柏丁兮，高靜，楊直，吳晨曦

全球老齡化現(xiàn)象日趨嚴(yán)峻，我國(guó)60歲及以上人口占比達(dá)18.70%［1］，正處于從快速老齡化向深度老齡化轉(zhuǎn)變階段。我國(guó)老年人口基數(shù)大，加之因組織器官老化、功能減退、疾病抵抗力低，老年人常同時(shí)罹患多種慢性病，即“一體多病”的現(xiàn)象在老年人中普遍存在。系統(tǒng)評(píng)價(jià)研究結(jié)果顯示，國(guó)外社區(qū)65歲及以上老年人慢病共存總發(fā)生率為33.1%，我國(guó)60歲及以上老年人慢病共存發(fā)生率為6.4%～76.5%［2-3］。相較國(guó)外，我國(guó)老年慢病共存患者具有基數(shù)大、增長(zhǎng)迅速、消耗醫(yī)療資源多的特點(diǎn)，由此帶來(lái)的治療負(fù)擔(dān)已成為不容忽視的公共衛(wèi)生問(wèn)題。治療負(fù)擔(dān)是指患者完成醫(yī)療保健工作量及這些工作量對(duì)患者自身功能和健康的影響。醫(yī)療保健工作量包括治療疾?。ㄈ玑t(yī)療預(yù)約、服用藥物等）和自我保健行為（如監(jiān)測(cè)健康、飲食、鍛煉等），影響包括工作量對(duì)患者認(rèn)知、行為、身心健康的影響［4］。當(dāng)治療負(fù)擔(dān)過(guò)重時(shí)，患者會(huì)出現(xiàn)服藥依從性差［5-9］、疾病復(fù)發(fā)、健康與福祉下降、治療滿意度下降［10］、生活質(zhì)量下降等［11-15］，嚴(yán)重者可能會(huì)出現(xiàn)不遵醫(yī)囑甚至放棄治療的情況［6，9，16］，進(jìn)而影響治療效果。關(guān)注并準(zhǔn)確評(píng)估我國(guó)老年慢病共存患者治療負(fù)擔(dān)，是精準(zhǔn)制定與評(píng)價(jià)患者治療措施、減少無(wú)效醫(yī)療資源使用的重要前提。我國(guó)目前尚無(wú)本土研制的老年慢病共存治療負(fù)擔(dān)量表，主要采用國(guó)外引進(jìn)的慢病共存治療負(fù)擔(dān)問(wèn)卷（Multimorbidity Treatment Burden Ques-tionnaire，MTBQ）［17-18］、治療負(fù)擔(dān)問(wèn)卷（Treatment Burden Questionnaire，TBQ）［19-20］進(jìn)行老年慢病共存治療負(fù)擔(dān)測(cè)量。但國(guó)外引進(jìn)的量表存在以下缺點(diǎn)：目前漢化量表評(píng)估對(duì)象未針對(duì)老年人群；TBQ未排除單一慢性病患者；評(píng)估內(nèi)容聚焦生理、經(jīng)濟(jì)、時(shí)間等方面的治療負(fù)擔(dān)，較少關(guān)注心理社會(huì)方面的治療負(fù)擔(dān)；量表開(kāi)發(fā)背景方面，MTBQ和TBQ的開(kāi)發(fā)是基于當(dāng)?shù)蒯t(yī)療、文化、保險(xiǎn)、社會(huì)福利制度等，與我國(guó)存在差異。因此，我國(guó)亟須開(kāi)發(fā)本土量表。本研究根據(jù)治療負(fù)擔(dān)這一多維概念，從我國(guó)文化背景、醫(yī)療體系及社會(huì)福利制度等角度出發(fā)，采用澳大利亞喬安娜布里格斯研究所（JBI）循證衛(wèi)生保健中心推薦的基于共識(shí)的健康測(cè)量工具遴選標(biāo)準(zhǔn)（Consensus-based Standards for the Selection of Health Measurement Instruments，COSMIN）清單［21］指導(dǎo)量表研制，通過(guò)文獻(xiàn)分析和質(zhì)性訪談，研制一份能全面、準(zhǔn)確評(píng)估我國(guó)老年慢病共存患者治療負(fù)擔(dān)的量表，為調(diào)查老年慢病共存患者治療負(fù)擔(dān)的影響因素及制定個(gè)體化的干預(yù)方案提供依據(jù)。

1 對(duì)象與方法

根據(jù)COSMIN指南的建議，將量表的研制過(guò)程分為3個(gè)階段：初始量表開(kāi)發(fā)、量表?xiàng)l目?jī)?yōu)化及量表測(cè)量屬性校驗(yàn)。

1.1 形成老年慢病共存患者治療負(fù)擔(dān)量表初始條目池 本研究基于SAV等［10］的治療負(fù)擔(dān)概念框架初步將治療負(fù)擔(dān)分為經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)、自我管理負(fù)擔(dān)、時(shí)間負(fù)擔(dān)、心理社會(huì)負(fù)擔(dān)及藥物負(fù)擔(dān)。為進(jìn)一步了解我國(guó)老年慢病共存患者治療負(fù)擔(dān)的內(nèi)容，本研究選取老年慢病共存患者進(jìn)行半結(jié)構(gòu)深入訪談（半結(jié)構(gòu)化訪談過(guò)程及結(jié)果見(jiàn)文獻(xiàn)［22］）。最后基于治療負(fù)擔(dān)的概念框架，結(jié)合文獻(xiàn)分析和質(zhì)性研究的結(jié)果擬定量表?xiàng)l目池，包含6個(gè)維度，49個(gè)條目。

1.2 基于專(zhuān)家咨詢法和預(yù)測(cè)試研究形成初始量表 于2021年7—9月，開(kāi)展兩輪專(zhuān)家咨詢。選擇以老年慢性病為研究方向的老年醫(yī)學(xué)專(zhuān)家；專(zhuān)家人數(shù)參照徐國(guó)祥［23］提出的8～20人選擇標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)合本研究實(shí)際及文獻(xiàn)報(bào)道，最終專(zhuān)家人數(shù)擬定為15名。專(zhuān)家納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）老年慢性病、老年護(hù)理、工具研制等方向的專(zhuān)家；（2）本科及以上學(xué)歷；（3）5年以上相關(guān)領(lǐng)域工作經(jīng)驗(yàn)（醫(yī)療、護(hù)理、心理等）；（4）中級(jí)及以上專(zhuān)業(yè)技術(shù)職稱(chēng)；（5）愿意參與本研究。回收調(diào)查表后統(tǒng)計(jì)專(zhuān)家的基本情況，并計(jì)算專(zhuān)家的積極系數(shù)、權(quán)威系數(shù)（Cr）及變異系數(shù)（CV）。積極系數(shù)通過(guò)有效問(wèn)卷回收率來(lái)反映，有效問(wèn)卷回收率=收回有效咨詢表份數(shù)/發(fā)出咨詢表份數(shù)×100%。Cr由專(zhuān)家評(píng)價(jià)量表?xiàng)l目時(shí)的判斷依據(jù)（Ca）和專(zhuān)家自評(píng)熟悉程度（Cs）來(lái)決定，Cr=（Ca+Cs）/2。用Kendall協(xié)調(diào)系數(shù)（Kendall's W）和CV來(lái)表示專(zhuān)家意見(jiàn)的協(xié)調(diào)程度。CV越小，提示專(zhuān)家協(xié)調(diào)程度越高，一般CV＜0.250表示可接受。Kendall's W越高，表示專(zhuān)家對(duì)條目的認(rèn)同度和一致性越高。第1輪專(zhuān)家咨詢完成后計(jì)算條目重要性均分和CV兩項(xiàng)指標(biāo)，需同時(shí)滿足CV＜0.250和重要性均分＞3.500分［24］。若只符合一項(xiàng)，課題組需集合專(zhuān)家意見(jiàn)，綜合條目的臨床實(shí)用性，再進(jìn)行討論，以此決定該條目是否應(yīng)該刪除或者修改。若有專(zhuān)家建議新增條目，則將該條目納入下一輪專(zhuān)家咨詢問(wèn)卷中。第2輪專(zhuān)家咨詢?cè)u(píng)判標(biāo)準(zhǔn)同第1輪。

經(jīng)過(guò)兩輪專(zhuān)家咨詢對(duì)條目池進(jìn)一步篩選后，開(kāi)展預(yù)測(cè)試研究。于2021年9月，采用便利抽樣的方法，選取成都市三級(jí)甲等醫(yī)院20名老年慢病共存患者進(jìn)行預(yù)測(cè)試，了解患者對(duì)該量表的用詞及表達(dá)的建議，檢查條目有無(wú)歧義等。研究對(duì)象的納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）被二級(jí)及以上醫(yī)院確診患有≥2種慢性?。」泊妫?；（2）慢病共存確診時(shí)間＞6個(gè)月；（3）年齡≥60歲；（4）無(wú)精神疾病，有正常溝通能力，自愿參與本研究者。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）正在參加其他臨床研究者；（2）病情嚴(yán)重，無(wú)法配合研究的患者。通過(guò)預(yù)測(cè)試研究檢驗(yàn)本量表?xiàng)l目是否能被研究對(duì)象理解和接受，在語(yǔ)言上實(shí)現(xiàn)通俗易懂、便于理解的目的。

1.3 量表?xiàng)l目?jī)?yōu)化，形成測(cè)試版量表 于2021年9—11月，采用便利抽樣的方法，選取成都市三級(jí)、二級(jí)、一級(jí)醫(yī)院各1所，并從中便利選取老年慢病共存患者，研究對(duì)象納入及排除標(biāo)準(zhǔn)同預(yù)測(cè)試。由研究者向患者發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷，調(diào)查問(wèn)卷包括研究對(duì)象基本資料調(diào)查表和老年慢病共存患者治療負(fù)擔(dān)初始量表。采用項(xiàng)目分析（臨界比值法、相關(guān)系數(shù)法、離散趨勢(shì)法、Cronbach's α系數(shù)法）及探索性因子分析法對(duì)量表?xiàng)l目進(jìn)行篩選，最終形成測(cè)試版量表。臨界比值法是從條目的區(qū)分度方面對(duì)條目進(jìn)行篩選，該方法是將研究對(duì)象按量表總得分進(jìn)行排序，總得分前27%的調(diào)查對(duì)象為高分組，總得分后27%的調(diào)查對(duì)象為低分組，通過(guò)獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)比較高分組和低分組在每個(gè)條目得分的差異，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）的條目予以保留，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05）的條目可考慮刪除［25］。本研究采用Pearson相關(guān)系數(shù)法檢驗(yàn)每個(gè)條目與量表總分之間的相關(guān)性，將條目與總分相關(guān)系數(shù)≥0.4的條目予以保留［26］。離散趨勢(shì)法是從條目的靈敏度角度來(lái)進(jìn)行篩選，通常用標(biāo)準(zhǔn)差（standard deviation，SD）作為評(píng)價(jià)指標(biāo)，選擇離散程度較大的條目，建議刪除SD＜0.8的條目［27］。Cronbach's α系數(shù)法是檢驗(yàn)量表內(nèi)部一致性的方法，如果刪除一個(gè)條目后，總量表的Cronbach's α系數(shù)上升，說(shuō)明該條目會(huì)影響量表的內(nèi)部一致性，應(yīng)該考慮刪除［28］。本研究確定條目的剔除原則為：有兩種或兩種以上方法判定為刪除者為必剔除條目。在以上條目篩選完成后，采用探索性因子分析對(duì)量表結(jié)構(gòu)進(jìn)行考評(píng)，該方法主要從代表性角度來(lái)篩選條目，通過(guò)KMO檢驗(yàn)和Bartlett's球型檢驗(yàn)判斷數(shù)據(jù)是否適合做因子分析，一般認(rèn)為KMO值＞0.8［25］即可進(jìn)行探索性因子分析。對(duì)滿足以下任一標(biāo)準(zhǔn)的條目予以刪除：（1）條目載荷＜0.400；（2）條目在兩個(gè)及以上因子上載荷結(jié)果相近；（3）因子下不足3個(gè)條目［29］。

1.4 開(kāi)展測(cè)量學(xué)屬性校驗(yàn)，形成終版量表

1.4.1 研究對(duì)象 于2021年11月至2022年1月，采用便利抽樣的方法，選取成都市三級(jí)、二級(jí)、一級(jí)醫(yī)院各1所，并從中便利選取老年慢病共存患者，研究對(duì)象納入及排除標(biāo)準(zhǔn)同預(yù)測(cè)試。

1.4.2 信度考評(píng) 采用重測(cè)信度、分半信度、Cronbach's α系數(shù)來(lái)進(jìn)行評(píng)價(jià)。重測(cè)信度：本研究隨機(jī)選取調(diào)查對(duì)象中30名患者于出院后2～3 d后進(jìn)行同一問(wèn)卷的再次測(cè)量，兩次獲得的數(shù)據(jù)使用Pearson相關(guān)系數(shù)法進(jìn)行評(píng)價(jià)，若相關(guān)系數(shù)＞0.75表示重測(cè)信度好，相關(guān)性系數(shù)為0.400～0.750表示重測(cè)信度較好，相關(guān)系數(shù)＜0.400表示重測(cè)信度差。分半信度：根據(jù)受試者在兩半題項(xiàng)上所得分?jǐn)?shù)計(jì)算兩者的相關(guān)系數(shù)，通常要求分半信度≥0.700。通過(guò)計(jì)算整個(gè)量表的Cronbach's α系數(shù)及每個(gè)維度的Cronbach's α系數(shù)來(lái)判斷量表的內(nèi)部一致性，一般要求Cronbach's α系數(shù)≥0.700。

1.4.3 效度考評(píng) 效度采用內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度來(lái)進(jìn)行評(píng)價(jià)。本研究選擇以老年慢性病為研究方向的老年醫(yī)學(xué)專(zhuān)家6名進(jìn)行效度考評(píng)。專(zhuān)家納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）本科及以上學(xué)歷；（2）5年以上相關(guān)領(lǐng)域工作經(jīng)驗(yàn)（醫(yī)療、護(hù)理、心理等）；（3）中級(jí)及以上專(zhuān)業(yè)技術(shù)職稱(chēng)；（4）愿意參與本研究。根據(jù)專(zhuān)家的評(píng)分計(jì)算條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)（item content validity index，I-CVI）和量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)（scale content validity index，S-CVI）。I-CVI=評(píng)分為3分或4分的專(zhuān)家人數(shù)/參評(píng)的專(zhuān)家總數(shù)。S-CVI/Ave=量表所有條目I-CVI的均數(shù)。一般要求I-CVI≥0.780，S-CVI/Ave≥0.900。通過(guò)計(jì)算條目與各維度間的相關(guān)性來(lái)評(píng)價(jià)結(jié)構(gòu)效度，當(dāng)條目與所屬維度的相關(guān)系數(shù)為0.300～0.800時(shí)，說(shuō)明量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。采用驗(yàn)證性因子分析對(duì)量表的結(jié)構(gòu)進(jìn)行驗(yàn)證：標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根（SRMR）、近似誤差均方根（RMSEA）＜0.050表明模型擬合較好，0.050～0.080表明模型擬合基本可以接受；χ2/df需＜3.000；比較擬合指數(shù)（CFI）、非歸準(zhǔn)適配指數(shù)（TLI）＞0.900，表明模型擬合較好，越趨近1.000表明擬合的效果越好。

1.4.4 可行性考評(píng) 采用接受率、完成率和量表完成時(shí)間評(píng)價(jià)量表可行性。接受率：量表被所調(diào)查對(duì)象接受的情況，實(shí)際操作中以量表的回收率表示，通常要求量表回收率達(dá)到85%以上。完成率：接受調(diào)查的對(duì)象完成量表的比例，如果過(guò)低，說(shuō)明量表太復(fù)雜，讓患者難以接受，通常要求量表完成率達(dá)到85%以上。量表完成時(shí)間：一般認(rèn)為1份量表的完成時(shí)間控制在20 min之內(nèi)較易接受，若完成量表需要的時(shí)間過(guò)長(zhǎng)，被調(diào)查者可能會(huì)產(chǎn)生抵觸情緒而影響量表測(cè)評(píng)的質(zhì)量，進(jìn)而影響研究的真實(shí)性和準(zhǔn)確性。

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 將所有數(shù)據(jù)以平行雙錄入的方式錄入Excel，并進(jìn)行交叉核對(duì)。采用SPSS 21.0、QSRNVivo 12.0、Mplus 14.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。計(jì)數(shù)資料以頻數(shù)和相對(duì)數(shù)表示，計(jì)量資料以（±s）表示。運(yùn)用臨界比值法、相關(guān)系數(shù)法、離散趨勢(shì)法、Cronbach's α系數(shù)法、因子分析法對(duì)量表?xiàng)l目進(jìn)行定量篩選；采用重測(cè)信度、Cronbach's α系數(shù)、分半信度對(duì)量表進(jìn)行信度檢驗(yàn)；采用內(nèi)容效度、結(jié)構(gòu)效度對(duì)量表進(jìn)行效度檢驗(yàn)；采用接受率、完成率、完成時(shí)間對(duì)量表進(jìn)行可行性評(píng)價(jià)。檢驗(yàn)水準(zhǔn)為α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 初始量表開(kāi)發(fā)

2.1.1 形成初始條目池 量表?xiàng)l目池包含6個(gè)維度，共計(jì)49個(gè)條目。6個(gè)維度分別為經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)、藥物負(fù)擔(dān)、自我管理負(fù)擔(dān)、獲得醫(yī)療服務(wù)負(fù)擔(dān)（涵蓋時(shí)間和路程負(fù)擔(dān)、獲得醫(yī)療資源的困難）、社交負(fù)擔(dān)、心理負(fù)擔(dān)。

2.1.2 德?tīng)柗茖?zhuān)家咨詢結(jié)果 第1輪專(zhuān)家咨詢共發(fā)放20份問(wèn)卷，有效回收15份問(wèn)卷，問(wèn)卷有效回收率為75.0%；第2輪專(zhuān)家咨詢共發(fā)放問(wèn)卷15份，有效回收15份，問(wèn)卷有效回收率為100.0%。15名專(zhuān)家來(lái)自重慶市、河北省、山西省、河南省、江蘇省、四川省、廣東省、福建省、浙江省、山東??；專(zhuān)業(yè)領(lǐng)域包括老年護(hù)理、慢性病護(hù)理、護(hù)理管理、工具研制等；專(zhuān)家年齡42～59歲；工作年限22～41年；高級(jí)職稱(chēng)10名，副高級(jí)職稱(chēng)4名，中級(jí)職稱(chēng)1名；學(xué)歷為博士研究生2名，碩士研究生7名，大學(xué)本科6名。專(zhuān)家的Cr為0.897。第1輪、第2輪專(zhuān)家意見(jiàn)協(xié)調(diào)程度的Kendall' W分別為0.144和0.293，χ2分別為 103.454和 175.684，P＜0.001，表明專(zhuān)家意見(jiàn)協(xié)調(diào)程度較為一致。第1輪專(zhuān)家咨詢各條目的重要性均數(shù)為3.200～4.800分，CV為0.086～0.377；第2輪專(zhuān)家咨詢各條目的重要性均數(shù)為3.530～4.800分，CV為0.086～0.205。刪除CV≥0.250及重要性均分≤3.500分的條目，以及專(zhuān)家建議刪除的條目，包括條目8、10、13、29、30、32、37、38、49，并增加了1個(gè)條目“長(zhǎng)期服藥使我依賴藥物”。其余條目根據(jù)專(zhuān)家意見(jiàn)進(jìn)行修改，經(jīng)過(guò)專(zhuān)家咨詢，形成了6個(gè)維度、41個(gè)條目的老年慢病共存患者治療負(fù)擔(dān)初始量表。

2.1.3 預(yù)測(cè)試結(jié)果 患者建議，條目13可以修改為“乘坐交通工具對(duì)我看病的困難程度”。

2.2 量表?xiàng)l目?jī)?yōu)化

2.2.1 研究對(duì)象一般資料 共發(fā)放問(wèn)卷310份，回收有效問(wèn)卷294份，問(wèn)卷有效回收率為94.8%。294名調(diào)查對(duì)象年齡60～93歲，平均年齡（70.6±6.5）歲；男144名（49.0%），女150名（51.0%）；其他一般資料見(jiàn)表1。

表1 研究對(duì)象一般資料〔n（%）〕Table 1 General information of the study subjects

2.2.2 項(xiàng)目分析結(jié)果 （1）臨界比值法：高分組和低分組41個(gè)條目得分獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果顯示，P均＜0.05，條目的鑒別能力較好，均予以保留。（2）相關(guān)性分析：條目與總分的相關(guān)分析結(jié)果顯示，條目15、22、23、29、31、32、33、34、35、36與總分的相關(guān)系數(shù)＜0.4，考慮予以刪除。（3）離散趨勢(shì)法：條目3、6、7、8、9、22、36的 SD＜0.8，考慮予以刪除。（4）Cronbach's α系數(shù)法：條目32、33、34、35刪除后量表的Cronbach's α系數(shù)上升。綜合以上項(xiàng)目分析結(jié)果，刪除條目22、32、33、34、35、36。由此，形成了由6個(gè)維度、35個(gè)條目組成的量表。

2.2.3 探索性因子分析結(jié)果 將上述經(jīng)過(guò)條目篩選的量表（35個(gè)條目）進(jìn)行探索性因子分析，分析過(guò)程中剔除因子負(fù)荷＜0.400的條目及兩個(gè)及以上因子系數(shù)相近的條目。第一次探索性因子分析結(jié)果顯示，KMO值=0.844，P＜0.001，可以進(jìn)行因子分析。按照特征根＞1.000，提取了8個(gè)公因子，其累積方差貢獻(xiàn)率為62.058%。由旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣得出，條目10在各因子上的載荷均＜0.400，故刪除，因子8只包含條目15，該因子下所包含的題項(xiàng)太少，無(wú)法顯示共同因素所代表的意義，故刪除條目15。將條目10、15刪除后進(jìn)行第二次探索性因子分析，結(jié)果顯示，KMO值=0.838，P＜0.001，可以進(jìn)行因子分析。按照特征根＞1.000的標(biāo)準(zhǔn)，選取了7個(gè)公因子，其累積方差貢獻(xiàn)率為60.659%。通過(guò)因子載荷旋轉(zhuǎn)矩陣（表2）可以得出各條目載荷在各因子上合適，無(wú)刪除條目。方差貢獻(xiàn)率依次為13.796%、9.962%、8.581%、8.565%、6.952%、6.766%、6.038%。兩次探索性因子分析后，共提取了7個(gè)公因子，各條目的載荷穩(wěn)定，最后形成了經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)（4個(gè)條目）、自我管理負(fù)擔(dān)（6個(gè)條目）、獲得醫(yī)療服務(wù)負(fù)擔(dān)（9個(gè)條目）、藥物管理負(fù)擔(dān)（3個(gè)條目）、藥物不良反應(yīng)負(fù)擔(dān)（3個(gè)條目）、社交負(fù)擔(dān)（3個(gè)條目）、心理負(fù)擔(dān)（5個(gè)條目）共7個(gè)維度，包含33個(gè)條目的老年慢病共存患者治療負(fù)擔(dān)測(cè)試版量表。量表采用Likert 5級(jí)評(píng)分，“沒(méi)有困難”～“極度困難”分別賦值0～4分，量表得分范圍為0～132分，得分越高表示治療負(fù)擔(dān)越重。

表2 老年慢病共存患者治療負(fù)擔(dān)測(cè)試版量表第二次探索性因子分析各條目在7個(gè)因子上的載荷Table 2 Loadings of each item on 7 factors in the second exploratory factor analysis of the test version of the treatment burden scale for elderly patients with coexisting chronic diseases

2.3 量表測(cè)量屬性校驗(yàn)

2.3.1 研究對(duì)象一般資料 共發(fā)放問(wèn)卷330份，有效回收問(wèn)卷316份，問(wèn)卷有效回收率為95.8%。316名調(diào)查對(duì)象年齡60～82歲，平均年齡（69.1±6.1）歲；男156名（49.4%），女160名（50.6%）；265名（83.9%）已婚；110名（34.8%）醫(yī)保類(lèi)型為城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)，113名（35.8%）為城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)，86名（27.2%）為新型農(nóng)村合作醫(yī)療；128名（40.5%）慢性病種數(shù)為3種；209名（66.1%）病程超過(guò)10年。

2.3.2 信度考評(píng) 老年慢病共存患者治療負(fù)擔(dān)測(cè)試版量表的Cronbach's α系數(shù)為0.895，分半信度為0.938，重測(cè)信度為0.939，各維度Cronbach's α系數(shù)為0.740～0.840，分半信度為0.673～0.860，重測(cè)信度為0.753～0.953（P＜0.01）。

2.3.3 效度考評(píng)

2.3.3.1 內(nèi)容效度 邀請(qǐng)6位專(zhuān)家對(duì)問(wèn)卷的內(nèi)容效度進(jìn)行評(píng)價(jià)，分別是老年護(hù)理專(zhuān)家3名，老年醫(yī)生2名，工具研制專(zhuān)家1名。結(jié)果顯示：量表的I-CVI為0.833～1.000，S-CVI/Ave為 0.939。

2.3.3.2 結(jié)構(gòu)效度 （1）相關(guān)性分析：量表?xiàng)l目與各維度之間的相關(guān)系數(shù)為0.522～0.897（P＜0.01）。（2）驗(yàn)證性因子分析：通過(guò)檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布，故采用最大似然法對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。第一次驗(yàn)證性因子分析結(jié)果顯示：χ2/df=1.727，CFI=0.903，TLI=0.892，SRMR=0.065，RMSEA=0.048。根據(jù)第一次擬合結(jié)果，部分指標(biāo)未達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)要求，需要對(duì)模型進(jìn)行修正。根據(jù)修正指數(shù)，在模型上使條目32和33的誤差相關(guān)。第二次驗(yàn)證性因子分析結(jié)果顯示：χ2/df=1.506，CFI=0.933，TLI=0.925，SRMR=0.054，RMSEA=0.040，各適配指數(shù)達(dá)標(biāo)。所有條目的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)均＞0.400，表示修正后模型的基本適配良好，模型擬合見(jiàn)圖1。

圖1 老年慢病共存患者治療負(fù)擔(dān)量表的修正模型擬合情況Figure 1 Modified model fitting of the treatment burden scale for elderly patients with coexisting chronic diseases

2.3.4 可行性考評(píng) 共發(fā)放問(wèn)卷330份，回收問(wèn)卷316份，問(wèn)卷回收率為95.8%。由于所有問(wèn)卷在回收時(shí)均進(jìn)行了認(rèn)真檢查，故回收的量表均為有效量表，量表完成率為100.0%?；颊咄瓿?份量表的時(shí)間為10～15 min。

3 討論

3.1 老年慢病共存患者治療負(fù)擔(dān)量表具有較好的臨床使用可行性 目前，我國(guó)使用的慢病共存患者治療負(fù)擔(dān)評(píng)估工具主要為國(guó)外引進(jìn)的由TRAN等［20］編制的TBQ和DUNCAN等［18］編制的MTBQ，尚無(wú)本土研制的老年慢病共存治療負(fù)擔(dān)量表。由于治療負(fù)擔(dān)是一個(gè)多維度的概念，深受文化背景、醫(yī)療體系及社會(huì)福利制度等因素的影響，而TBQ和MTBQ均為單維量表，尚不能完全反映治療負(fù)擔(dān)這一多維問(wèn)題。另外，TBQ為在法國(guó)編制，是評(píng)估慢性病患者治療負(fù)擔(dān)的普適性量表，不專(zhuān)門(mén)針對(duì)老年人群，且未排除只患一種慢性病的患者。加之法國(guó)慢性病患者可得到免費(fèi)的健康照護(hù)［20，30］，所以法文版TBQ未包含經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)方面的內(nèi)容，盡管后續(xù)增加了“與醫(yī)療保健相關(guān)的財(cái)務(wù)負(fù)擔(dān)”條目，但對(duì)我國(guó)的評(píng)估適用性仍然有限，因經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)于我國(guó)患者而言是需重點(diǎn)考慮的內(nèi)容。MTBQ雖是針對(duì)慢病共存患者開(kāi)發(fā)的較為全面的評(píng)估工具，評(píng)估內(nèi)容涵蓋患者為照顧自己的健康而必須做的工作、以問(wèn)題為中心的自我護(hù)理策略、增加負(fù)擔(dān)的因素，但其未考慮慢病共存帶給患者的社會(huì)心理負(fù)擔(dān)。與TBQ相同的是，MTBQ是基于英國(guó)當(dāng)?shù)貙?shí)際而研制的量表，英國(guó)慢性病患者醫(yī)療保健基本免費(fèi)［18］，故在開(kāi)發(fā)此量表時(shí)僅考慮了管理疾病的額外成本，未涉及住院費(fèi)用、檢查費(fèi)用、交通費(fèi)用等負(fù)擔(dān)，與我國(guó)醫(yī)療保健制度存在差異。因此，本研究基于SAV等［10］治療負(fù)擔(dān)的概念分析，結(jié)合文獻(xiàn)和質(zhì)性研究，深入挖掘治療負(fù)擔(dān)內(nèi)容，形成涵蓋經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)、自我管理負(fù)擔(dān)、獲得醫(yī)療服務(wù)負(fù)擔(dān)、藥物管理負(fù)擔(dān)、藥物不良反應(yīng)負(fù)擔(dān)、社交負(fù)擔(dān)、心理負(fù)擔(dān)7個(gè)維度，共計(jì)33個(gè)條目的量表，該量表增加了國(guó)外量表較少考慮的患者經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)和對(duì)藥物不良反應(yīng)、心理社會(huì)方面的評(píng)估內(nèi)容，更加全面、有針對(duì)性。經(jīng)考評(píng)其信效度好，具有較好的臨床使用可行性。另外，本量表的完成時(shí)間為10～15 min，慢病共存老年患者的接受度和配合程度均較好。

3.2 老年慢病共存患者治療負(fù)擔(dān)量表信度較好 既往研究顯示，總量表的內(nèi)部一致性應(yīng)＞0.700［31］，分半信度應(yīng) ＞0.700［32］，重測(cè)信度的相關(guān)系數(shù)應(yīng) ＞0.700［33］。本研究研制的老年慢病共存患者治療負(fù)擔(dān)量表的Cronbach's α系數(shù)為0.895，各維度的Cronbach's α系數(shù)為0.740～0.840，表明該量表的內(nèi)部一致性較好；總量表的分半信度為0.938，各維度的分半信度為0.673～0.860，藥物不良反應(yīng)負(fù)擔(dān)維度的分半信度為0.673，分析其原因可能是藥物不良反應(yīng)負(fù)擔(dān)維度下有3個(gè)條目（奇數(shù)），因此在進(jìn)行分半時(shí)不能均等分，從而導(dǎo)致了其分半信度略差，但總量表的分半信度為0.938，因此可認(rèn)為該量表有較好的分半信度；量表總的重測(cè)信度為0.939（P＜0.01），各維度重測(cè)信度為0.753～0.953，均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，因此可認(rèn)為該量表具有較好的重測(cè)信度。綜上，量表具有較好的信度。

3.3 老年慢病共存患者治療負(fù)擔(dān)量表效度較好 （1）內(nèi)容效度。一般要求量表的內(nèi)容效度I-CVI≥0.780，S-CVI/Ave≥0.900［34］，根據(jù)6位專(zhuān)家對(duì)各條目的相關(guān)性評(píng)分結(jié)果得出量表的I-CVI為0.833～1.000，S-CVI/Ave為0.939，提示該量表具有較好的內(nèi)容效度。（2）相關(guān)性分析。量表的條目與所屬領(lǐng)域的相關(guān)系數(shù)應(yīng)為0.300～0.800［35］，本研究結(jié)果顯示量表的條目與所屬領(lǐng)域的相關(guān)系數(shù)為0.522～0.897（P＜0.01），提示本量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度。（3）驗(yàn)證性因子分析。一般認(rèn)為模型的各項(xiàng)指標(biāo)應(yīng)達(dá)到以下標(biāo)準(zhǔn)：χ2/df＜2.000，TLI＞0.900，CFI＞0.900，SRMR＜0.080，RMSEA＜0.080［26］。本研究修正后模型的各指標(biāo)分別為χ2/df=1.506，TLI=0.925，CFI=0.933，SRMR=0.054，RMSEA=0.040，達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)，且所有條目的標(biāo)準(zhǔn)化因子負(fù)荷均＞0.400，表示模型擬合較好，可以被接受，進(jìn)一步證明了該量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

綜上，本研究研制的老年慢病共存患者治療負(fù)擔(dān)量表具有良好的信效度，包含了經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)、自我管理負(fù)擔(dān)、獲得醫(yī)療服務(wù)負(fù)擔(dān)、藥物管理負(fù)擔(dān)、藥物不良反應(yīng)負(fù)擔(dān)、社交負(fù)擔(dān)及心理負(fù)擔(dān)7個(gè)維度，共計(jì)33個(gè)條目，可用于我國(guó)文化背景下老年慢病共存患者治療負(fù)擔(dān)的評(píng)估。由于本研究采用了便利抽樣的方法，且調(diào)查對(duì)象局限在四川省成都市不同等級(jí)的3所醫(yī)院，因此該量表的外推性還有待進(jìn)一步的研究。

作者貢獻(xiàn)：柏丁兮提出研究選題方向，負(fù)責(zé)研究數(shù)據(jù)的收集和整理，進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析，并撰寫(xiě)、修訂論文；高靜負(fù)責(zé)文章的質(zhì)量控制及審校，對(duì)文章整體負(fù)責(zé)，為研究課題提供資金支持；楊直執(zhí)行研究調(diào)查過(guò)程，分析和整合研究數(shù)據(jù)，負(fù)責(zé)英文、數(shù)據(jù)表格和圖片格式修訂；吳晨曦對(duì)研究結(jié)果進(jìn)行分析。

本文無(wú)利益沖突。