京津地區(qū)養(yǎng)老機構《老年人營養(yǎng)不良風險評估》應用效果評價研究

朱丹，曾平，韓鳳，謝紅*

我國人口老齡化的形勢嚴峻［1］，而營養(yǎng)是老年人健康生存的物質基礎，隨著年齡增加和各項功能下降，老年人營養(yǎng)不良的風險增加，嚴重影響老年人的生活質量，帶來沉重的疾病負擔［2-6］。為積極應對人口老齡化，《國民營養(yǎng)計劃（2017—2030年）》（國辦發(fā)〔2017〕60號）提出開展老年人群營養(yǎng)狀況監(jiān)測、實施營養(yǎng)改善行動［7］。及早發(fā)現(xiàn)營養(yǎng)不良或營養(yǎng)不良風險，適當給予營養(yǎng)支持可能有助于扭轉或制止營養(yǎng)不良的發(fā)展，減輕營養(yǎng)不良帶來的不良后果，而營養(yǎng)篩查與評估是開展規(guī)范化營養(yǎng)支持的基礎［8-9］。老年人的營養(yǎng)狀況受到生理、心理、社會等多種因素的影響［5，10］，缺乏統(tǒng)一的客觀衡量標準或金標準，目前國內(nèi)外開發(fā)了許多老年人營養(yǎng)篩查與評估工具，但尚沒有就最佳的工具達成共識［11-12］。2017 年8 月，原國家衛(wèi)生與計劃生育委員會公布了WS/T 552-2017《老年人營養(yǎng)不良風險評估》［13-14］，其是通過對微型營養(yǎng)評價（Mini Nutritional Assessment，MNA）進行修訂而形成的國內(nèi)營養(yǎng)界專家意見較為一致的針對老年人進行營養(yǎng)不良風險評價的工具。該標準發(fā)布前后尚缺乏關于此標準中評估工具信效度研究的有關報告，本研究旨在檢驗《老年人營養(yǎng)不良風險評估》在養(yǎng)老機構中應用的信效度，評價其應用可行性，為更好地形成適合我國老年人的營養(yǎng)狀況篩查與評估工具提供參考。

1 對象與方法

1.1 研究對象 2019年5—6月，采用方便抽樣對北京、天津的7家養(yǎng)老機構中入住的老年人進行問卷調(diào)查，7家養(yǎng)老機構的選擇包括公建公營、公建民營、民建民營的養(yǎng)老機構類型，主要收治生活半自理和不能自理的老年人，收費水平為3 000～30 000元/月。納入標準：（1）年齡≥65歲；（2）知情同意，因認知障礙、視聽障礙等無法溝通的老年人相關信息由養(yǎng)老機構照護人員提供。排除標準：調(diào)查期間因為生病等原因不在養(yǎng)老機構入住的老年人。根據(jù)量表的信效度樣本量至少為問卷條目總數(shù)的10～20倍［15］的原則，確定本研究樣本量至少為400。

1.2 研究方法

1.2.1 調(diào)查工具 《老年人營養(yǎng)不良風險評估》于2017年制定，適用于對65歲及以上老年人進行營養(yǎng)不良風險評估［13］。本工具分為基本情況、初篩和評估3個部分，其中基本情況包括性別、年齡、身高和體質量；初篩包括6個條目：BMI、近3個月體質量變化（得分為0～3分）、活動能力、牙齒狀況、神經(jīng)精神疾病、近3個月飲食量變化（得分為0～2分），滿分14分；評估包括14個條目：疾病種數(shù)、藥物種數(shù)、是否獨居、睡眠時間、戶外獨立活動時間、文化程度、經(jīng)濟狀況、進食能力、進餐次數(shù)（得分為0～2分）、蛋白質攝入種數(shù)、食油攝入、蔬菜水果攝入、小腿圍、腰圍（得分為0～1分），滿分16分；年齡調(diào)整分值：＜70歲為0分，≥70歲為1分?！独夏耆藸I養(yǎng)不良風險評估》滿分30分，初篩得分≥12分提示無營養(yǎng)不良風險，無須進行下一步評估；若初篩得分＜12分則繼續(xù)評估，《老年人營養(yǎng)不良風險評估》總分（初篩+評估+年齡調(diào)整分值）≥24分表示營養(yǎng)狀況良好，18～23分表示有營養(yǎng)不良風險，≤17分表示營養(yǎng)不良。

1.2.2 調(diào)查方法 將調(diào)查工具編制成評估APP，由研究者對7家養(yǎng)老機構的調(diào)查員進行專項培訓，考核合格后完成對本機構老年人的評估和問卷調(diào)查，研究者隨時在線指導和實地線下督導。調(diào)查中，調(diào)查員采用APP中統(tǒng)一的指導語，向研究對象解釋研究的目的及意義，征得同意后以不記名的方式填寫問卷，當問卷填寫不完整時，系統(tǒng)會提示調(diào)查員補全遺漏的項目，信息填寫完整后才能提交，以保證回收信息的完整性。共發(fā)放問卷474份，回收有效問卷444份，有效回收率為93.7%。

1.3 統(tǒng)計學方法 采用Excel 2019錄入數(shù)據(jù)，SPSS 24.0統(tǒng)計軟件進行數(shù)據(jù)分析。計量資料采用（±s）進行統(tǒng)計描述，計數(shù)資料采用頻數(shù)、百分比進行統(tǒng)計描述。采用臨界比、條目-總分相關系數(shù)進行項目分析，以P＜0.05為差異有統(tǒng)計學意義。采用探索性因子分析進行結構效度分析，采用Cronbach's α系數(shù)和折半信度系數(shù)進行信度分析。

2 結果

2.1 一般資料 本研究共調(diào)查了7家養(yǎng)老機構的444名老年人，7家養(yǎng)老機構分別調(diào)查了149名（33.6%）、107名（24.1%）、14名（3.2%）、39名（8.8%）、48名（10.8%）、39名（8.8%）、48名（10.8%）老年人；平均年齡為（84.2±6.7）歲，其中65～74歲40名（9.0%），75～84歲 169名（38.1%），85～94歲210名（47.3%），≥95歲25名（5.6%）；男176名（39.6%），女268名（60.4%）；文化程度：小學及以下67名（15.1%），中學/中專184名（41.4%），大專及以上193名（43.5%）；婚姻狀況：已婚173名（39.%），喪偶264名（59.5%），其他7名（1.6%）；自我感覺經(jīng)濟狀況差6名（1.4%），一般238名（53.6%），良好200名（45.0%）。

2.2 項目分析

2.2.1 臨界比 將《老年人營養(yǎng)不良風險評估》得分按從大到小排序，取前27%為高分組，后27%為低分組［16］，采用獨立樣本t檢驗比較兩組間各條目得分的差異，計算臨界比，一般認為臨界比＞3.000且有顯著性差異表明該條目的鑒別度好［17］。結果顯示“9.是否獨居”“15.進餐次數(shù)”高分組與低分組得分相同，無鑒別度，其他條目臨界比為-1.992～13.272，其中“6.近3個月飲食量變化”“10.睡眠時間”“12.文化程度”“13.經(jīng)濟狀況”“16.蛋白質攝入種數(shù)”“17.食油攝入”“18.蔬菜水果攝入”“21.年齡”的臨界比＜3.000，未達標準；其余11個條目臨界比為3.170～13.272且P＜0.05，鑒別度良好（見表1）。

2.2.2 條目-總分相關系數(shù) 條目與總分的相關性越高，表示條目與總量表的同質性越高［16］。采用Pearson相關分析計算各條目與老年人營養(yǎng)不良風險評估總分的相關系數(shù)，相關系數(shù)＞0.400且P＜0.05提示該條目與總分具有較好的相關性［16-17］。結果顯示“9.是否獨居”條目得分相同，無法計算相關系數(shù)，其余20個條目與總分的相關系數(shù)為-0.051～0.566，其中“1.BMI”“3.活動能力”“4.牙齒狀況”“11.戶外獨立活動時間”“14.進食能力”條目-總分相關系數(shù)＞0.400，與總分相關性高；“2.近3個月體質量變化”“5.神經(jīng)精神疾病”“7.疾病種數(shù)”“8.藥物種數(shù)”“19.小腿圍”條目-總分相關系數(shù)為0.200～0.400；“6.近3個月飲食量變化”“10.睡眠時間”“12.文化程度”“13.經(jīng)濟狀況”“15.進餐次數(shù)”“16.蛋白質攝入種數(shù)”“17.食油攝入”“18.蔬菜水果攝入”“20.腰圍”“21.年齡”條目-總分相關系數(shù)＜0.200，與總分相關性差［16］（見表 1）。

2.3 結構效度 采用探索性因子分析進行結構效度分析，由于“9.是否獨居”得分方差為0，因此只對其余20個條目進行分析。采用KMO檢驗和Bartlett's球形檢驗，使用主成分分析法提取公因子，結果顯示《老年人營養(yǎng)不良風險評估》的KMO值為0.661，Bartlett's 球形檢驗值為1 458.522，P＜0.001，變量間的相關性較強，可以進行因子分析［16］。采用最大方差法進行旋轉，得到8個特征值＞1的公因子，累積解釋變異量為62.069%，其中“17.食油攝入”“11.戶外獨立活動時間”存在雙重載荷，結合專業(yè)特點和概念內(nèi)涵分析，將“17.食油攝入”歸屬于公因子1，“11.戶外獨立活動時間”歸屬于公因子2。公因子1命名為“進食情況與腰圍”，包含5個條目；公因子2命名為“進食活動能力與神經(jīng)精神疾病”，包含5個條目；公因子3命名為“疾病用藥與經(jīng)濟狀況”，包含3個條目；公因子4命名為“近3個月體質量變化”，包含1個條目；公因子5命名為“睡眠與文化程度”，包含2個條目；公因子6命名為“BMI與進餐次數(shù)”，包含2個條目；公因子7命名為“年齡”，包含1個條目；公因子8命名為“蔬菜水果攝入”，包含1個條目。各公因子載荷見表2。將條目因子載荷 ＜0.40作為排除標準［16，18］，第 2、6、13、17條目因子載荷＜0.40而未達標準，其余16個條目達到標準（見表2）。

2.4 信度分析 《老年人營養(yǎng)不良風險評估》的Cronbach's α系數(shù)為0.323，折半信度為0.531。8個公因子的Cronbach's α系數(shù)和折半信度：“進食情況與腰圍”分別為-0.542、-0.149；“進食活動能力與神經(jīng)精神疾病”分別為0.649、0.637；“疾病用藥與經(jīng)濟狀況”分別為0.285、-0.424；“睡眠與文化程度”分別為0.152、0.180；“BMI與進餐次數(shù)”分別為0.111、0.111；“近3個月體質量變化”“年齡”和“蔬菜水果攝入”3個公因子都只包括1個條目，無信度系數(shù)。

3 討論

3.1 項目分析 項目分析主要用于檢驗量表各個條目的可靠程度［19］。本研究采用臨界比和條目-總分相關系數(shù)進行評價，結果顯示，《老年人營養(yǎng)不良風險評估》各條目的臨界比為-1.992～13.272，條目-總分相關系數(shù)為-0.051～0.566，其中“1.BMI”“3.活動能力”“4.牙齒狀況”“11.戶外獨立活動時間”“14.進食能力”的臨界比＞3.000且條目-總分相關系數(shù)＞0.400，具有良好的鑒別度和同質性；“2.近3個月體質量變化”“5.神經(jīng)精神疾病”“7.疾病種數(shù)”“8.藥物種數(shù)”“19.小腿圍”“20.腰圍”的臨界比＞3.000但條目-總分相關系數(shù)＜0.400，鑒別度良好但與總量表的同質性一般，可保留并進一步進行分析；“6.近3個月飲食量變化”“10.睡眠時間”“12.文化程度”“13.經(jīng)濟狀況”“16.蛋白質攝入種數(shù)”“17.食油攝入”“18.蔬菜水果攝入”“21.年齡”的臨界比＜3.000且條目-總分相關系數(shù)＜0.200，鑒別度和同質性較差，“9.是否獨居”“15.進餐次數(shù)”在養(yǎng)老機構老年人中無鑒別度。部分條目鑒別度和同質性較差的原因可能是：一方面本研究對象均為養(yǎng)老機構入住的老年人，其每天的膳食由養(yǎng)老機構提供，進餐的次數(shù)和食物種類相對穩(wěn)定，不存在獨居狀況，而文化程度、經(jīng)濟狀況等因素主要影響老年人的食物獲取［5］，對養(yǎng)老機構的老年人影響較社區(qū)和居家的老年人少，導致以上條目在養(yǎng)老機構老年人中應用的鑒別度不高，但可能是影響社區(qū)和居家老年人營養(yǎng)狀況的重要因素之一，所以需要進一步在社區(qū)老年人中驗證其價值；另一方面的原因可能是部分條目在評價老年人營養(yǎng)狀況時的作用有限，不適于評價老年人的營養(yǎng)狀況，可以酌情刪除以簡化《老年人營養(yǎng)不良風險評估》，提高評估的效率。

表2 《老年人營養(yǎng)不良風險評估》各條目因子載荷（n=444）Table 2 The factor loading of each item of Malnutrition Risk Assessment of the Aged

3.2 結構效度評價 一般認為量表的公因子能解釋40%以上的變異且每個條目在相應的因子上有足夠的載荷（≥0.40）則該量表有較好的結構效度［18］。本研究采用主成分分析和等量最大法旋轉進行《老年人營養(yǎng)不良風險評估》的結構效度分析，共提取了8個特征值＞1的公因子，累積解釋變異量為62.069%，有4個條目因子載荷＜0.40而未達標準。結構效度分析時提取的公因子數(shù)目較多且部分條目分布混亂，分析原因：一方面部分條目的鑒別度和同質性較低，形成了干擾因素，另一方面由于老年人的營養(yǎng)狀況缺乏統(tǒng)一的客觀衡量標準，且受到生理、心理、社會等多種因素的影響，所以《老年人營養(yǎng)不良風險評估》的結構較為復雜。

3.3 信度評價 信度代表量表的一致性或穩(wěn)定性［16］。本研究通過Cronbach'sα系數(shù)和折半信度來評價《老年人營養(yǎng)不良風險評估》的內(nèi)部一致性，一般認為信度系數(shù)達到0.7即可接受，達到0.8提示量表的內(nèi)部一致性較好［18］。《老年人營養(yǎng)不良風險評估》工具的Cronbach'sα系數(shù)為0.323，折半信度為0.531，說明其內(nèi)部一致性不佳。結合項目分析結果，在養(yǎng)老機構老年人中應用《老年人營養(yǎng)不良風險評估》時，部分條目與總分的同質性較差，可能成為干擾因素，從而導致總量表與各維度的內(nèi)部一致性不佳。

4 結論

本研究針對《老年人營養(yǎng)不良風險評估》在京津地區(qū)養(yǎng)老機構中的應用效果進行評價，結果發(fā)現(xiàn)部分條目的鑒別度和同質性不高，工具的結構效度和內(nèi)部一致性不是非常理想，在進行養(yǎng)老機構老年人營養(yǎng)狀況篩查與評價時，需要進一步斟酌條目，以確保工具使用時有良好的信效度。本研究的局限性在于研究對象僅限于養(yǎng)老機構的老年人，未在社區(qū)居家老年人中驗證《老年人營養(yǎng)不良風險評估》的信效度，而養(yǎng)老機構老年人與社區(qū)居家老年人營養(yǎng)狀況的影響因素存在差異，下一步應擴大研究范圍，進一步驗證《老年人營養(yǎng)不良風險評估》在社區(qū)居家老年人中應用的信效度，探討獨居、進餐次數(shù)、文化、經(jīng)濟等項目在社區(qū)及居家老年人營養(yǎng)不良風險評估中的作用，探索適用于我國廣大老年人群的統(tǒng)一的營養(yǎng)篩查與評估工具或針對社區(qū)和居家老年人制定不同的評估工具。

志謝:感謝中國疾病預防控制中心營養(yǎng)與健康所張堅老師課題組在《老年人營養(yǎng)不良風險評估》標準編制中的辛勤工作，感謝參與本課題研究的天津退休職工養(yǎng)老院、北京愛暮家養(yǎng)老院（香山）、北京愛暮家養(yǎng)老院（門頭溝）、首開寸草亞運村養(yǎng)老院、寸草春暉望京養(yǎng)老院、寸草春暉和平里養(yǎng)老院及北京國投健康長者公寓的大力支持與配合。

作者貢獻:朱丹、謝紅進行研究構思與設計；朱丹、曾平、韓鳳、謝紅進行研究的實施和可行性分析；朱丹進行數(shù)據(jù)收集、整理、統(tǒng)計學處理，撰寫論文，對文章整體負責，監(jiān)督管理；曾平、謝紅進行結果的分析與解釋；曾平、韓鳳、謝紅進行文章的質量控制及審校。

本文無利益沖突。