代理決策者預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃參與問卷的漢化及信效度檢驗(yàn)

劉雪冰，陳輝，劉東玲，朱婷婷，高喬喬，王子辰，李嘉音，張瓊文，張玲利

預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃(Advance Care Planning，ACP)是支持任何年齡或健康階段的成年人分享個(gè)人價(jià)值觀、生活目標(biāo)和醫(yī)療照護(hù)偏好的過程，其核心要素包括設(shè)立代理決策者、臨終話題討論和簽署醫(yī)療文件[1]。在我國，家屬通常為患者代理決策者[2]，家屬對預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃的認(rèn)識、參與程度是預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃研究與實(shí)踐過程中的關(guān)鍵因素[3-4]。因此，了解家屬作為代理決策者在預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃過程中的參與情況，對促進(jìn)預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃的有效實(shí)施至關(guān)重要。然而，國內(nèi)針對家屬層面的預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃研究較少，且尚缺乏相關(guān)測評工具。代理決策者預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃參與問卷(the Advance Care Planning Engagement Survey for Surrogate Decision Makers，ACPES-SDM)由美國學(xué)者Van Scoy等[5]編制，該問卷從代理決策者的角度評估社區(qū)慢性病患者家屬在預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃過程中的作用和參與情況，具有良好的信效度，能夠幫助預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃領(lǐng)域研究人員理解家屬在預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃過程中的作用及決策效果評價(jià)[6]。本研究對該問卷進(jìn)行漢化及信效度檢驗(yàn)，旨在為我國開展社區(qū)老年慢性病患者家屬預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃參與情況提供有效評估工具。

1 對象與方法

1.1對象

1.1.1咨詢專家 遴選6名與本研究領(lǐng)域相關(guān)的專家進(jìn)行文化調(diào)適及內(nèi)容效度評價(jià)。專家包括2名安寧療護(hù)領(lǐng)域主任醫(yī)師(1名具有30年工作經(jīng)歷的腫瘤綜合治療科主任，專攻腫瘤與姑息治療方向；另1名為具有20年工作經(jīng)驗(yàn)的安寧療護(hù)病區(qū)主任)，1名安寧療護(hù)領(lǐng)域護(hù)理專業(yè)副教授，1名心理學(xué)領(lǐng)域博士生導(dǎo)師，1名重癥護(hù)理領(lǐng)域主任護(hù)師，1名社區(qū)護(hù)理領(lǐng)域副主任護(hù)師。專業(yè)領(lǐng)域工作年限均為10年以上，高級職稱3人，副高級職稱3人；博士3人，碩士2人，本科1人。

1.1.2調(diào)查對象 2021年2～4月，采用便利抽樣法選取鄭州市某社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心下屬的4個(gè)社區(qū)的老年慢性病患者家屬作為研究對象。納入標(biāo)準(zhǔn)：①年齡≥18歲；②在本社區(qū)居住≥1年；③家中有≥60歲、有明確醫(yī)療診斷的老年慢性病患者，且為患者的主要家庭照顧者；④認(rèn)知、溝通、理解和閱讀能力正常。排除標(biāo)準(zhǔn)：由于各種原因不配合研究。研究對象均知情同意并自愿參與本研究。本研究調(diào)查社區(qū)慢性病患者家屬415人，其中女163人，男252人；年齡34～88(58.75±13.81)歲?；橐鰻顩r：已婚395人，未婚6人，離異或喪偶14人。文化程度：初中以下101人，高中或?qū)？?68人，本科以上146人。家庭人均月收入：<1 000元20人，1 000～元171人，3 000～元129人，≥5 000元95人。與患者關(guān)系：配偶201人，子女188人，其他家屬26人。有宗教信仰44人。患者疾病嚴(yán)重程度：輕度203例，中度130例，重度82例?；颊呒膊》N類：1種217例，2種159例，3種以上39例?；颊卟〕蹋?3年139例，3～10年161例，>10年115例。

1.2方法

1.2.1ACPES-SDM介紹 該問卷是在預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃參與問卷(Advance Care Planning Engagement Survey)[7]基礎(chǔ)上發(fā)展而來，包含成為代理決策者的條件(條目1～4與條目9～11)、思考(條目5～8)、準(zhǔn)備度(條目12～17)3個(gè)維度共17個(gè)條目。問卷采用Likert 5級評分，條目1～11評分標(biāo)準(zhǔn)為“一點(diǎn)也不/從未”到“特別/很多次”，條目12～17為“我從未想過”到“我已經(jīng)做過了”，每個(gè)條目選項(xiàng)依次賦1～5分，得分越高，表明被試者對于代理決策角色的認(rèn)知、思考、準(zhǔn)備度越好，在預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃過程中的參與情況越好。問卷信效度良好，因子分析提取3個(gè)公因子，累積方差貢獻(xiàn)率為91.0%，問卷各維度Cronbach′s α系數(shù)為0.91、0.91、0.90[5]。

1.2.2問卷的翻譯 獲得問卷原作者授權(quán)后，采用慢性病治療功能評價(jià)翻譯法[8]對ACPES-SDM進(jìn)行漢化，具體步驟如下：①正譯。由2名具有較好中英文雙語基礎(chǔ)的研究者分別對原問卷進(jìn)行翻譯，其中1名為已通過英語六級的護(hù)理學(xué)碩士，另1名為英語專業(yè)碩士研究生課程教師。②調(diào)和。由1名護(hù)理學(xué)副教授對2份正譯版問卷中有爭議或不一致的內(nèi)容進(jìn)行整合或提供更合理的翻譯方案，形成問卷調(diào)和版。③回譯。由2名具有較好中英文基礎(chǔ)且未接觸過原問卷的專家，1名外語學(xué)院英語專業(yè)讀寫教師和1名具有海外學(xué)習(xí)經(jīng)歷的護(hù)理學(xué)博士分別對調(diào)和版問卷進(jìn)行回譯，形成2份回譯版問卷，課題組成員將原問卷與回譯問卷進(jìn)行比較標(biāo)注，交由問卷研發(fā)團(tuán)隊(duì)進(jìn)一步審查。④審核。研發(fā)團(tuán)隊(duì)將2份回譯版問卷以及原版問卷進(jìn)行對比，將翻譯過程中存在問題的條目進(jìn)行標(biāo)注，通過郵件方式發(fā)送給原問卷研發(fā)團(tuán)隊(duì)，對回譯版問卷及疑問之處進(jìn)行討論、提出修改意見，確定問卷翻譯終版進(jìn)行專家校對。⑤校對。由3名分別為安寧療護(hù)、英語專業(yè)以及社區(qū)護(hù)理領(lǐng)域?qū)＜覍柧矸g存在爭議的條目進(jìn)行分析并進(jìn)一步完善，最終形成中文版ACPES-SDM初稿Ⅰ。

1.2.3文化調(diào)適 將中文版ACPES-SDM初稿Ⅰ編制成專家咨詢表，邀請6名專家進(jìn)行文化調(diào)適，并評價(jià)問卷的內(nèi)容效度。請專家閱讀問卷中的每個(gè)條目，從條目語言清晰程度、語言簡潔程度、文化背景符合程度和內(nèi)容相關(guān)性4個(gè)部分提出指導(dǎo)和修改意見，最終形成中文版ACPES-SDM初稿Ⅱ。便利選取30名社區(qū)老年慢病患者家屬為研究對象進(jìn)行預(yù)試驗(yàn)，從問卷指導(dǎo)語、條目以及問卷總體認(rèn)識來測試中文版ACPES-SDM初稿Ⅱ語言的適宜性、理解的正確性以及可接受性。邀請參與者針對問卷的指導(dǎo)語、條目以及回答方式中不清楚的部分提出修改意見，并根據(jù)研究對象一致反映的信息對問卷作進(jìn)一步完善，保證問卷概念和文化適宜性，最終得到中文版ACPES-SDM測試稿。

1.2.4資料收集方法 采用自行設(shè)計(jì)的一般資料調(diào)查表(包括性別、年齡、婚姻狀況、文化程度、宗教信仰、家庭人均月收入、與患者的關(guān)系、患者現(xiàn)患疾病、病程、疾病嚴(yán)重程度、所患疾病種類11項(xiàng))及中文版ACPES-SDM進(jìn)行調(diào)查。采用統(tǒng)一指導(dǎo)語向研究對象說明研究目的、填寫方法及研究匿名、保密和自愿原則，征得其同意后發(fā)放問卷。問卷現(xiàn)場發(fā)放，填寫完成后逐一檢查填寫質(zhì)量并當(dāng)場收回。本研究發(fā)放問卷450份，回收有效問卷415份，有效回收率92.22%。隨機(jī)選取30名研究對象，間隔2周后再次填寫中文版ACPES-SDM，檢驗(yàn)問卷重測信度。

1.2.5統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS21.0軟件和AMOS21.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，采用決斷值法及條目總分相關(guān)系數(shù)法對中文版問卷進(jìn)行項(xiàng)目分析；內(nèi)容效度包括問卷?xiàng)l目水平的內(nèi)容效度指數(shù)(I-CVI)及問卷水平的內(nèi)容效度指數(shù)(S-CVI)；結(jié)構(gòu)效度采用探索性因子分析及驗(yàn)證性因子分析，將415例樣本采用簡單隨機(jī)法分為兩組，200例進(jìn)行探索性因子分析，215例進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。采用Cronbach′s α系數(shù)、重測信度對問卷進(jìn)行信度檢驗(yàn)。

2 結(jié)果

2.1項(xiàng)目分析結(jié)果 中文版ACPES-SDM問卷各條目決斷值(CR)為9.449～24.906(均P<0.01)。各條目與總分相關(guān)系數(shù)為0.405～0.822(均P<0.01)。未刪除問卷?xiàng)l目。

2.2效度檢驗(yàn)

2.2.1內(nèi)容效度 6名專家評定結(jié)果顯示，中文版ACPES-SDM問卷I-CVI為0.830～1.000，S-CVI為0.970。

2.2.2結(jié)構(gòu)效度

2.2.2.1探索性因子分析 結(jié)果顯示，KMO值為0.796，Bartlett′s球形檢驗(yàn)χ2=4 011.165(P<0.01)，適合進(jìn)行探索性因子分析。采用主成分分析法和方差最大正交旋轉(zhuǎn)法，保留特征值>1的因子，共提取5個(gè)公因子，累積方差貢獻(xiàn)率為83.906%。各條目因子載荷結(jié)果，見表1。因子分析結(jié)果顯示，因子1為準(zhǔn)備度，包含6個(gè)條目(條目12～17)；因子2為思考，包含4個(gè)條目(條目5～8)；因子3為自我效能，包含3個(gè)條目(條目9～11)；因子4包含條目1、條目4，因子5包含條目2、條目3，此4個(gè)條目的評估內(nèi)容具有共同特征，均為代理決策者角色相關(guān)內(nèi)容，結(jié)合原問卷，經(jīng)課題組討論將因子4與因子5合并，命名為代理決策角色認(rèn)知。因子分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，原問卷因子1為代理決策者的條件，本研究因子分析劃分為代理決策角色認(rèn)知、自我效能2個(gè)因子。

表1 問卷各條目因子載荷(n=200)

2.2.2.2驗(yàn)證性因子分析 將17個(gè)條目作為觀測變量，以代理決策角色認(rèn)知、思考、自我效能、準(zhǔn)備度4個(gè)因子為潛變量繪制路徑圖，見圖1。驗(yàn)證性因子分析顯示，卡方自由度比(χ2/df)為2.307，比較擬合指數(shù)(CFI)為0.949，規(guī)范擬合指數(shù)(NFI)0.913，非規(guī)范擬合指數(shù)(TLI)0.937，擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)為0.880，增值擬合指數(shù)(IFI)0.949，近似誤差均方根(RMSEA)0.078，模型擬合度良好。

2.3信度檢驗(yàn)結(jié)果 見表2。

表2 中文版ACPES-SDM信度分析結(jié)果

3 討論

3.1問卷的鑒別度及條目與總分相關(guān)性較好 中文版ACPES-SDM各條目CR值為9.449～24.906(均P<0.01)，表明該問卷各條目具有較好的鑒別能力；問卷各條目得分與總分的相關(guān)系數(shù)均>0.40，能夠較好地測量社區(qū)老年慢性病患者家屬的預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃參與情況。

3.2中文版ACPES-SDM具有良好的效度 本研究中文版ACPES-SDM問卷經(jīng)國內(nèi)安寧療護(hù)、姑息治療及社區(qū)護(hù)理領(lǐng)域?qū)＜以u定，I-CVI為0.830～1.000，S-CVI為0.970，表明該問卷內(nèi)容效度良好，問卷?xiàng)l目內(nèi)容準(zhǔn)確有效。通過探索因子分析結(jié)果顯示，問卷共形成代理決策角色認(rèn)知、思考、自我效能、準(zhǔn)備度4個(gè)因子，本研究將原問卷中成為代理決策者的條件劃分為了代理決策角色認(rèn)知和自我效能，可能原因?yàn)椋簢鴥?nèi)家庭觀念和集體主義背景下，老年人通常會將醫(yī)療決策權(quán)交給家屬，臨床醫(yī)療措施往往依賴家屬進(jìn)行決策，因此，家屬的代理決策角色自我效能可能與國外結(jié)果存在差別；研究對象差異，原問卷選取社區(qū)慢性病患者家屬，本研究為社區(qū)老年慢性病患者家屬，人群范圍較原問卷縮小，因此分析所得到的結(jié)果可能存在差異。表1顯示，條目8、12、15、16在2個(gè)因子的載荷值均>0.4，但因子載荷差值均大于0.2，統(tǒng)計(jì)學(xué)角度條目可保留，另權(quán)衡條目對問卷整體測量意義，結(jié)合內(nèi)容效度并綜合專家意見予以保留。本研究的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果顯示，中文版ACPES-SDM擬合指數(shù)大部分優(yōu)于標(biāo)準(zhǔn)值，GFI值雖小于0.9，但接近標(biāo)準(zhǔn)值，波動能夠接受[9]，總體模型擬合良好，問卷4因子結(jié)構(gòu)具有較好的適配性。

3.3中文版ACPES-SDM具有良好的信度 Cronbach′s α系數(shù)和重測信度可反映測量工具的內(nèi)在一致性及穩(wěn)定性特征。當(dāng)問卷的Cronbach′s α系數(shù)>0.8，且重測信度>0.7時(shí)，表示問卷的信度較好[10]。問卷信度檢驗(yàn)結(jié)果顯示，問卷的Cronbach′s α系數(shù)為0.925，各維度Cronbach′s α系數(shù)為0.706～0.940；2周后問卷的重測信度0.944，結(jié)果表明中文版問卷具有較好的內(nèi)在一致性、穩(wěn)定性。

3.4中文版ACPES-SDM具有較好的應(yīng)用前景 近年來，國內(nèi)不少學(xué)者開展了預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃相關(guān)研究，但研究對象主要集中在患者層面[11]，針對家屬在預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃中代理決策作用研究極少。在我國，由于個(gè)人對家庭關(guān)系的高度重視，家屬在患者臨終決策過程中發(fā)揮著重要作用[12]，及時(shí)從代理決策者角度評估家屬對預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃的參與程度，是緩解患者臨終話題討論困境，確?；颊攉@得符合其偏好照護(hù)方式的關(guān)鍵點(diǎn)[13]。本研究引進(jìn)ACPES-SDM問卷不僅能夠從代理決策者的認(rèn)知、思考、自我效能及準(zhǔn)備度4個(gè)方面有效評估家屬的預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃參與程度，也能夠?yàn)楹笃诖龠M(jìn)患者和家屬參與預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃過程方案的構(gòu)建及效果評估提供依據(jù)。且隨著研究的深入，該量表也可以結(jié)合相關(guān)患者預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃參與評估量表，針對二者預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃一致性方面展開研究，探索二者對參與預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃行為是否存在不同。亦可構(gòu)建以家庭為中心的預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃干預(yù)方案，促進(jìn)患者及家屬同步有效地參與預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃，進(jìn)而獲得更大的參與效果。

4 小結(jié)

目前我國針對老年患者家屬群體在預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃中的代理決策研究尚處于起步階段，建立有效的測評工具是明確該人群在預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃過程中作用的重要基礎(chǔ)。本研究通過對代理決策者預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃參與問卷進(jìn)行漢化并對其進(jìn)行信效度檢驗(yàn)，結(jié)果表明，中文版問卷的信效度良好，各項(xiàng)指標(biāo)均符合量表心理測量學(xué)要求，可以用于評估老年慢病患者家屬參與預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃相關(guān)代理決策行為情況。本研究樣本來源范圍較局限，為進(jìn)一步驗(yàn)證問卷科學(xué)性與實(shí)用性，需多次并選取更大樣本量進(jìn)行研究；無代理決策者預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃參與相關(guān)評估工具與之平行對照，未能進(jìn)行效標(biāo)效度評價(jià)。引進(jìn)該問卷有助于拓寬國內(nèi)預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃領(lǐng)域研究人群，幫助未來研究者明確患者家屬在預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃過程中的重要作用。