約翰霍普金斯跌倒風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估量表應(yīng)用于住院患者的信效度分析

章梅云，馮志仙，邵鳳玲，鐘 艷，葉婷婷，黃麗華

（浙江大學(xué)醫(yī)學(xué)院附屬第一醫(yī)院，浙江杭州 310003）

Hnizdo等［1］研究表明，約翰霍普金斯跌倒風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估量表內(nèi)容與跌倒風(fēng)險(xiǎn)及造成傷害密切相關(guān)，該工具在約翰霍普金斯醫(yī)院所有的成年住院患者運(yùn)用2年后進(jìn)行了評(píng)價(jià)和相應(yīng)的修訂，可操作性強(qiáng)，適用于臨床所有的成年患者，研究結(jié)果提示量表對(duì)跌倒造成傷害預(yù)測(cè)值達(dá)82.0%，敏感性和特異性 達(dá)100%和65.9%［2－3］。澳 大利 亞Kim等［4］對(duì)最常用的跌倒工具進(jìn)行了對(duì)比研究，表明許多跌倒評(píng)估量表的特異性和敏感性不高，一些跌倒評(píng)估量表不能涵蓋跌倒的各種原因和風(fēng)險(xiǎn)因子［5］。因此，研究高風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)向性的跌倒傷害暴露因素并據(jù)此制訂出相應(yīng)的預(yù)防措施具有較高的臨床應(yīng)用價(jià)值［6］。國(guó)內(nèi)張俊紅等［7］對(duì)住院老年患者跌倒危險(xiǎn)評(píng)定量表信效度進(jìn)行了評(píng)價(jià)，為了明確中文版約翰霍普金斯跌倒風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估量表是否適用我國(guó)成年住院患者，筆者對(duì)其進(jìn)行信效度分析，現(xiàn)將研究結(jié)果報(bào)告如下。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象 根據(jù)醫(yī)院前24個(gè)月各科跌倒發(fā)生率數(shù)據(jù)和患者年齡進(jìn)行分層隨機(jī)抽樣，于2013年12月1日至7日，對(duì)浙江省1所三級(jí)甲等綜合醫(yī)院自愿參與本研究的400 例住院患者（其中18～59歲、60～69 歲、70～79 歲、80 歲 及 以 上 各100例）進(jìn)行評(píng)估，被評(píng)估患者分布在全院35個(gè)臨床科室（見表1），住院期間跌倒發(fā)生數(shù)據(jù)收集到被調(diào)查患者跌倒發(fā)生后或出院止。

表1 研究對(duì)象科室分布情況（n＝400） 例

1.2 方法

1.2.1 研究工具

1.2.1.1 約翰霍普金斯跌倒風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估量表的漢化 征得Stephanie的授權(quán)同意后，對(duì)約翰霍普金斯跌倒風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估量表進(jìn)行漢化。研究者將評(píng)估量表翻譯，邀請(qǐng)2 名具有較高英語(yǔ)水平的護(hù)理學(xué)專家，對(duì)翻譯后的內(nèi)容進(jìn)行討論與修改，然后請(qǐng)1名英語(yǔ)專業(yè)教授對(duì)譯文進(jìn)行回譯，并對(duì)譯文提出修改意見。最后請(qǐng)1名具有國(guó)外工作經(jīng)驗(yàn)的護(hù)理專家進(jìn)行審閱，將譯文與原始問卷逐項(xiàng)分析比較并修正，形成中文版約翰霍普金斯跌倒風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估量表。量表由兩部分組成。第一部分根據(jù)患者是否有下列4種情況直接進(jìn)行跌倒風(fēng)險(xiǎn)分類，判定標(biāo)準(zhǔn)為：患者昏迷或完全癱瘓為低風(fēng)險(xiǎn)；住院前6個(gè)月內(nèi)有＞1次跌倒史、住院期間有跌倒史、醫(yī)院有制度規(guī)定為跌倒高風(fēng)險(xiǎn)狀況為高風(fēng)險(xiǎn)。如果患者情況不符合量表第一部分的任何條目，則進(jìn)入第二部分的評(píng)定。第二部分由7條目組成，內(nèi)容包括患者年 齡（60～69 歲1 分、70～79 歲2 分、≥80 歲3分），跌倒史（最近6個(gè)月有1次不明原因跌倒經(jīng)歷5分），大小便排泄（失禁2分、緊急和頻繁的排泄2分、緊急和頻繁的失禁4分），高危用藥如鎮(zhèn)痛藥（患者自控鎮(zhèn)痛PCA 和阿片類藥）、抗驚厥藥、降壓利尿劑、催眠藥、瀉藥、鎮(zhèn)靜劑和精神類藥數(shù)量（1個(gè)高危藥物3分、2個(gè)及以上5分、24h內(nèi)有鎮(zhèn)靜史者7分），患 者 攜 帶 管 道 數(shù)（1 根1 分、2 根2分、3根及以上3分），活動(dòng)能力（患者移動(dòng)／轉(zhuǎn)運(yùn)或行走時(shí)需要輔助或監(jiān)管2分、步態(tài)不穩(wěn)2分、視覺或聽覺障礙而影響活動(dòng)2分），認(rèn)知能力（定向力障礙1分、煩躁2分、認(rèn)知限制或障礙4分）?；顒?dòng)能力和認(rèn)知能力兩個(gè)條目為多選題，其余為單選題，計(jì)分方式為各選項(xiàng)分值累計(jì)相加，如果條目選項(xiàng)未被選中，該條目得分為0分。第二部分得分范圍為0～35 分，為3 個(gè)等級(jí)，＜6 分為低度風(fēng)險(xiǎn)，6～13分為中度風(fēng)險(xiǎn)，＞13分為高度風(fēng)險(xiǎn)。

1.2.1.2 一般資料問卷 研究者自行設(shè)計(jì)，內(nèi)容包括性別、年齡、科室、疾病診斷、視力狀況、慢性病史、跌倒史、有無(wú)陪護(hù)、是否使用助行器等。

1.2.2 資料收集方法 由2名研究者按照中文版約翰霍普金斯跌倒風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估量表和一般情況問卷對(duì)成年患者分別獨(dú)立進(jìn)行評(píng)估，記錄評(píng)估分值和相關(guān)內(nèi)容。

1.2.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析 信度采用通過(guò)評(píng)定者間信度、內(nèi)部一致性信度Cronbach’sα 系數(shù)進(jìn)行評(píng)價(jià)；效度采用內(nèi)容效度、結(jié)構(gòu)效度來(lái)驗(yàn)證。

2 結(jié) 果

2.1 研究對(duì)象一般情況 本組400例，男245例（61.2%），女155例（38.8%）；視力正常者158例（39.5%），視力欠佳者242例（60.5%）；疾病診斷：各類惡性腫瘤114 例，慢性腎病68 例，慢性肝病12例，高血壓、心臟病30例，其他疾病伴有高血壓91例，糖尿病17例，其他疾病伴有糖尿病24 例、白內(nèi)障4例，其他疾病40例（主要為頭暈、發(fā)熱待查、前列腺增生、肢體骨折等疾病）；無(wú)跌倒史者306例（76.5%），有跌倒史者94例（23.5%）；住院期間跌倒7例，1例1級(jí)傷害，6例未造成傷害；有陪護(hù)357例（89.2%），無(wú)陪護(hù)43例（10.8%）；使用助行器者62例（15.5%），不使用助行器者338例（84.5%）。

2.2 約翰霍普金斯跌倒風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估量表評(píng)分情況 使用量表第一部分直接評(píng)定風(fēng)險(xiǎn)等級(jí)48 例患者，使用量表第二部分評(píng)估風(fēng)險(xiǎn)等級(jí)352 例。139例患者低度風(fēng)險(xiǎn)，190 例中度風(fēng)險(xiǎn)，71 例高度風(fēng)險(xiǎn)；住院期間7 例跌倒患者1 例評(píng)分為12 分，6例評(píng)分15～25分。

2.3 量表的信度評(píng)價(jià)結(jié)果

2.3.1 評(píng)定者間信度相關(guān)系數(shù) 由2名評(píng)估者分別對(duì)400名參與本研究的患者進(jìn)行獨(dú)立評(píng)估。2人評(píng)估所得數(shù)據(jù)進(jìn)行組內(nèi)相關(guān)系數(shù)分析，當(dāng)r≥0.8時(shí)，視為高度相關(guān)。本研究結(jié)果顯示，兩次評(píng)估結(jié)果r＝0.949，說(shuō)明中文版約翰霍普金斯跌倒風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估量表具有良好的評(píng)定者間信度。

2.3.2 內(nèi)部一致性信度 采用Cronbach’s a 系數(shù)評(píng)估量表的內(nèi)部一致性。中文版約翰霍普金斯跌倒風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估量表總的Cronbach’s a 系數(shù)為0.791，剔除當(dāng)前條目后量表Cronbach’s a 系數(shù)影響較少，在0.649～0.703之間，表明量表中每一個(gè)條目?jī)?nèi)容均較好（見表2）。

表2 剔除當(dāng)前條目后量表Cronbach’s a 系數(shù)

2.4 量表的效度測(cè)評(píng)結(jié)果

2.4.1 量表內(nèi)容效度 本研究通過(guò)專家評(píng)價(jià)來(lái)進(jìn)行量表的內(nèi)容效度指數(shù)（Content Validity Index.CVI）測(cè)定，選取了6位跌倒質(zhì)量控制專家參與評(píng)價(jià)，其中主任護(hù)師2人、副主任護(hù)師4人，每位專家分別對(duì)問卷的各條目進(jìn)行評(píng)定，根據(jù)“非常同意”“同意”“不同意”“非常不同意”4級(jí)評(píng)定標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行評(píng)價(jià)，并對(duì)條目?jī)?nèi)容是否符合中國(guó)文化、條目比例是否得當(dāng)、是否需要增加條目?jī)?nèi)容等提出意見，量表的CVI＝0.970。

2.4.2 量表結(jié)構(gòu)效度 首先對(duì)樣本進(jìn)行KMO 及Bartlett’S 檢驗(yàn)，KMO 值為0.646，說(shuō)明可以進(jìn)行因子分析；Bartlett’S 檢驗(yàn)，P＜0.01，認(rèn)為該因子模型適合進(jìn)行因子分析。以特征值＞1為標(biāo)準(zhǔn)，利用主成分分析法對(duì)量表提取公因子，然后進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)變換，以取得最佳分析效果，共提取出4個(gè)公因子，累計(jì)解釋62.437%的方差具體見表3、表4和圖1。

表3 中文版約翰霍普金斯跌倒風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估量表各成分的特征值及方差貢獻(xiàn)率

表4 中文版約翰霍普金斯跌倒風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估量表旋轉(zhuǎn)后因子成分矩陣

圖1 公共因子碎石圖

3 討 論

3.1 量表的信度分析 信度主要是用來(lái)評(píng)價(jià)量表的穩(wěn)定性、準(zhǔn)確性和一致性，信度評(píng)價(jià)的常用指標(biāo)有分半信度、重測(cè)信度、內(nèi)部一致性信度、調(diào)查員信度等［8］。

3.1.1 評(píng)定者間信度較好 評(píng)定者間信度指通過(guò)不同的評(píng)估者對(duì)同一組測(cè)試對(duì)象進(jìn)行兩次測(cè)量，檢測(cè)兩次測(cè)量結(jié)果的一致性。當(dāng)兩次測(cè)量結(jié)果的相關(guān)系數(shù)r 大于0.7，可認(rèn)為量表的信度較好，量表的穩(wěn)定性高。本研究中兩個(gè)評(píng)估者的測(cè)量總分的相關(guān)系數(shù)r＝0.949，達(dá)到了0.7以上，兩者測(cè)試結(jié)果有相關(guān)性，表明采用此量表評(píng)價(jià)住院患者的跌倒風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，不同的評(píng)估者評(píng)估結(jié)果具有很高的一致性。

3.1.2 具有良好的內(nèi)部一致性信度 內(nèi)部一致性信度主要反應(yīng)的是測(cè)驗(yàn)內(nèi)部項(xiàng)目之間的信度關(guān)系［9］，采用Cronbach’sα 系數(shù)來(lái)測(cè)定，本量表總的Cronbach’sα 系數(shù)為0.791，剔除當(dāng)前條目后量表Cronbach’s a 系數(shù)在0.649～0.703之間，表明每一個(gè)條目在量表中的作用是一致的，說(shuō)明該量表具有良好的內(nèi)部一致性。這與量表中的條目客觀有關(guān)，如條目?jī)?nèi)容患者攜帶導(dǎo)管數(shù)分為1根、2根、3根及以上；服用高危藥物數(shù)量分為1種藥物、2種及以上藥物、24h內(nèi)鎮(zhèn)靜史等。

3.2 量表的效度分析 效度主要是評(píng)價(jià)量表的有效性、準(zhǔn)確性和正確性，效度評(píng)價(jià)的常用指標(biāo)有校標(biāo)效度、內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度［8］。

3.2.1 有較高的內(nèi)容效度 CVI 的取值為0～1之間，CVI值越高，表示該條目代表性越好，越適合作為量表的條目。一般認(rèn)為CVI＞0.8，內(nèi)容效度可以接受，本量表的CVI＝0.970，專家評(píng)定有較好的內(nèi)容效度。

3.2.2 結(jié)構(gòu)效度較好 中文版約翰霍普金斯跌倒風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估量表公因子累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為62.437%，表明該量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。從表4可見第1個(gè)公因子主要反映意識(shí)狀態(tài)對(duì)跌倒可能性的影響，包括定向力障礙、煩躁、認(rèn)知限制或障礙；第2個(gè)公因子主要反映患者活動(dòng)能力和攜帶管道對(duì)跌倒的影響，包括患者移動(dòng)、轉(zhuǎn)運(yùn)或行走時(shí)需要輔助或監(jiān)管、步態(tài)不穩(wěn)、攜帶導(dǎo)管根數(shù)；第3個(gè)公因子主要反映跌倒史、患者視力情況、高危藥物使用對(duì)跌倒的影響；第4個(gè)公因子主要反映患者年齡和排泄對(duì)跌倒的影響。由圖1同樣可以看出，主成分1、2、3、4的特征值均大于1，且圖中顯示明顯的拐點(diǎn)，說(shuō)明因子分析的效果較好。

3.3 國(guó)內(nèi)外量表運(yùn)用比較

3.3.1 量表國(guó)外運(yùn)用情況 量表已在美國(guó)約翰霍普金斯醫(yī)院及其他合作醫(yī)院廣泛應(yīng)用，該工具的表面效度和內(nèi)容效度均達(dá)到了新量表制定的要求。Hnizdo等［1］將量表運(yùn)用到老年護(hù)理院進(jìn)行了信效研究，量表的Cronbach’s a 系數(shù)為0.714，對(duì)跌倒發(fā)生有良好的預(yù)測(cè)效果。

3.3.2 量表國(guó)內(nèi)運(yùn)用情況 國(guó)內(nèi)張俊紅等［7］將量表運(yùn)用于我國(guó)住院老年患者評(píng)估，內(nèi)部一致性信度Cronbach’s a 系數(shù)為0.703，而本研究中Cronbach’s a 系數(shù)為0.791，兩者研究結(jié)果都有較好的內(nèi)部一致性信度。本研究高于張俊紅等研究結(jié)果，這于選擇的人群、樣本抽樣不同有關(guān)，張俊紅等采用方便抽樣，樣本量201例，研究對(duì)象為老年人，而在本研究中，根據(jù)年齡和醫(yī)院前24個(gè)月跌倒發(fā)生率隨機(jī)抽樣，樣本更具有代表性，樣本量增加1倍；因子分析中，張俊紅等提取2個(gè)公因子，分為患者外部因素和內(nèi)在生理因素，而本研究提取了4個(gè)公因子，將患者內(nèi)在因素更加細(xì)化與外在因素結(jié)合如步態(tài)不穩(wěn)和攜帶導(dǎo)管根數(shù)、患者視力或聽力問題與高危藥物使用疊加作用是導(dǎo)致跌倒的高危因子。

3.4 本量表使用特點(diǎn)和注意事項(xiàng) 漢化的約翰霍普斯跌倒風(fēng)險(xiǎn)測(cè)估量表分為兩部分，第一部分直接根據(jù)患者情況給予跌倒風(fēng)險(xiǎn)程度分類，護(hù)士按分類結(jié)果給予相應(yīng)的護(hù)理措施，分類客觀、快速、省時(shí)［10］。如完全癱瘓或完全行動(dòng)障礙的患者，給予低風(fēng)險(xiǎn)的安全干預(yù)措施；住院前6個(gè)月內(nèi)至少有1次以上的跌倒經(jīng)歷的患者或此次住院期間有跌倒經(jīng)歷的患者，在住院冶療期間按高風(fēng)險(xiǎn)患者給予安全干預(yù)措施。對(duì)6個(gè)月內(nèi)有跌倒史患者均按高風(fēng)險(xiǎn)等級(jí)進(jìn)行護(hù)理干預(yù)，這與成磊等［11］跌倒評(píng)估重點(diǎn)轉(zhuǎn)向常見并可以修正的跌倒危險(xiǎn)因素及對(duì)有跌倒史的患者研究相一致。第二部分評(píng)估在不符合第一部分任何條目時(shí)才進(jìn)行，條目?jī)?nèi)容客觀，不需要護(hù)士主觀判斷，根據(jù)評(píng)分確定患者的風(fēng)險(xiǎn)級(jí)別并給予相應(yīng)的干預(yù)手段。在評(píng)估第二部分量表時(shí)要特別注意，評(píng)分選項(xiàng)分為單選題和多選題，計(jì)算評(píng)分時(shí)要加以區(qū)分。

3.5 本研究的局限性 本研究樣本抽取僅限于浙江省1所三級(jí)甲等綜合醫(yī)院的患者，樣本代表性不夠全面，追蹤樣本量不夠多，納入本研究的400 例患者中只有7例發(fā)生跌倒，1例發(fā)生1級(jí)傷害，無(wú)法對(duì)該量表進(jìn)行敏感性、特異性以及陽(yáng)性和陰性預(yù)測(cè)值分析，有待擴(kuò)大樣本量或抽取更多不同級(jí)別的醫(yī)院，繼續(xù)追蹤研究。

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