牛娟娟，石美霞，張紹果，張 靜

1.山西醫(yī)科大學(xué)護理學(xué)院，山西 030000；2.山西醫(yī)科大學(xué)第一醫(yī)院

國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2019 年末中國60 歲及以上老年人口數(shù)達到2.54 億人，占總?cè)丝诘?8.1%，65 歲及以上老年人口數(shù)達到1.76 億人，占總?cè)丝诘?2.6%[1]。老齡化社會加速發(fā)展的背景下，我國將應(yīng)對老齡化上升為國家戰(zhàn)略，強調(diào)要及時發(fā)現(xiàn)和控制健康風險因素，促進健康老齡化[2‐4]，而衰弱是影響老年人健康老齡化的一項重要指標[5]。老年病人作為住院病人的主要群體[6]，衰弱發(fā)生率高達22.6%[7]。衰弱也是老年住院病人術(shù)后重要并發(fā)癥發(fā)生率、死亡率、存活率、神經(jīng)認知障礙的影響因素,同時會增加醫(yī)療資源的消耗[8‐11]。英國老年醫(yī)學(xué)會（BGS）指南指出：在任何與老年人有關(guān)的醫(yī)療保健場所及緊急事件發(fā)生時均應(yīng)進行衰弱評估[12]，但是目前國內(nèi)沒有公認的老年衰弱評估工具的“金標準”。因此，本研究通過借鑒國外衰弱模型，結(jié)合老年住院病人特點，研制老年住院病人衰弱評估量表，旨在為臨床護士評估老年病人衰弱程度提供依據(jù)。

1 研究過程及方法

1.1 成立研究小組 研究小組共6 名成員，包括從事老年護理研究的主任護師、副主任護師、在讀研究生各1 名，老年病科主管護師、護士長各1 名，量表編制專家1 名。主要任務(wù)是根據(jù)查閱文獻的結(jié)果確立條目池、制定專家咨詢表、發(fā)放及回收專家咨詢表以及專家咨詢結(jié)果的整理統(tǒng)計。

1.2 確定條目池 加拿大健康與老齡化研究(CSHA)提出的累積健康缺陷模型是指通過癥狀、體征、異常的化驗值、疾病等缺陷的累積描述老年人的衰弱程度，累積的健康缺陷越多，衰弱程度越嚴重[13]。本研究以該模型為理論基礎(chǔ)，結(jié)合文獻回顧得出老年住院病人衰弱危險因素，經(jīng)研究小組討論，初步擬定老年住院病人衰弱評估量表條目池，包括6 個維度、45 個條目。

1.3 專家咨詢 采用德爾菲法，通過電子郵件、微信等方式發(fā)放兩輪咨詢表。專家納入標準：①本科及以上學(xué)歷；②10 年及以上老年病科工作經(jīng)驗；③具有中級及以上專業(yè)技術(shù)職稱；④自愿參與本研究，咨詢前對老年衰弱研究有一定的了解，能夠提供具有參考價值的意見，并能夠參加本研究直至專家咨詢結(jié)束。條目篩選標準為：重要性賦值均數(shù)≥4.00 分、滿分比≥0.20、變異系數(shù)≤0.20，并進行肯德爾協(xié)調(diào)系數(shù)W 顯著性檢驗。檢驗水準α=0.05[14]。

1.4 預(yù)調(diào)查 為方便老年人理解，護士更快捷地使用該量表，采用便利抽樣方法，分別選取山西省某三級甲等醫(yī)院30 例老年住院病人和護士進行預(yù)調(diào)查，進一步對量表初稿做相應(yīng)的調(diào)整。

1.5 正式調(diào)查 采用便利抽樣法，選取2020 年4 月—5 月山西省4 所三級甲等醫(yī)院的200 例老年住院病人為調(diào)查對象，調(diào)查結(jié)果用于項目分析；選取2020年6月—8 月山西省4 所三級甲等醫(yī)院的400 例老年住院病人為調(diào)查對象，調(diào)查結(jié)果用于探索性因子分析（n=200）和驗證性因子分析（n=200）。納入標準：①年齡≥60歲;②意識清楚，能完成衰弱評估；③自愿參加本研究，并簽署知情同意書。排除標準:①長期臥床失能、嚴重癡呆者；②惡性腫瘤晚期或正在接受腫瘤放化療者；③因聽力、視力障礙無法配合調(diào)查者。

1.6 統(tǒng)計學(xué)方法 量表由2 人分別使用Excel 錄入數(shù)據(jù)，運用SPSS 26.0、SPSS AU 在線軟件、AMOS 23.0軟件進行統(tǒng)計分析。量表評估指標包括項目分析及信效度檢驗。項目分析刪除標準：①臨界比值。量表得分按照升序進行排列，其中低分組為前27%、高分組為后27%，進行獨立樣本t檢驗，差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P>0.05）或t<3.000 的條目[15]。②相關(guān)系數(shù)。條目與總分相關(guān)系數(shù)<0.4。③克朗巴赫系數(shù)。刪除某1個條目后，Cronbach's α 系數(shù)反而增大。④因子分析。采用主成分因子分析法，提取特征值>1 的公因子，刪除各因子內(nèi)載荷<0.4 或同時在2 個及以上因子載荷>0.4 的條目[15]。信度檢驗采用內(nèi)部一致性信度、重測信度評定。效度檢驗：①內(nèi)容效度。選取前兩輪及時回復(fù)且附有詳細意見的6 名專家進行咨詢，根據(jù)專家對每個條目與相應(yīng)維度的關(guān)聯(lián)性評分計算量表的內(nèi)容效度和各條目內(nèi)容效度指數(shù)[16]。②結(jié)構(gòu)效度。通過各維度間及各維度與量表總分相關(guān)性驗證量表的內(nèi)部結(jié)構(gòu)效度，探索性因子分析驗證量表結(jié)構(gòu)是否合理，驗證性因子分析驗證量表結(jié)構(gòu)與理論構(gòu)想擬合程度[17]。③效標關(guān)聯(lián)效度。通過本研究量表與FRAIL 量表（本研究將FRAIL 量表作為“金標準”）間的Pearson 相關(guān)系數(shù)評定[18]。

2 結(jié)果

2.1 專家咨詢結(jié)果 共邀請了來自山西、山東、吉林、北京、四川、上海、河南7 個省市的17 名專家，包括護理管理、老年臨床護理、老年病學(xué)、老年流行病學(xué)領(lǐng)域，專家年齡為33～56（45.88±7.46）歲；工作年限均≥10年；博士3 名，碩士8 名，本科6 名；正高級職稱5 名，副高級職稱9 名，中級職稱3 名。

第1 輪發(fā)放問卷19 份，收回17 份；第2 輪發(fā)放問卷17 份，收回17 份。兩輪咨詢問卷有效回收率分別為89.47%、100.00%，提出意見的專家占比分別為82.35%、52.94%，說明專家的積極系數(shù)較高。兩輪咨詢的專家權(quán)威系數(shù)分別為0.887，0.893，說明專家權(quán)威程度較高。經(jīng)過兩輪咨詢，重要性賦值均數(shù)為4.29～5.00 分，滿分比為0.53～1.00，變異系數(shù)為0.000～0.198。兩輪咨詢的肯德爾和諧系數(shù)分別為0.252，0.430，顯著性檢驗P<0.05，說明專家咨詢結(jié)果可靠。

經(jīng)過第1 輪專家咨詢，將“服藥情況”“疾病狀態(tài)”“健康狀況”3 個維度合并為“一般健康狀況”，刪除6 個條目，合并13 個條目，將條目“步速減慢”修改為“最大步速<0.8 m/s”；“握力下降”修改為“最大握力：男性<26 kg，女性<18 kg”。第2 輪專家咨詢刪除條目“肢體殘疾”，其余未做修改。兩輪咨詢結(jié)束后，形成了包括4 個維度、26 個條目的量表初稿。

2.2 預(yù)調(diào)查結(jié)果 根據(jù)30 例病人的調(diào)查結(jié)果，將“精神心理狀態(tài)”維度中的條目“空間定向力（準確說出醫(yī)院名稱、樓層、科室）”修改為“空間定向力（準確說出住所名稱、樓層）”；根據(jù)30 名護士的調(diào)查結(jié)果，將“營養(yǎng)狀況”維度中的條目“入院營養(yǎng)評分≥3 分”修改為“入院24 h 內(nèi)營養(yǎng)風險篩查（NRS2002）評分≥3 分”，將“精神心理狀態(tài)”維度中的條目“抑郁”修改為“抑郁評分≥3 分”“焦慮”修改為“焦慮評分≥3 分”。

2.3 項目分析結(jié)果 臨界比值法刪除4 個條目（t<3.000）；相關(guān)系數(shù)法刪除6 個條目（r<0.4），剩余條目相關(guān)系數(shù)為0.508～0.768；總量表的Cronbach's α 系數(shù)為0.914，一般健康狀況領(lǐng)域的B6、B7、B8、B9、B12 條目刪除后Cronbach's α 系數(shù)反而增大，故刪除；對26 個條目進行初次因子分析得出：B9 在各個因子的載荷系數(shù)均低于0.4，B6、B10、B11 在第3 個因子的載荷系數(shù)均<0.4，予以刪除。最終保留19 個條目。

2.4 信度檢驗結(jié)果 總量表的Cronbach's α 系數(shù)為0.934，各維度Cronbach's α 系數(shù)分別為0.895，0.883，0.797，0.957；間隔2 周后選取30 例病人進行重測，重測信度系數(shù)為0.809。

2.5 效度檢驗結(jié)果

2.5.1 內(nèi)容效度 總量表內(nèi)容效度指數(shù)（S‐CVI）為0.964，各條目內(nèi)容效度指數(shù)（I‐CVI）為0.830～1.000。

2.5.2 結(jié)構(gòu)效度

2.5.2.1 各維度與量表總分相關(guān)性 除營養(yǎng)狀況與精神心理狀態(tài)間相關(guān)系數(shù)為0.376 外，其余均>0.400，見表1。

表1 各維度間及維度與量表總分的相關(guān)性（r 值）

2.5.2.2 探索性因子分析 KMO 值為0.902，Bartlett檢驗具有顯著性（χ2=3 943.377，P<0.001），適合做探索性因子分析[18]。采用主成分分析和Kaiser 標準化最大方差法，取特征值>1，共萃取4 個公因子，累計方差貢獻率為75.902%。同時碎石圖可以看出第5 個因子開始曲線趨于平穩(wěn)，因此，確定為4 個公因子。探索性因子分析碎石圖見圖1。旋轉(zhuǎn)后的各條目在相應(yīng)的因子載荷均較大，為0.564～0.937。各條目因子載荷矩陣見表2。

圖1 探索性因子分析碎石圖

表2 老年住院病人衰弱評估量表各條目因子載荷

2.5.2.3 驗證性因子分析法 通過AMOS 21.0 構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，模型擬合指標如下：χ2=291.284，df=133，χ2/df=2.190, 近似誤差均方根（RMSEA）=0.077,擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）=0.878 ,標準適配指數(shù)（NFI）=0.922,增值適配指數(shù)（IFI）=0.956,非規(guī)準適配指數(shù)（TLI）=0.943,比較適配指數(shù)（CFI）=0.956。模型路徑圖見圖2。

圖2 驗證性因子擬合模型路徑圖

2.5.3 效標關(guān)聯(lián)效度 本研究量表與FRAIL 量表間的Pearson 相關(guān)系數(shù)為0.710，呈強相關(guān)關(guān)系。

2.6 量表界值的確定 以FRAIL 量表為金標準，根據(jù)受試者工作特征曲線（ROC）曲線可得，衰弱前期AUC 為0.942[95%CI（0.902，0.983）]，特異度為0.632，敏感度為0.973，衰弱AUC 為0.841[95%CI(0.754,0.928)]，特異度為0.935，敏感度為0.855。根據(jù)約登指數(shù)最大原則，得出衰弱前期、衰弱的最佳界值分別為1.625 分，7.750 分。ROC 曲線見圖3、圖4。

圖3 診斷衰弱前期ROC 曲線

圖4 診斷衰弱ROC 曲線

2.7 量表的計分方法 條目“ADL 評分”采用0～1 分的4 級評分法，其余條目均采用0 分或1 分的2 級評分法，總分為0～19 分，以量表得分與條目數(shù)比值判斷衰弱程度，判斷標準：≤0.086 為健康,0.086～0.408 為衰弱前期,≥0.408 為衰弱。

3 討論

3.1 構(gòu)建老年住院病人衰弱評估量表的必要性 相關(guān)研究顯示，醫(yī)院老年病人衰弱發(fā)生率高于社區(qū)老年人衰弱發(fā)生率[7]，而衰弱會導(dǎo)致老年人對長期照護的需求和醫(yī)療費用增加[19]。本研究構(gòu)建的老年住院病人衰弱評估量表有助于臨床醫(yī)護人員對衰弱進行準確的評價，根據(jù)衰弱等級預(yù)測不良結(jié)局，預(yù)防性采取措施，減少不良結(jié)局的發(fā)生，延緩衰弱進展；為普及衰弱提供工具，提高醫(yī)護人員、病人及家屬對老年人衰弱的關(guān)注度。

3.2 老年住院病人衰弱評估量表的嚴謹性 本研究基于CSHA 的累積健康缺陷模型，在構(gòu)建條目池時遵循以下5 條原則：后天獲得、隨著年齡的增加患病率增加、與健康相關(guān)、不會在較年輕的年齡段飽和、具有生物學(xué)合理性[20]，保證了量表條目的嚴謹性；之后選取了來自全國7 個省市的17 名專家進行2 輪專家咨詢，課題組反復(fù)討論、整理專家咨詢結(jié)果，保證了量表維度及條目的清晰、合理；并分別選取了30 例老年住院病人和臨床護士進行預(yù)調(diào)查，對條目的表述方式進行調(diào)整，使其易于老年人理解、護士評估；最后通過臨界比值法、相關(guān)系數(shù)法、Cronbach's α 系數(shù)法、主成分分析法進行條目篩選，形成了包括4 個維度、19 個條目的正式量表，嚴格遵循量表開發(fā)過程，保證了量表的嚴謹性、可靠性、實用性。

3.3 老年住院病人衰弱評估量表的科學(xué)性 信度評價結(jié)果顯示，除營養(yǎng)狀況維度Cronbach's α 系數(shù)為0.797 外，總量表及其余各維度Cronbach's α 系數(shù)均>0.800，且刪除某條目后分量表的Cronbach's α 系數(shù)未增大，因此整個量表的可信度較高；重測信度系數(shù)>0.800，說明前后兩次調(diào)查一致性較高，結(jié)果可靠；探索性因子分析累計貢獻率>70%，說明抽取4 個公因子比較合理，采用最大方差法旋轉(zhuǎn)后，因子載荷矩陣與最初量表構(gòu)想一致，說明結(jié)構(gòu)合理；驗證性因子分析結(jié)果顯示，擬合優(yōu)度的χ2/df<3，RMSEA 為0.077,其余指標除GFI 外，均>0.90，模型擬合程度合理[21]。本研究衰弱前期AUC 為0.942，診斷準確率較高，衰弱AUC為0.841，診斷準確率中等[22]，衰弱判斷標準與國外研究結(jié)果[23‐24]相差不大。

3.4 老年住院病人衰弱評估量表的可行性 一般完成一份量表的時間在20 min 以內(nèi)容易被人接受。本量表完成評估所需時間為5～11 min，平均8 min；且大部分病人表示條目表述簡單，易于老年人理解，臨床護士認為條目數(shù)較合理，不會增加過多的工作負擔，說明量表的可行性較好。

4 小結(jié)

本研究編制的老年住院病人衰弱評估量表包括4個維度、19 個條目，信效度良好，可作為臨床護士評估老年病人衰弱程度的工具。但是本研究為單中心研究，今后可以開展多中心研究，進一步擴大樣本，結(jié)合項目反應(yīng)理論不斷完善量表。