit 轉(zhuǎn)換，使得各條目難度之間以及患者能力之間的比較成為可能［28］，護理人員能通過患者Logit 得分情況了解不同患者的BADL 能力水平差異及可能需要的輔助照護，對制訂護理計劃和配置照護資源有較好的參考價值。Barthel 指數(shù)條目難度排序在不同患者群體中表現(xiàn)不同。研究顯示［29］，對中風1年后的患者來說，“床椅轉(zhuǎn)移”和“平地行走”最容易，“洗澡”和“穿衣”最難；對急性病老年住院患者來說，“進食”和“大便控制”最容易，“上下樓梯”、“洗澡”和“平地行走”最難［24］。在本研究中，老年住院患者的Barthel 指數(shù)條目難度排序依次為:洗澡＞修飾＞上下樓梯＞如廁＞穿衣＞進食＞控制小便＞控制大便＞平地行走＞床椅轉(zhuǎn)移。對目標群體Barthel 指數(shù)條目難度排序的了解，有利于護理人員把握患者的照護需求特征。值得注意的是，盡管Orem 自護理念已為國內(nèi)護理同行熟知，但國內(nèi)外基礎(chǔ)護理實踐上還存在差異，可能會導致跨文化的條目理解差異。

3.5 局限性

本研究的局限性:由于本研究選取了一周內(nèi)住院的患者，時間跨度較小，可能會存在短時間內(nèi)某種疾病或某類患者聚集的現(xiàn)象，導致入組患者同質(zhì)性偏高的問題，出現(xiàn)選擇性偏倚，考慮到增大時間跨度可能會帶來新的選擇性偏倚問題，例如，季節(jié)性差異、老年人多次入院帶來的重復抽樣問題等，因此，本研究未進一步增加樣本采集的時間跨度。

4 結(jié)論

本研究采用Rasch 分析檢驗了Barthel 指數(shù)在老年住院患者BADL 評估中的適用性，結(jié)果表明，Barthel 指數(shù)是一個信度良好的單維工具，且條目難度與老年住院患者的能力基本匹配，但活動相關(guān)條目與模型擬合欠佳，且響應(yīng)閾值的難度間距過?。淮?、小便控制條目存在局部依賴性，需要進一步合并。因此，Barthel 指數(shù)在老年住院患者中使用存在一定的局限性，根據(jù)Barthel 指數(shù)總分評估住院老年患者BADL 時的臨床意義需要謹慎解讀。后續(xù)研究將對相應(yīng)條目進行修訂完善，并在更大的樣本中檢驗。