基于預(yù)測(cè)模型的養(yǎng)老機(jī)構(gòu)簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具構(gòu)建與信效度驗(yàn)證

朱丹，謝紅

我國(guó)老齡化程度持續(xù)加深，2019年末60歲及以上人口達(dá)2.53億，占總?cè)丝诘?8.1%，其中65歲及以上人口1.76億，占總?cè)丝诘?2.6%［1］。營(yíng)養(yǎng)支持對(duì)老年人保持良好健康、功能和生活質(zhì)量非常重要［2］。為積極應(yīng)對(duì)人口老齡化，2017年國(guó)務(wù)院辦公廳發(fā)布了《國(guó)民營(yíng)養(yǎng)計(jì)劃（2017—2030年）》（國(guó)辦發(fā)〔2017〕60號(hào)）［3］，提出開展老年人群營(yíng)養(yǎng)狀況監(jiān)測(cè)和評(píng)價(jià)，建立滿足不同老年人群需求的營(yíng)養(yǎng)改善措施，建立老年人群營(yíng)養(yǎng)健康管理與照護(hù)制度，促進(jìn)“健康老齡化”。營(yíng)養(yǎng)篩查是通過(guò)有效工具快速識(shí)別營(yíng)養(yǎng)不良或有營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)對(duì)象的過(guò)程，老年人營(yíng)養(yǎng)狀況識(shí)別是開展老年人群營(yíng)養(yǎng)改善工作的基礎(chǔ)［4］。2017年國(guó)家衛(wèi)生健康委員會(huì)曾公布過(guò)以行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》（WS/T 552-2017）作為老年人群營(yíng)養(yǎng)篩查與評(píng)估工具，但在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人群中的信效度驗(yàn)證結(jié)果顯示，該工具部分條目在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)不適用，鑒別度和同質(zhì)性不高，工具結(jié)構(gòu)效度和內(nèi)部一致性不理想［5］。同時(shí)，由于該工具采用先篩查再針對(duì)部分風(fēng)險(xiǎn)人群進(jìn)行評(píng)估的方式，工具使用較復(fù)雜，不同風(fēng)險(xiǎn)程度的老年人獲取數(shù)據(jù)信息不一致，影響了該工具在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人群中的實(shí)際應(yīng)用。針對(duì)國(guó)民營(yíng)養(yǎng)計(jì)劃中普遍開展老年人群營(yíng)養(yǎng)篩查的目標(biāo)，需要簡(jiǎn)便、易行、結(jié)構(gòu)更為優(yōu)化且適用于養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人群的營(yíng)養(yǎng)篩查工具。預(yù)測(cè)模型是結(jié)合多種危險(xiǎn)因素預(yù)測(cè)患者預(yù)后的統(tǒng)計(jì)模型，常見(jiàn)的模型包括Logistic回歸模型和決策樹模型等［6-7］。目前有研究通過(guò)Logistic回歸模型構(gòu)建或改良針對(duì)兒童、心力衰竭患者或國(guó)外老年人的營(yíng)養(yǎng)篩查與評(píng)價(jià)工具［8-12］，通過(guò)決策樹模型進(jìn)行疾病風(fēng)險(xiǎn)、并發(fā)癥風(fēng)險(xiǎn)和疾病預(yù)后的預(yù)測(cè)［13-15］，預(yù)測(cè)模型在臨床中應(yīng)用廣泛且效果佳。本研究在2017年行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》（WS/T 552-2017）工具的基礎(chǔ)上，采用上述兩種模型比較，選取最優(yōu)模型以構(gòu)建適用于養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人的可靠、推廣性強(qiáng)的簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具，并檢驗(yàn)其信效度，為我國(guó)養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人群營(yíng)養(yǎng)狀況監(jiān)測(cè)提供有效的篩查工具。

1 對(duì)象與方法

1.2 研究工具 課題組自行設(shè)計(jì)調(diào)查問(wèn)卷，問(wèn)卷包括一般資料和《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》量表兩部分。一般資料包括年齡、性別、文化程度、自我感覺(jué)經(jīng)濟(jì)狀況?！独夏耆藸I(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》量表來(lái)源于2017年《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》衛(wèi)生標(biāo)準(zhǔn)，用于評(píng)價(jià)≥65歲老年人的營(yíng)養(yǎng)狀況，包括初篩和評(píng)估兩部分內(nèi)容。其中，初篩部分包括6個(gè)條目，滿分為14分，其中近3個(gè)月體質(zhì)量變化、BMI得分為0～3分，活動(dòng)能力、神經(jīng)精神疾病、牙齒狀況、近3個(gè)月飲食量變化得分為0～2分；評(píng)估部分包括14個(gè)條目，滿分為16分，其中疾病種數(shù)、藥物種數(shù)、是否獨(dú)居、戶外獨(dú)立活動(dòng)時(shí)間、睡眠時(shí)間、文化程度、經(jīng)濟(jì)狀況、蛋白質(zhì)攝入種數(shù)、蔬菜水果攝入、食油攝入、小腿圍和腰圍得分為0～1分，進(jìn)食能力和進(jìn)餐次數(shù)得分為0～2分；此外，根據(jù)年齡調(diào)整分值為0～1分（即年齡超過(guò)70歲加1分）。量表總分（初篩+評(píng)估）為0～30分，得分越高表示老年人營(yíng)養(yǎng)狀況越好。結(jié)果判定方法為：初篩量表總分≥12分為無(wú)營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)，無(wú)須評(píng)估；初篩量表總分<12分時(shí)需要繼續(xù)完成評(píng)估量表；最終，營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估總分（初篩和評(píng)估得分之和）≥24分表示營(yíng)養(yǎng)狀況良好，18～23分表示有營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)，≤17分表示營(yíng)養(yǎng)不良。本工具在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)中應(yīng)用的Cronbach's α系數(shù)為0.323［5］。

1.3 資料收集方法 將本研究使用工具開發(fā)成手機(jī)APP，研究者對(duì)12家養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的調(diào)查員進(jìn)行培訓(xùn)，由培訓(xùn)合格的調(diào)查員對(duì)所在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人進(jìn)行評(píng)估，研究者進(jìn)行實(shí)地督導(dǎo)并隨時(shí)線上解答調(diào)查員調(diào)查中的問(wèn)題。調(diào)查員采用APP中統(tǒng)一的指導(dǎo)語(yǔ)向調(diào)查對(duì)象解釋研究目的和意義，征得本人或監(jiān)護(hù)人同意后以不記名方式填寫問(wèn)卷，系統(tǒng)自動(dòng)檢查并提醒調(diào)查員填寫遺漏項(xiàng)，問(wèn)卷填寫完整后方能提交。共發(fā)放問(wèn)卷1 450份，剔除年齡<65歲的問(wèn)卷后，回收有效問(wèn)卷1 411份，問(wèn)卷有效回收率為97.31%。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 24.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。計(jì)量資料以（±s）表示，計(jì)數(shù)資料以相對(duì)數(shù)表示。以本研究團(tuán)隊(duì)前期發(fā)表的京津地區(qū)養(yǎng)老機(jī)構(gòu)《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》應(yīng)用效果評(píng)價(jià)研究［5］中《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》工具項(xiàng)目分析結(jié)果進(jìn)行條目初篩，刪除臨界比<3且條目-總分相關(guān)系數(shù)<0.400的條目后，構(gòu)建有序多分類Logistic回歸模型和受試者工作特征（ROC）曲線，得到ROC曲線下面積（AUC）；將Logistic回歸模型中有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的變量作為自變量，使用Cart算法構(gòu)建決策樹，分析ROC曲線得到AUC；比較兩個(gè)模型的AUC，依據(jù)最優(yōu)模型下各變量的重要性進(jìn)行賦值，采用ROC曲線確定最佳預(yù)測(cè)指標(biāo)截?cái)帱c(diǎn)進(jìn)行臨界值劃分，形成簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具。計(jì)算簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具的Cronbach's α系數(shù)進(jìn)行信度分析；采用探索性因子分析進(jìn)行結(jié)構(gòu)效度分析；以《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》工具結(jié)果為參照，采用AUC、靈敏度、特異度、約登指數(shù)、Kappa系數(shù)綜合評(píng)價(jià)簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具的預(yù)測(cè)效度。以P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 被調(diào)查的1 411例老年人，平均年齡（81.1±8.3）歲，其中65～74歲329例（23.32%），75～84歲547例（38.77%），85～94歲477例（33.80%），≥95歲58例（4.11%）； 男602例（42.66%）， 女809例（57.34%）；文化程度中文盲152例（10.77%），小學(xué)340例（24.10%），初中311例（22.04%），高中/中專283例（20.06%），大學(xué)?？?69例（11.98%），大學(xué)本科及以上156例（11.05%）；自我感覺(jué)經(jīng)濟(jì)狀況差者149例（10.56%），一般者906例（64.21%），良好者356例（25.23%）；營(yíng)養(yǎng)狀況良好者524例（37.14%），有營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)者793例（56.20%），營(yíng)養(yǎng)不良者94例（6.66%）。

2.2 簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具的構(gòu)建

2.2.1 條目初篩和調(diào)整 《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》信效度研究結(jié)果顯示，該工具中部分條目與總分相關(guān)性和鑒別度較差［5］。條目初篩中刪除條目包括“近3個(gè)月飲食量變化”“是否獨(dú)居”“睡眠時(shí)間”“文化程度”“經(jīng)濟(jì)狀況”“進(jìn)餐次數(shù)”“蛋白質(zhì)攝入種數(shù)”“食油攝入”“蔬菜水果攝入”“年齡”。由于本研究擬構(gòu)建的簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具更加關(guān)注對(duì)營(yíng)養(yǎng)不足者的篩查，故同時(shí)刪除原工具中用于評(píng)價(jià)肥胖的條目“腰圍”，并取消對(duì)BMI上限的限制。將納入Logistic回歸分析的自變量BMI的分類調(diào)整為“<19.0 kg/m2”“19.0～20.9 kg/m2”“21.0～22.9 kg/m2”“≥23.0 kg/m2”。最后共計(jì)10個(gè)變量進(jìn)入Logistic回歸分析。

2.2.2 Logistic回歸模型構(gòu)建 以《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》工具篩查結(jié)果（賦值：營(yíng)養(yǎng)狀況良好=1，有營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)=2，營(yíng)養(yǎng)不良=3）為因變量，初篩條目為自變量進(jìn)行有序多分類Logistic回歸分析，結(jié)果顯示10個(gè)變量均是老年人營(yíng)養(yǎng)狀況的影響因素（P<0.05），見(jiàn)表1。Logistic回歸模型分類正確率為86.3%，構(gòu)建ROC曲線，預(yù)測(cè)營(yíng)養(yǎng)狀況良好、有營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)、營(yíng)養(yǎng)不良的AUC分別為0.962、0.942、0.989，均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.001），見(jiàn)表2。

表1 老年人營(yíng)養(yǎng)狀況影響因素的有序多分類Logistic回歸分析Table 1 Ordinal，multinominal Logistic regression analysis of factors related to nutrition status in nursing home-dwelling older people

2.2.3 決策樹模型構(gòu)建 以《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》工具篩選結(jié)果（賦值：營(yíng)養(yǎng)狀況良好=1，有營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)=2，營(yíng)養(yǎng)不良=3）為因變量，將有序多分類Logistic回歸模型中有意義的變量作為自變量，使用Cart算法構(gòu)建決策樹，采用交叉驗(yàn)證，限制父節(jié)點(diǎn)最小個(gè)案數(shù)為30，子節(jié)點(diǎn)最小個(gè)案數(shù)為10，最大樹深度為5。進(jìn)入模型的變量有活動(dòng)能力、牙齒狀況、近3個(gè)月體質(zhì)量變化、BMI、神經(jīng)精神疾病、小腿圍、進(jìn)食能力和服用藥物種數(shù)，根節(jié)點(diǎn)為活動(dòng)能力（圖1）。決策樹模型分類正確率為80.0%，構(gòu)建ROC曲線，預(yù)測(cè)營(yíng)養(yǎng)良好、營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)、營(yíng)養(yǎng)不良的AUC分別為0.914、0.868、0.968，均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.001），見(jiàn)表2。

2.2.4 最終版簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具形成 比較Logistic回歸模型、決策樹模型對(duì)老年人營(yíng)養(yǎng)狀況分類的AUC、靈敏度、特異度、約登指數(shù)和分類正確率，確定Logistic回歸模型為最優(yōu)模型（表2）。以最優(yōu)模型為基礎(chǔ)，根據(jù)各條目重要性（回歸系數(shù)）進(jìn)行賦值，將最小回歸系數(shù)的變量賦值為0.5，計(jì)算其余變量與其的比值后賦值為0.5、1、2、3分，構(gòu)成簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具（表3）。以《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》工具結(jié)果為對(duì)照，進(jìn)行ROC曲線分析，采用最大約登指數(shù)得到判斷營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)和營(yíng)養(yǎng)不良的最佳截?cái)帱c(diǎn)［17］（圖2～3）。結(jié)果顯示存在營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)的臨界值為3.5分，營(yíng)養(yǎng)不良的臨界值為8分。最終形成的簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具由BMI、近3個(gè)月體質(zhì)量變化、活動(dòng)能力、牙齒狀況、神經(jīng)精神疾病、疾病種數(shù)、藥物種數(shù)、戶外獨(dú)立活動(dòng)時(shí)間、進(jìn)食能力、小腿圍10個(gè)條目組成?？偡?～14.5分，評(píng)分0～3.0分表示營(yíng)養(yǎng)良好，3.5～7.5分表示有營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)，8.0～14.5分表示營(yíng)養(yǎng)不良。根據(jù)最終版簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具對(duì)老年人營(yíng)養(yǎng)狀況進(jìn)行重新評(píng)估，結(jié)果顯示老年人營(yíng)養(yǎng)狀況良好634例（44.93%）、有營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)639例（45.29%）、營(yíng)養(yǎng)不良138例（9.78%）。

表2 Logistic回歸模型與決策樹模型的AUC、靈敏度、特異度及約登指數(shù)Table 2 The AUC，sensitivity，specificity and Youden index of Logistic regression model and decision tree model for predicting nutrition status in nursing home-dwelling older people

表3 最終版簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具Table 3 The concise Nutritional Risk Assessment Scale for Nursing Home-dwelling Older People

2.3 信效度分析

2.3.1 信度 信度分析結(jié)果顯示，最終版簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具的Cronbach's α系數(shù)為0.463，前期研究中《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》工具的Cronbach's α系數(shù)為0.323［6］，簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具的內(nèi)部一致性有所提高。

2.3.2 結(jié)構(gòu)效度 采用探索性因子分析進(jìn)行結(jié)構(gòu)效度分析。簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具的KMO值為0.684>0.5，Bartlett's球形檢驗(yàn)值為1 827.031、P<0.001，表示適合進(jìn)行因子分析［18］。采用主成分分析法提取公因子，最大方差法進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，得到5個(gè)特征值>1的公因子，累積解釋變異量為69.9%，各條目載荷值>0.400，無(wú)雙重載荷情況，見(jiàn)表4。

表4 最終版簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具各條目因子載荷情況Table 4 The distribution map of factor loading of the concise Nutritional Risk Assessment Scale for Nursing Home-dwelling Older People

2.3.3 預(yù)測(cè)效度 以《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》工具為標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行ROC曲線分析，結(jié)果顯示，簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具以總分≥3.5分劃分為營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，靈敏度為0.799，特異度為0.870，約登指數(shù)為0.670，AUC（95%CI）為 0.902（0.892，0.922）；以總分≥ 8分劃分為營(yíng)養(yǎng)不良時(shí)，靈敏度為0.809，特異度為0.953，約登指數(shù)為0.761，AUC（95%CI）為0.976（0.967，0.985），見(jiàn)圖2～3、表5。簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具與《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》工具對(duì)老年人營(yíng)養(yǎng)狀況劃分的一致性（Kappa系數(shù)）為0.627，有高度的一致性。

表5 最終版簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具的靈敏度、特異度、約登指數(shù)、AUCTable 5 Sensitivity，specificity，Youden index and AUC of the concise Nutritional Risk Assessment Scale for Nursing Home-dwelling Older People

圖3 最終版簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具預(yù)測(cè)營(yíng)養(yǎng)不良的ROC曲線Figure 3 ROC curve of the predictive performance for malnutrition of the concise Nutritional Risk Assessment Scale for Nursing Home-dwelling Older People

3 討論

良好的營(yíng)養(yǎng)狀況是健康老齡化的重要保障，養(yǎng)老機(jī)構(gòu)作為我國(guó)社會(huì)養(yǎng)老服務(wù)體系的重要支撐［19］，收住了大量需要照料的失能、半失能老年人，高齡和疾病等因素使養(yǎng)老機(jī)構(gòu)中的老年人更容易出現(xiàn)營(yíng)養(yǎng)問(wèn)題。研究顯示，養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人營(yíng)養(yǎng)不良比例為5.1%～30.0%，營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)比例為36.0%～67.6%［20-21］。盡管養(yǎng)老機(jī)構(gòu)中老年人營(yíng)養(yǎng)不良的發(fā)生率很高，但在機(jī)構(gòu)照護(hù)中對(duì)營(yíng)養(yǎng)護(hù)理的重視程度通常排名靠后；養(yǎng)老機(jī)構(gòu)缺乏規(guī)范的老年人營(yíng)養(yǎng)管理標(biāo)準(zhǔn)，照護(hù)人員缺乏營(yíng)養(yǎng)專業(yè)知識(shí)和管理意識(shí)，無(wú)法識(shí)別營(yíng)養(yǎng)不良，并給予個(gè)性化、有針對(duì)性的營(yíng)養(yǎng)支持［22］。統(tǒng)一、可靠、實(shí)用的營(yíng)養(yǎng)篩查工具是養(yǎng)老機(jī)構(gòu)監(jiān)測(cè)、改善老年人營(yíng)養(yǎng)狀況的基礎(chǔ)。我國(guó)發(fā)布的《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)雖然提供了適用于我國(guó)≥65歲老年人群的營(yíng)養(yǎng)評(píng)價(jià)工具，但該工具在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人中應(yīng)用的信效度不理想，部分條目在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)中不適用［5］。另一方面，《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》工具中規(guī)定，當(dāng)同時(shí)存在BMI≥24.0 kg/m2或腰圍超過(guò)標(biāo)準(zhǔn)時(shí)提示可能是肥胖/超重型營(yíng)養(yǎng)不良，營(yíng)養(yǎng)不足與營(yíng)養(yǎng)過(guò)剩是相反的營(yíng)養(yǎng)失衡狀態(tài)，無(wú)法通過(guò)相同的評(píng)估總分同時(shí)對(duì)二者進(jìn)行判斷。同時(shí)，目前多項(xiàng)指南或?qū)W會(huì)推薦使用的營(yíng)養(yǎng)篩查、評(píng)價(jià)工具，如微型營(yíng)養(yǎng)評(píng)價(jià)（MNA）、簡(jiǎn)版微型營(yíng)養(yǎng)評(píng)價(jià)（MNA-SF）、營(yíng)養(yǎng)不良通用篩查工具（MUST）、營(yíng)養(yǎng)風(fēng)險(xiǎn)篩查-2002（NRS-2002）等，均通過(guò)體質(zhì)量下降、BMI過(guò)低等指標(biāo)來(lái)識(shí)別營(yíng)養(yǎng)不足，并不對(duì)營(yíng)養(yǎng)過(guò)剩進(jìn)行評(píng)價(jià)［23-26］。老年人營(yíng)養(yǎng)不足是普遍存在問(wèn)題，且易引發(fā)多種不良健康后果［27］，而研究顯示老年人群超重與死亡風(fēng)險(xiǎn)增加關(guān)系不大，當(dāng)BMI<23.0 kg/m2時(shí)老年人死亡風(fēng)險(xiǎn)增加［22，28］，故本研究中對(duì)BMI的分組進(jìn)行了相應(yīng)調(diào)整。在《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》工具信效度研究基礎(chǔ)上，采用預(yù)測(cè)模型的方法，通過(guò)對(duì)比Logistic回歸模型和決策樹模型，選取了更優(yōu)的Logistic回歸模型構(gòu)建適用于養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具，經(jīng)檢驗(yàn)其有較好的信效度，可有效識(shí)別有營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)和營(yíng)養(yǎng)不良的老年人，為我國(guó)養(yǎng)老機(jī)構(gòu)開展老年人群營(yíng)養(yǎng)篩查與監(jiān)測(cè)提供了可靠的工具。

3.1 條目刪減原因分析 項(xiàng)目分析結(jié)果顯示，有10個(gè)條目鑒別度較低，且與總分的相關(guān)性不足被刪除，究其原因老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具需要適用于不同養(yǎng)老方式的老年人，而本研究調(diào)查養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人，不存在獨(dú)居情況，“是否獨(dú)居”條目被刪除；養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人的膳食主要由機(jī)構(gòu)提供，其進(jìn)餐次數(shù)及蛋白質(zhì)、食油和蔬菜水果的攝入比較穩(wěn)定，而文化程度、經(jīng)濟(jì)狀況等因素主要影響老年人的食物獲?。?9］，對(duì)機(jī)構(gòu)老年人的營(yíng)養(yǎng)狀況影響可能較小，以上條目均被刪除。但是對(duì)于社區(qū)居家老年人，獨(dú)居和膳食攝入可能影響其營(yíng)養(yǎng)狀況，需通過(guò)進(jìn)一步的研究驗(yàn)證本工具在社區(qū)居家老年人中應(yīng)用的有效性，并確定是否需要納入以上條目制定社區(qū)居家版本的老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具?！敖?個(gè)月飲食量變化”被刪除的原因可能是進(jìn)食量的變化對(duì)營(yíng)養(yǎng)狀況的影響反映在體質(zhì)量的變化上，其重要性被體質(zhì)量變化抵消，另外對(duì)進(jìn)食量的記錄和評(píng)估不準(zhǔn)確也可能導(dǎo)致該條目篩查營(yíng)養(yǎng)狀況的可靠性不高。睡眠時(shí)間可能由于其對(duì)老年人營(yíng)養(yǎng)狀況的影響有限而被刪除。

3.2 條目權(quán)重分析 經(jīng)條目初篩后，剩下的10個(gè)可靠程度較高的條目均進(jìn)入了回歸模型，表示這些變量是影響老年人營(yíng)養(yǎng)狀況的重要因素。簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具中權(quán)重較高的變量為BMI、近3個(gè)月體質(zhì)量變化、神經(jīng)精神疾病、活動(dòng)能力和牙齒狀況，相對(duì)較低的條目為進(jìn)食能力、戶外獨(dú)立活動(dòng)時(shí)間、疾病種數(shù)、藥物種數(shù)和小腿圍，與《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》工具相比，近3個(gè)月體質(zhì)量變化、疾病種數(shù)、藥物種數(shù)、進(jìn)食能力和小腿圍權(quán)重略降低。決策樹模型中變量的重要性呈現(xiàn)類似結(jié)果，活動(dòng)能力、牙齒狀況、體質(zhì)量變化、神經(jīng)精神疾病是判斷老年人存在營(yíng)養(yǎng)不良的重要因素，疾病種數(shù)、藥物種數(shù)、小腿圍的重要性相對(duì)較低。BMI和非計(jì)劃性的體質(zhì)量下降是常用的判斷老年人營(yíng)養(yǎng)不良的變量，本研究發(fā)現(xiàn)活動(dòng)能力也是影響老年人營(yíng)養(yǎng)狀況的重要因素。老年人營(yíng)養(yǎng)不足、體質(zhì)量下降時(shí)主要減少的是肌肉含量，從而導(dǎo)致老年人活動(dòng)能力下降，活動(dòng)能力下降又會(huì)進(jìn)一步影響老年人食物的獲取能力和手段，并加重營(yíng)養(yǎng)不良。在決策樹模型中活動(dòng)能力為判斷老年人營(yíng)養(yǎng)狀況的根節(jié)點(diǎn)，表示其在老年人的營(yíng)養(yǎng)狀況中有重要作用，是進(jìn)行老年人營(yíng)養(yǎng)改善時(shí)的干預(yù)要點(diǎn)和重要結(jié)局指標(biāo)之一。疾病種數(shù)、藥物種數(shù)在判斷老年人營(yíng)養(yǎng)狀況時(shí)的重要性較低，在決策樹模型中僅藥物種數(shù)進(jìn)入模型，可能的原因是不同疾病和藥物對(duì)營(yíng)養(yǎng)狀況的影響不同，疾病和藥物存在一定的共同性，在決策樹中其作用被藥物種數(shù)替代。

3.3 信度分析 信度代表量表的一致性或穩(wěn)定性［18］，最終版簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具的Cronbach's α系數(shù)為0.463，與《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》工具相比，信度得到了提高但仍未達(dá)到0.6?？赡艿脑蚴呛?jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具的條目較少，不同的條目反映了不同的營(yíng)養(yǎng)不良危險(xiǎn)因素；另外，分析發(fā)現(xiàn)降低工具內(nèi)部一致性的條目主要是BMI和近3個(gè)月體質(zhì)量變化，剔除以上兩個(gè)條目后工具的Cronbach's α系數(shù)為0.607，達(dá)到良好的內(nèi)部一致性，可能的原因是部分老年人由于臥床、脊柱變形等導(dǎo)致身高和體質(zhì)量的測(cè)量存在困難或測(cè)量不準(zhǔn)確，養(yǎng)老機(jī)構(gòu)未定期測(cè)量體質(zhì)量導(dǎo)致體質(zhì)量變化記錄不準(zhǔn)確等影響了工具的穩(wěn)定性，考慮BMI和非計(jì)劃性的體質(zhì)量下降是老年人營(yíng)養(yǎng)不良的重要危險(xiǎn)因素，所以對(duì)以上2個(gè)條目仍予以保留，在今后的應(yīng)用過(guò)程中，可以通過(guò)推廣智能測(cè)量和監(jiān)測(cè)設(shè)備、定期監(jiān)測(cè)體質(zhì)量等方式進(jìn)一步提高工具的穩(wěn)定性。

3.4 結(jié)構(gòu)效度分析 一般認(rèn)為量表的公因子能解釋40%以上的變異，同時(shí)每個(gè)條目在相應(yīng)的因子上有足夠的負(fù)荷（≥0.400），表示有較好的結(jié)構(gòu)效度［18］。本研究探索性因子分析得到5個(gè)公因子，累積解釋變異量為69.9%，各條目載荷值>0.400，說(shuō)明簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具的條目構(gòu)成合理，具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

3.5 預(yù)測(cè)效度分析 預(yù)測(cè)效度代表能正確區(qū)分營(yíng)養(yǎng)良好、有營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)或營(yíng)養(yǎng)不良的能力。靈敏度反映了工具正確識(shí)別存在有營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)或營(yíng)養(yǎng)不良老年人的能力，特異度反映了工具排除誤診病例的能力，約登指數(shù)綜合了靈敏度和特異度的作用，約登指數(shù)越接近1，說(shuō)明量表的預(yù)測(cè)效能越好［17］，通常AUC>0.90表示預(yù)測(cè)價(jià)值較高，0.71～0.90表示預(yù)測(cè)價(jià)值為中等［30］。簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具在預(yù)測(cè)有營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)和營(yíng)養(yǎng)不良時(shí)有較高的靈敏度、特異度和約登指數(shù)，并獲得較高的AUC（>0.9），提示具有良好的預(yù)測(cè)價(jià)值。簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具與《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》工具對(duì)老年人營(yíng)養(yǎng)狀況劃分的一致性（Kappa系數(shù)）為0.627，一般認(rèn)為Kappa系數(shù)在0.6～0.8表示有高度的一致性［17］，提示本工具可以有效識(shí)別存在營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)和營(yíng)養(yǎng)不良的老年人。

4 本研究的價(jià)值與局限性

本研究在行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)《老年人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估》（WS/T 552-2017）工具進(jìn)行信效度驗(yàn)證基礎(chǔ)上，刪除不適用于養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人的條目，并通過(guò)構(gòu)建Logistic回歸模型和決策樹模型，選取最優(yōu)模型構(gòu)建了適用于養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人的簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具，構(gòu)建過(guò)程科學(xué)、嚴(yán)謹(jǐn)。為養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人的營(yíng)養(yǎng)篩查提供了實(shí)用性工具，為我國(guó)養(yǎng)老機(jī)構(gòu)開展老年人群營(yíng)養(yǎng)篩查與監(jiān)測(cè)工作奠定了基礎(chǔ)，為養(yǎng)老機(jī)構(gòu)存在營(yíng)養(yǎng)不良或營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)的老年人提供適宜的營(yíng)養(yǎng)支持，改善其營(yíng)養(yǎng)狀況，維持和促進(jìn)健康和功能水平，實(shí)現(xiàn)“健康老齡化”提供了前提。雖然本研究在樣本抽樣中，已經(jīng)考慮到我國(guó)地域遼闊，各地在營(yíng)養(yǎng)方面存在的差異性，盡量選擇東、中、西部典型地區(qū)不同類型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)進(jìn)行調(diào)查，并通過(guò)1 000例以上數(shù)據(jù)構(gòu)建預(yù)測(cè)模型，但與我國(guó)老年人群上億的基數(shù)相比仍存在不足，未來(lái)仍需要更大樣本老年人群應(yīng)用數(shù)據(jù)，以評(píng)價(jià)該工具實(shí)際使用效果。此外，雖然簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具的信度方面有所提高，但在下一步研究中仍需要通過(guò)提高指標(biāo)測(cè)量、記錄的準(zhǔn)確性等手段，進(jìn)一步優(yōu)化和驗(yàn)證簡(jiǎn)版老年人營(yíng)養(yǎng)篩查工具。

作者貢獻(xiàn)：朱丹、謝紅負(fù)責(zé)文章構(gòu)思與設(shè)計(jì)、研究的實(shí)施和可行性分析；朱丹負(fù)責(zé)數(shù)據(jù)收集與整理、統(tǒng)計(jì)學(xué)處理、論文撰寫，并對(duì)文章整體負(fù)責(zé)，監(jiān)督管理；謝紅負(fù)責(zé)結(jié)果的分析與解釋、文章的質(zhì)量控制及審校。

本文無(wú)利益沖突。