癡呆患者照顧者護(hù)理能力評(píng)估量表編制及信效度檢測(cè)

謝舒棠，陳穎，張桂菊，位文靜，張振香

1.鄭州大學(xué)護(hù)理學(xué)院，河南鄭州市450001；2.鄭州大學(xué)第二附屬醫(yī)院感染性疾病科，河南鄭州市450000

目的 編制癡呆患者照顧者護(hù)理能力評(píng)估量表并檢驗(yàn)其信效度，為評(píng)估癡呆照顧者護(hù)理能力水平提供測(cè)評(píng)工具。

方法 在Farran照顧者技能模型框架下，采用文獻(xiàn)查詢及半結(jié)構(gòu)訪談形成量表?xiàng)l目池；最終量表經(jīng)過專家咨詢、預(yù)調(diào)查、正式調(diào)查后形成，共293例癡呆照顧者參與，并進(jìn)行信效度檢驗(yàn)。

結(jié)果 最終癡呆照顧者護(hù)理能力評(píng)估量表包括5個(gè)維度36個(gè)條目。5個(gè)公因子累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為79.44%；I-CVI為0.857～1，S-CVI為0.985?？偭勘鞢ronbach α系數(shù)為0.936，總量表的折半信度系數(shù)為0.970，重測(cè)信度系數(shù)為0.980。

結(jié)論 該量表具有較好的信度和效度，可作為測(cè)評(píng)癡呆照顧者護(hù)理能力的測(cè)評(píng)工具。

老年癡呆可導(dǎo)致患者出現(xiàn)殘疾，以致最終完全依賴照顧者[1]，患者疾病進(jìn)展和生活質(zhì)量的提高與照顧者護(hù)理能力水平密切相關(guān)[2-4]，而護(hù)理能力的測(cè)評(píng)有賴于普適且經(jīng)過科學(xué)檢驗(yàn)的工具[5]。國(guó)外有研究者開發(fā)過多種癡呆照顧者護(hù)理能力評(píng)估工具，由于文化差異，其適用性還有待進(jìn)一步驗(yàn)證。目前國(guó)內(nèi)雖有研究者從照顧者知識(shí)、技能與態(tài)度等角度編制或翻譯國(guó)外問卷，也尚未發(fā)現(xiàn)普適且經(jīng)過科學(xué)檢驗(yàn)的老年癡呆照顧者護(hù)理能力評(píng)估工具[6-9]。

Farran等[10]認(rèn)為，照顧者護(hù)理能力應(yīng)包含知識(shí)與態(tài)度、照顧者素質(zhì)、人際關(guān)系、照顧技能、照顧者情緒管理及獲取家庭和社區(qū)資源的能力，并建立癡呆照顧者技能模型。本研究基于此模型構(gòu)建癡呆照顧者護(hù)理能力評(píng)估量表，以期為癡呆照顧者護(hù)理能力的評(píng)估提供科學(xué)工具。

1 研究方法

1.1 形成量表初稿

1.1.1 編制量表?xiàng)l目池

依據(jù)Farran照顧者技能模型6個(gè)要素[10]，并結(jié)合文獻(xiàn)研究及對(duì)14位專家的半結(jié)構(gòu)訪談，編制老年癡呆照顧者護(hù)理能力評(píng)估量表?xiàng)l目池，初步形成6個(gè)維度49個(gè)條目的條目池。

1.1.2 專家咨詢

邀請(qǐng)16名專家進(jìn)行2輪函詢，專家均為副高及以上職稱，從事神經(jīng)內(nèi)科及老年護(hù)理研究，年齡38～54歲，工作年限≥10年，其中10名臨床護(hù)理專家，3名神經(jīng)內(nèi)科醫(yī)療專家，2名護(hù)理教育專家，1名神經(jīng)內(nèi)科康復(fù)護(hù)理專家。

專家依據(jù)條目?jī)?nèi)容與老年癡呆照顧者護(hù)理能力進(jìn)行評(píng)分，問卷?xiàng)l目按照Likert 5級(jí)評(píng)分法計(jì)分。5=很相關(guān)，4=相關(guān)，3=一般相關(guān)，2=不相關(guān)，1=很不相關(guān)，共5個(gè)等級(jí)，結(jié)合專家意見修改條目。專家權(quán)威系數(shù)Cr=0.92。最終專家提出25條建議，結(jié)合參考文獻(xiàn)刪除9個(gè)條目，合并6個(gè)條目，增加2個(gè)條目。資料分析時(shí)將條目相關(guān)性賦值均值＜3.5或條目變異系數(shù)＞0.25的條目予以刪除，最終得到5個(gè)維度38個(gè)條目的量表初稿。

1.1.3 預(yù)調(diào)查

為保證量表在正式調(diào)查中順利進(jìn)行，從鄭州市金水區(qū)、管城回族區(qū)選取1家醫(yī)院和2家養(yǎng)老院共30例癡呆照顧者進(jìn)行預(yù)調(diào)查，記錄照顧者填寫時(shí)間，詢問照顧者在問卷填寫過程中遇到的問題，調(diào)整部分條目語序。最終確定量表初稿為38個(gè)條目。

1.2 形成正式量表

通過正式調(diào)查293例癡呆照顧者，并對(duì)結(jié)果進(jìn)行信效度檢驗(yàn)形成最終量表。采用便利取樣，研究小組于2017年7月至10月從鄭州市金水區(qū)、管城回族區(qū)、高新區(qū)、二七區(qū)、中原區(qū)等9家機(jī)構(gòu)選取293例癡呆照顧者進(jìn)行量表的信效度檢測(cè)。量表采用Likert 5級(jí)評(píng)分法，“非常同意”記為5分，“同意”記為4分，“一般”記為3分，“不同意”記為2分，“根本不同意”記為1分，反向條目方向計(jì)分。

患者納入標(biāo)準(zhǔn)：經(jīng)鄭州市三級(jí)甲等醫(yī)院診斷為癡呆(包括阿爾茨海默病、血管性癡呆及其他類型癡呆)。照顧者納入標(biāo)準(zhǔn)：①為患者主要照顧者，包括家庭成員、保姆、護(hù)工；②年齡≥18歲；③有一定理解能力；④無精神疾患及認(rèn)知功能障礙；⑤自愿參與本研究。

采用一對(duì)一發(fā)放形式，由照顧者自行填寫，或由調(diào)查者將內(nèi)容讀給照顧者，照顧者口頭回答后由調(diào)查者填寫答案。問卷填寫結(jié)束后調(diào)查者當(dāng)面檢查問卷填寫情況，對(duì)漏填、誤填的選項(xiàng)請(qǐng)照顧者重新填寫，確保每份問卷有效。

共發(fā)放問卷315份，回收315份，有效問卷293份，有效率93.01%。其中女性223例(76.1%)，男性70例(23.9%)，平均48歲；與癡呆患者為親屬關(guān)系有82例(27.9%)，保姆206例(70.3%)，其他關(guān)系5例(1.7%)；小學(xué)及以下者115例(39.2%)，初中106例(36.2%)，高中及中專60例(20.5%)，大專及以上12例(4.1%)；照顧患者＜3個(gè)月27例(9.2%)，3個(gè)月～1年51例(17.4%)，1年～3年119例(40.6%)，3年～5年62例(21.2%)，5年以上34例(11.6%)。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

依據(jù)量表編制流程，采用SPSS 20.0統(tǒng)計(jì)軟件，進(jìn)行項(xiàng)目分析，從信度、效度方面對(duì)量表進(jìn)行測(cè)評(píng)，信度采用Cronbach α系數(shù)，效度采用內(nèi)容效度及結(jié)構(gòu)效度。①內(nèi)容效度：計(jì)算量表內(nèi)容效度指數(shù)(content validity index,CVI)，包括量表整體水平CVI(Scale-level CVI,S-CVI)及各條目水平CVI(Item-level CVI,I-CVI)。②結(jié)構(gòu)效度：采用探索性因子分析、計(jì)算各維度之間以及各維度與總量表之間的Pearson相關(guān)系數(shù)。

2 結(jié)果

2.1 項(xiàng)目分析

采用決斷值(critical ratio,CR值)、各條目得分與量表總分相關(guān)兩種方法篩選[11]條目，條目共同滿足CR值＜0.3、與量表總分相關(guān)系數(shù)＜0.3時(shí)則刪除。其中條目29、30、35、38與量表總分相關(guān)系數(shù)r＜0.3，考慮到四個(gè)條目CR值均＞0.3，且從專業(yè)意義角度分析條目較重要，故暫時(shí)保留，最終無條目刪除。

2.2 效度分析

2.2.1 內(nèi)容效度

S-CVI為0.985，I-CVI為0.8571～1。

2.2.2 結(jié)構(gòu)效度

探索性因子分析時(shí)樣本量必須大于變量5倍[12]，正式調(diào)查中有效問卷293例可以進(jìn)行分析。將38條目進(jìn)行第一次探索性因子分析，KMO=0.923，Barlett球形度檢驗(yàn)值達(dá)顯著水平(χ2=19016.399,P＜0.001)，適合進(jìn)行因子分析[11]。采用主成分分析，最大方差正交旋轉(zhuǎn)法，取特征根＞1的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行第一次探索性因子分析，累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)79.58%，提取6個(gè)公因子。條目24在兩個(gè)公因子上存在雙載荷，因此刪除[12]。

將剩余的37個(gè)條目第二次探索性因子分析，KMO=0.922，Barlett球形度檢驗(yàn)值達(dá)顯著水平(χ2=18865.730,P＜0.001)，適合進(jìn)行因子分析。采用主成分分析及最大方差正交旋轉(zhuǎn)法，累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)80.60%，共提取6個(gè)公因子，其中條目22在第6個(gè)共因子下條目數(shù)＜3個(gè)，因此刪除條目[12]。

將剩余的36個(gè)條目第三次探索性因子分析，KMO=0.922，Barlett球形度檢驗(yàn)值達(dá)顯著水平(χ2=18789.275,P＜0.001)。共提取5個(gè)公因子，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率79.44%，所有條目所在因子載荷均＞0.4，且無雙載荷。見表1。

2.2.3 內(nèi)在相關(guān)性檢驗(yàn)

最終量表各維度之間的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.233～0.755，各維度間相關(guān)系數(shù)為0.145～0.379。見表2。

2.3 量表信度

總量表Cronbach α系數(shù)為0.936，5個(gè)因子的Cronbach α系數(shù)為0.641～0.986；總量表的折半信度系數(shù)為0.970，5個(gè)因子的折半信度系數(shù)為0.692～0.995；從293例癡呆照顧者中選取30例間隔2周后重測(cè)，總量表重測(cè)信度系數(shù)為0.980，5個(gè)因子重測(cè)信度系數(shù)為0.845～0.993。見表3。

表1 第三次探索性因子分析的因子載荷矩陣(n=293)

表2 各因子之間及因子與問卷總分之間的相關(guān)關(guān)系(Pearson相關(guān)系數(shù))

表3 量表的內(nèi)部一致性與重測(cè)信度

3 討論

3.1 量表的適用性

國(guó)內(nèi)現(xiàn)有相關(guān)癡呆照顧者護(hù)理能力測(cè)評(píng)工具研究多側(cè)重于知識(shí)、技能與信念維度[6-9]，而照顧者自身健康[13-15]、素質(zhì)[8]及人際關(guān)系[16-17]對(duì)延緩患者疾病進(jìn)程與改善患者生活質(zhì)量的影響已經(jīng)國(guó)內(nèi)外學(xué)者證實(shí)。本研究將這三個(gè)因素納入量表測(cè)評(píng)范圍，拓展了量表的維度，可從更多角度綜合測(cè)評(píng)癡呆患者照顧者的護(hù)理能力，為制定針對(duì)性干預(yù)方案提供參考和借鑒。

Farran的癡呆患者照顧者技能模型研究對(duì)象為家庭照顧者，研究者認(rèn)為家庭照顧者缺乏癡呆照護(hù)培訓(xùn)，缺乏對(duì)癡呆疾病的認(rèn)識(shí)與針對(duì)癡呆疾病特殊需求的護(hù)理能力[18]，因此構(gòu)建癡呆患者照顧技能模型以期為提高照顧者護(hù)理能力提供指導(dǎo)。本研究編制量表的研究對(duì)象為家庭照顧者、護(hù)工與機(jī)構(gòu)護(hù)理員，考慮到我國(guó)與美國(guó)國(guó)情不同，美國(guó)的正式照顧者(付費(fèi)的護(hù)工、機(jī)構(gòu)護(hù)理員)都經(jīng)過專業(yè)教育與培訓(xùn)[19]，而我國(guó)目前無論是家庭照顧者、付費(fèi)的護(hù)工或者機(jī)構(gòu)護(hù)理員大多沒有經(jīng)過專業(yè)癡呆照護(hù)培訓(xùn)，缺乏對(duì)疾病的認(rèn)識(shí)與癡呆照顧技能[20-23]，最終本研究納入這三類照顧者，與Farran選擇的家庭照顧者作為研究對(duì)象初衷一致。

量表測(cè)評(píng)了癡呆患者照顧者綜合護(hù)理能力。與國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有量表相比，雖有研究者針對(duì)照顧者護(hù)理能力各個(gè)要素的測(cè)評(píng)工具，但是缺乏綜合護(hù)理能力要素測(cè)評(píng)工具。本量表在進(jìn)行預(yù)調(diào)查與大樣本測(cè)試時(shí)共38個(gè)條目，照顧者自己填寫所花時(shí)間為20～30 min，調(diào)查員代填所花時(shí)間為30～40 min，照顧者比較容易接受量表長(zhǎng)度與填寫時(shí)間。與國(guó)內(nèi)現(xiàn)有的測(cè)評(píng)癡呆患者照顧者護(hù)理能力測(cè)評(píng)工具相比，過程符合量表編制程序，對(duì)量表進(jìn)行信效度報(bào)道，癡呆患者照顧者護(hù)理能力評(píng)估量表可作為科學(xué)的測(cè)量工具。此外量表適用范圍具有普適性，可測(cè)評(píng)癡呆患者的家屬、護(hù)工及養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)理員護(hù)理能力，可用于社區(qū)及養(yǎng)老機(jī)構(gòu)，為研究者提供可靠的測(cè)量工具。

3.2 探索性因子分析

第一輪探索性因子分析刪除條目24“當(dāng)患者說有人偷了他東西時(shí)，我會(huì)先耐心傾聽他的描述，而不是跟他爭(zhēng)吵”，同時(shí)在兩個(gè)因子上存在較高載荷，在因子二載荷為0.421，在因子六載荷為0.601，達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)刪除標(biāo)準(zhǔn)?？紤]到條目24與條目20“當(dāng)患者重復(fù)問我同一個(gè)問題時(shí)，我會(huì)耐心告訴他”都有相近的內(nèi)容，考察照顧者應(yīng)對(duì)患者的重復(fù)提問能力，因此最終刪除條目24，將剩余的37個(gè)條目進(jìn)行第二輪探索性因子分析。結(jié)果條目22“患者無目的到處游走時(shí)，我不會(huì)將他鎖到房間里”所在因子下條目數(shù)小于3個(gè)，因疾病知識(shí)維度條目4“無目的到處游走是癡呆癥的一種表現(xiàn)”與條目22均考察照顧者對(duì)漫游癥狀的認(rèn)識(shí)，刪除條目22。最終探索性因子分析共刪除2個(gè)條目，量表其他條目因子載荷均≥0.4，保證條目的代表性。

3.3 效度分析

各維度之間相關(guān)系數(shù)為0.145≤r≤0.379，各維度與量表總分之間相關(guān)系數(shù)0.233≤r≤0.755。個(gè)人素質(zhì)維度與疾病知識(shí)和照顧技能兩個(gè)維度差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，分析原因可能與個(gè)人素質(zhì)維度條目較少，內(nèi)容設(shè)計(jì)欠缺合理、樣本量不夠大有關(guān)，表明在以后研究中還應(yīng)繼續(xù)對(duì)量表個(gè)人素質(zhì)維度進(jìn)行完善，擴(kuò)大樣本量驗(yàn)證個(gè)人素質(zhì)與疾病知識(shí)、照顧技能的相關(guān)性?？偟难芯拷Y(jié)果表明本量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

3.4 信度評(píng)價(jià)

量表總的Cronbach α系數(shù)為0.936，各維度間的Cronbach α系數(shù)為0.641～0.995，表明量表總體具有較好的信度[24]。人際關(guān)系維度內(nèi)部一致性信度相對(duì)較低，分析原因可能是條目?jī)?nèi)容設(shè)計(jì)不完善，明確測(cè)評(píng)照顧者能得到幫助資源的只有一個(gè)條目“遇到困難時(shí)，我能夠找到幫助我的人”，另外兩個(gè)條目直接測(cè)評(píng)照顧者與患者及其他人員的人際關(guān)系，條目?jī)?nèi)容分布欠缺合理性。將來還需對(duì)人際關(guān)系維度繼續(xù)進(jìn)行完善，驗(yàn)證其內(nèi)部一致性信度。間隔2周對(duì)30例癡呆照顧者進(jìn)行重復(fù)測(cè)量，結(jié)果量表總的重測(cè)信度系數(shù)為0.980，各維度間重測(cè)信度系數(shù)為0.845～0.993，差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，表明量表的跨時(shí)間穩(wěn)定性較好[25]。

綜上所述，本研究編制的量表具有較好的信度、效度，基本達(dá)到量表編制的測(cè)量學(xué)標(biāo)準(zhǔn)。本研究編制的癡呆照顧者護(hù)理能力評(píng)估量表具有良好適用性和信效度，可適用于各個(gè)文化層次的照顧者，同時(shí)適用于居家及養(yǎng)老機(jī)構(gòu)癡呆照顧者，其測(cè)評(píng)結(jié)果有利于研究者更好地了解癡呆照顧者護(hù)理能力水平。但是由于癡呆患者目前就診率及住院率低，本次研究取樣較小，在今后研究中將擴(kuò)大樣本量，對(duì)量表進(jìn)行完善并建立全國(guó)常模。

(收稿日期：2018-05-03 修回日期：2018-07-03)

附錄

填表說明：量表共有5個(gè)維度共36個(gè)條目，請(qǐng)認(rèn)真閱讀每一個(gè)條目，并根據(jù)實(shí)際情況回答，在相應(yīng)選項(xiàng)下劃“√”。如不能自行填寫請(qǐng)告知調(diào)查員，由調(diào)查員閱讀給您聽，聽取您的答案后代為填寫。

癡呆患者照顧者護(hù)理能力評(píng)估量表