劉 娟,翟惠敏△,魏天琪,趙欣雨,鄧永萍

(1.南方醫(yī)科大學護理學院,廣州 510515;2.廣州市老人院,廣州 510550)

截至2021年底,我國60歲及以上人口為2.67億,占人口總數(shù)的18.9%,預計到2035年將突破4億,占比超過30%[1]。隨著老齡化問題加劇,家庭養(yǎng)老功能日益弱化,高齡、喪偶、空巢、失能老年人口比重持續(xù)上升,機構(gòu)養(yǎng)老逐漸成為老年人重要的養(yǎng)老方式[2]。入住養(yǎng)老機構(gòu)屬于壓力性事件,由于生活環(huán)境改變、心理準備不充分、社會支持不足,老年人容易產(chǎn)生不同程度的遷移應激[3]。1992年北美護理診斷協(xié)會(NANDA)創(chuàng)建了遷移應激的官方診斷標準,定義為個體對搬遷適應不良的反應,可用于識別機構(gòu)老人入住過程中產(chǎn)生的身心壓力[4]。國內(nèi)外研究表明,遷移不僅會激發(fā)老年人的焦慮、恐懼、困惑、孤獨等負性情緒,還會引起失眠、體重減輕、社會適應能力下降等,損害老年人身心健康,增加機構(gòu)照護者負擔[5-6]。目前,我國對于遷移應激的評價多參考ICU患者家屬[7]、醫(yī)務人員[8]等其他人群的量表,或是對養(yǎng)老院適應量表(NHAS)[9]、應對適應量表(CAPS)[10]等國外量表進行漢化,特異性和文化適應性不足。此外,養(yǎng)老機構(gòu)多將老年人日常生活照料、醫(yī)療保健作為工作重點,容易忽略老年人的精神文化需求和心理健康[8]。因此,本研究旨在編制針對養(yǎng)老機構(gòu)老年人的遷移應激評估量表,并檢驗其信效度,以期為機構(gòu)照護者和管理者發(fā)展個性化遷移應激干預方案提供依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 量表條目池的形成

在理論分析、文獻回顧和質(zhì)性訪談基礎(chǔ)上,編制養(yǎng)老機構(gòu)老年人遷移應激評估量表初始條目池。(1)理論分析:根據(jù)應激系統(tǒng)模型[11]這一理論框架,本研究中養(yǎng)老機構(gòu)老年人遷移應激可以被定義為遷移事件、認知評價、人格特征、應對方式、社會支持和心身反應等多因素相互作用的動態(tài)平衡系統(tǒng),由此初步擬定量表的6個維度。(2)文獻回顧:查閱國內(nèi)外相關(guān)文獻[12-14]和評估工具[8,15-16],梳理和總結(jié)評價要點。(3)質(zhì)性訪談:采用目的抽樣法,選取廣州市某公辦養(yǎng)老機構(gòu)15名老年人進行一對一半結(jié)構(gòu)式訪談。訪談結(jié)束后24 h內(nèi)對錄音進行逐字逐句轉(zhuǎn)錄,采用Colaizzi現(xiàn)象分析法對訪談結(jié)果進行主題提煉和匯總,補充原始條目池,形成6個維度共56個條目的量表初稿。采用Likert5級評分法,從非常不符合到非常符合,分別賦值1～5分,以條目均分作為對老年人遷移應激水平的最終評價。

1.2 德爾菲專家咨詢

采用目的抽樣法,于2022年1-2月邀請20位來自全國12個省市,從事養(yǎng)老機構(gòu)、老年護理、社區(qū)護理等領(lǐng)域的專家對量表條目重要性進行評價。專家年齡41～62歲,平均(50.90±5.41)歲;工作年限18～40年,平均(28.70±5.93)年;職稱:正高級16人,副高級4人;學位:博士12人,碩士7人,本科1人;分布于華東、華南、華北、華中、西北和東北地區(qū)12個省份。兩輪專家咨詢問卷有效回收率分別為100%、95%,專家權(quán)威系數(shù)(Cr)分別為0.910、0.911,表明專家咨詢結(jié)果較可靠。兩輪函詢各條目的均數(shù)分別為3.25～4.90分和3.68～4.95分,變異系數(shù)分別為0.06～0.33和0.05～0.24,協(xié)調(diào)系數(shù)為0.213和0.246,差異均有統(tǒng)計學意義(P<0.001)。采用Likert 5級評分法進行重要性評價,以同時滿足重要性賦值均數(shù)≥4.00分、滿分比≥0.50、變異系數(shù)≤0.25作為條目篩選標準。結(jié)合專家提出的54條修改意見,經(jīng)課題組討論,兩輪專家咨詢主要結(jié)果為:(1)刪除17個條目,如“受疫情影響,和外界交流活動減少”“時不時想到死亡”等。(2)增加8個條目,如“這里也是我的家,我想在這里好好生活”“我把不愉快的事埋在心里,不想讓別人知道”等。(3)合并意思相近或冗余表達的條目,將“親朋好友探訪頻次少”和“獲得親人的情感和物質(zhì)支持較少”合并修改為“在需要時,我能夠獲得親人的充分支持”;將“護理員不夠關(guān)心和愛護老人”和“醫(yī)護人員不太關(guān)心我”合并修改為“這里的工作人員不太關(guān)心我”。(4)修改24個條目的表述,如將“養(yǎng)老服務缺乏個性化關(guān)懷”改為“這里的養(yǎng)老服務周到全面,能及時滿足我的需求”等。最終形成包含6個維度45個條目的測試版量表。

1.3 預調(diào)查

便利選取廣州市某公辦養(yǎng)老機構(gòu)入住的20名老年人進行預調(diào)查,逐條詢問老年人的作答感受,并征求其修改意見。受訪老年人均表示能夠理解每個條目表述含義,同時認為Likert5級評分符合實際情況,作答用時15～20 min。

1.4 檢驗量表效能

1.4.1調(diào)查對象

2022年3-6月,便利抽樣選取廣州市某公辦養(yǎng)老機構(gòu)4所護養(yǎng)中心的老年人作為調(diào)查對象。納入標準:(1)年齡≥60歲,入住時長≥1個月;(2)意識清楚,溝通良好,有讀寫或聽說能力;(3)知情同意,自愿參與本研究。排除標準:(1)患有嚴重軀體疾病或精神障礙無法配合調(diào)查者;(2)中途退出者。樣本量計算方法:探索性因子分析要求樣本量為條目數(shù)的5～10倍[17],初始量表條目數(shù)為45,考慮15%脫落率,因此計算樣本量至少265人。驗證性因子分析要求樣本量至少>200,考慮15%脫落率,因此納入樣本量應不少于236人。第1階段為初始量表測試,共發(fā)放問卷294份,回收有效問卷280份(樣本1),有效回收率為 95.24%。其中男103人,女177人,年齡65～99歲,平均(78.88±8.91)歲。第2階段為正式量表測試,共發(fā)放問卷262份,回收有效問卷250份(樣本2),有效回收率為95.42%。其中男99人,女151人,年齡65～102歲,平均(81.23±7.97)歲。2周后隨機抽取樣本2中的20名養(yǎng)老機構(gòu)老年人進行重測信度檢驗。本研究經(jīng)南方醫(yī)科大學生物醫(yī)學倫理委員會審查通過(編號:南醫(yī)倫審[2022]第014號)。

1.4.2研究工具

(1)一般資料調(diào)查問卷:包括老年人的性別、年齡、婚姻狀況、文化層次、自理情況、子女數(shù)量、入住意愿、入住時長、自評健康狀況、服務滿意度等。(2)本研究編制的養(yǎng)老機構(gòu)老年人遷移應激評估量表。(3)應激反應問卷(Stress Response Questionnaire,SRQ):作為校標工具,包括情緒反應、軀體反應和行為反應3個維度28個條目,采用Likert 5級評分法,從“不是”到“是”分別賦值1～5分,總分28～140分,以條目總分表示壓力反應程度,問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.902[18]。

1.4.3資料收集

用統(tǒng)一指導語解釋問卷調(diào)查目的及意義,征得知情同意后現(xiàn)場發(fā)放,由老年人自行填寫。對于年齡偏大,聽力、視力下降,不能自行作答的老年人,則由經(jīng)過統(tǒng)一培訓的調(diào)查員解釋并協(xié)助完成。調(diào)查員當場檢查和回收問卷,確保無漏填或錯填項,保證問卷的有效性。調(diào)查時間為15～20 min。

1.5 統(tǒng)計學處理

2 結(jié) 果

2.1 項目分析

綜合以下3種方法進行條目篩選。(1)臨界比值法:根據(jù)養(yǎng)老機構(gòu)老年人遷移應激評估量表總分分為高分組(前27%)和低分組(后27%),兩組得分進行獨立樣本t檢驗,刪除條目決斷值(CR)<3或P>0.05的條目;(2)相關(guān)系數(shù)法:刪除條目與總分的相關(guān)系數(shù)<0.40的條目;(3)克朗巴赫系數(shù)法:項目刪除后的Cronbach’s α系數(shù)升高(參考值為0.942),或修正條目的總相關(guān)系數(shù)<0.45,則表明該條目與其他條目測量特質(zhì)共同性差,建議刪除。根據(jù)項目分析結(jié)果及小組意見,對以上5個統(tǒng)計量中達到刪除標準≥2次的條目2、9、15、22、26、27、33、36～38予以刪除。至此,量表調(diào)整為35個條目。

2.2 效度分析

2.2.1內(nèi)容效度

本量表在設(shè)計過程中,基于應激系統(tǒng)模型指導,系統(tǒng)回顧了國內(nèi)外養(yǎng)老機構(gòu)老年人遷移應激相關(guān)文獻,結(jié)合質(zhì)性訪談的結(jié)果,綜合考慮了遷移應激的內(nèi)涵和維度。通過兩輪德爾菲專家函詢對條目進一步篩選和修訂,專家意見基本達成一致。量表各條目與其所屬維度的相關(guān)系數(shù)為0.708～0.868,差異有統(tǒng)計學意義(P<0.001)。

2.2.2結(jié)構(gòu)效度

2.2.2.1探索性因子分析

選取樣本1(n=280)進行KMO檢驗和Bartlett’s球形檢驗,KMO=0.926,Barlett’s球形檢驗顯示差異有統(tǒng)計學意義(χ2=5727.190,P<0.001),表明適合進行因子分析。將35個條目運用主成分分析和最大方差正交旋轉(zhuǎn)法進行第1次探索性因子分析,按提取特征值>1的標準提取出6個公因子,累計方差貢獻率為61.023%。同時結(jié)合碎石圖,提示保留6個因子較為適宜。根據(jù)統(tǒng)計分析結(jié)果,刪除因子負荷值<0.40或者具有多重負荷及因子歸類不當?shù)臈l目。對剩余29個條目進行第2次探索性因子分析,固定提取6個公因子,累計方差貢獻率為64.465%,量表各條目因子載荷及共同度,見表1。

表1 養(yǎng)老機構(gòu)老年人遷移應激評估量表各條目的因子載荷量及共同度

2.2.2.2驗證性因子分析

采用極大似然法選取樣本2(n=250)驗證模型的擬合度。根據(jù)修正指數(shù)(MI)建議增加2條協(xié)方差關(guān)系,均在同一個維度不同條目的殘差之間,符合原始模型;量表各條目的標準化路徑系數(shù)(Std.)為0.667～0.846(均>0.600),修正后的模型適配良好,見圖1。僅調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)(AGFI)為0.887,規(guī)范擬合指數(shù)(NFI)為0.893,均接近0.9,其余模型適配指標均達到理想標準,見表2。聚斂效度根據(jù)各維度的平均方差提取量(AVE)和組合信度進行評價,各維度的AVE值為0.541～0.591(均>0.500),組合信度為0.832～0.904(均>0.600)。區(qū)分效度根據(jù)各維度AVE算術(shù)平方根值是否大于與其他維度的相關(guān)系數(shù)進行評價,經(jīng)驗證量表具有較好的區(qū)分效度。

圖1 AMOS修正模型圖

表2 模型擬合指數(shù)

2.2.3內(nèi)在相關(guān)性檢驗

量表各維度之間的相關(guān)系數(shù)為0.588～0.785,各維度得分與總分的相關(guān)系數(shù)為0.792～0.927,各維度與總量表呈正相關(guān)(P<0.001),見表3。

表3 各維度間及其與量表總分的相關(guān)性(r)

2.2.4校標關(guān)聯(lián)效度

量表總分及各維度(遷移事件、認知評價、人格特征、應對方式、社會支持和心身反應)得分與SRQ得分相關(guān)系數(shù)分別為0.769、0.371、0.402、0.503、0.443,0.455、0.709,均呈正相關(guān)(P<0.001),表明該量表的校標關(guān)聯(lián)效度良好。

2.3 信度分析

總量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.905,各維度的Cronbach’s α系數(shù)為0.829～0.898。總量表的折半信度系數(shù)為0.885,重測信度系數(shù)為0.943,量表具有較好的內(nèi)部一致性、折半信度和重測信度,見表4。

表4 養(yǎng)老機構(gòu)老年人遷移應激評估量表及各維度信度分析(n=250)

3 討 論

3.1 養(yǎng)老機構(gòu)老年人遷移應激評估量表為發(fā)展個性化干預提供有效評估工具

機構(gòu)養(yǎng)老作為目前我國養(yǎng)老服務體系中的重要組成部分,在滿足老年人多元化、多層次養(yǎng)老需求的同時也能緩解子女贍養(yǎng)壓力,對養(yǎng)老服務的發(fā)展起著重要支撐作用[21]。研究發(fā)現(xiàn),老年人遷居養(yǎng)老機構(gòu)后面臨著角色環(huán)境轉(zhuǎn)變、生活習慣調(diào)整和人際關(guān)系重建帶來的多重心理壓力,普遍存在遷移應激癥狀[12]。遷移應激反應會隨著入住時間和體驗發(fā)生改變且具有個體差異,應實時、動態(tài)化評估,針對不同應激程度的老年人實施個性化護理[13,22]。為此,本研究開發(fā)了本土化的養(yǎng)老機構(gòu)老年人遷移應激評估量表,內(nèi)容涵蓋了老年人在遷移事件、認知應對、社會支持、個性特征及心身反應等多維度的系統(tǒng)評估,為養(yǎng)老機構(gòu)照護者全面評估機構(gòu)老人遷移應激、發(fā)展個性化干預提供可靠的測評工具,幫助老年人順利完成新舊環(huán)境過渡,促進老年人身心健康。

3.2 養(yǎng)老機構(gòu)老年人遷移應激評估量表編制科學、合理

本研究基于應激系統(tǒng)模型理論指導,在文獻回顧、一對一半結(jié)構(gòu)式訪談和小組討論基礎(chǔ)上構(gòu)建量表初始條目池,通過兩輪專家咨詢對條目進一步篩選及修訂,對量表進行3種方法、5個統(tǒng)計量的項目分析及556例大樣本的信效度檢驗,確保量表編制的科學性和合理性。函詢對象共納入20位養(yǎng)老機構(gòu)、老年護理和社區(qū)護理等多個領(lǐng)域的專家,分布于華東、華南、華北、華中、西北和東北地區(qū)12個省份,其中11名專家從事本專業(yè)年限超過30年,正高級職稱16名,博士學位12名,表明專家積累了豐富的理論知識和實踐經(jīng)驗,可保證專家的代表性。經(jīng)過兩輪專家咨詢,變異系數(shù)降低,重要性均數(shù)和協(xié)調(diào)系數(shù)提高,說明專家意見趨于一致[23]。此外,量表語言通俗易懂,符合老年人的理解和認知能力。

3.3 養(yǎng)老機構(gòu)老年人遷移應激評估量表信效度良好

探索性因子分析結(jié)果顯示29個條目的因子載荷為0.430～0.882,6個公因子能解釋64.465%的總變異。驗證性因子分析結(jié)果顯示:χ2/DF<3,RMSEA<0.08,GFI、AGFI、NFI、IFI、CFI均接近或>0.9,表明模型擬合良好[24]。6個維度間的相關(guān)系數(shù)(0.588～0.785)均低于維度與總分的相關(guān)系數(shù)(0.792～0.927),說明各維度之間反映的是同一主題的內(nèi)容,但又有所差異,不能互相替代[25]。各條目與其所屬維度的相關(guān)系數(shù)為0.708～0.868,均>0.700,說明本量表內(nèi)容效度較好[26]。量表總分及各維度得分與SRQ得分均呈正相關(guān),相關(guān)系數(shù)為0.402～0.769,表明量表的校標關(guān)聯(lián)效度良好。一般認為量表Cronbach’s α系數(shù)在0.7以上說明可以接受[17]。量表及各維度的Cronbach’s α系數(shù)、折半信度系數(shù)均>0.800;整體重測信度系數(shù)為0.943,表明本量表具有良好的內(nèi)部一致性和穩(wěn)定性。

綜上所述,本研究編制的養(yǎng)老機構(gòu)老年人遷移應激評估量表包括遷移事件、認知評價、人格特征、應對方式、社會支持、心身反應6個維度共29個條目,經(jīng)測評具有良好的條目區(qū)分度及信效度,可作為評估養(yǎng)老機構(gòu)老年人遷移應激的有效工具。由于時間、人力限制,本研究僅調(diào)查廣州市一家公立養(yǎng)老機構(gòu)4所護養(yǎng)中心的老年人,存在一定的局限性。未來研究需擴大抽樣范圍,進一步完善量表分值高低的劃分標準,全面、清晰地反映不同地域養(yǎng)老機構(gòu)老年人的遷移應激水平,這將為遷移應激研究提供更深層次的實踐意義。