老年慢病共存患者治療負擔量表的研制

柏丁兮，高靜，楊直，吳晨曦

全球老齡化現(xiàn)象日趨嚴峻，我國60歲及以上人口占比達18.70%［1］，正處于從快速老齡化向深度老齡化轉(zhuǎn)變階段。我國老年人口基數(shù)大，加之因組織器官老化、功能減退、疾病抵抗力低，老年人常同時罹患多種慢性病，即“一體多病”的現(xiàn)象在老年人中普遍存在。系統(tǒng)評價研究結(jié)果顯示，國外社區(qū)65歲及以上老年人慢病共存總發(fā)生率為33.1%，我國60歲及以上老年人慢病共存發(fā)生率為6.4%～76.5%［2-3］。相較國外，我國老年慢病共存患者具有基數(shù)大、增長迅速、消耗醫(yī)療資源多的特點，由此帶來的治療負擔已成為不容忽視的公共衛(wèi)生問題。治療負擔是指患者完成醫(yī)療保健工作量及這些工作量對患者自身功能和健康的影響。醫(yī)療保健工作量包括治療疾?。ㄈ玑t(yī)療預(yù)約、服用藥物等）和自我保健行為（如監(jiān)測健康、飲食、鍛煉等），影響包括工作量對患者認知、行為、身心健康的影響［4］。當治療負擔過重時，患者會出現(xiàn)服藥依從性差［5-9］、疾病復(fù)發(fā)、健康與福祉下降、治療滿意度下降［10］、生活質(zhì)量下降等［11-15］，嚴重者可能會出現(xiàn)不遵醫(yī)囑甚至放棄治療的情況［6，9，16］，進而影響治療效果。關(guān)注并準確評估我國老年慢病共存患者治療負擔，是精準制定與評價患者治療措施、減少無效醫(yī)療資源使用的重要前提。我國目前尚無本土研制的老年慢病共存治療負擔量表，主要采用國外引進的慢病共存治療負擔問卷（Multimorbidity Treatment Burden Ques-tionnaire，MTBQ）［17-18］、治療負擔問卷（Treatment Burden Questionnaire，TBQ）［19-20］進行老年慢病共存治療負擔測量。但國外引進的量表存在以下缺點：目前漢化量表評估對象未針對老年人群；TBQ未排除單一慢性病患者；評估內(nèi)容聚焦生理、經(jīng)濟、時間等方面的治療負擔，較少關(guān)注心理社會方面的治療負擔；量表開發(fā)背景方面，MTBQ和TBQ的開發(fā)是基于當?shù)蒯t(yī)療、文化、保險、社會福利制度等，與我國存在差異。因此，我國亟須開發(fā)本土量表。本研究根據(jù)治療負擔這一多維概念，從我國文化背景、醫(yī)療體系及社會福利制度等角度出發(fā)，采用澳大利亞喬安娜布里格斯研究所（JBI）循證衛(wèi)生保健中心推薦的基于共識的健康測量工具遴選標準（Consensus-based Standards for the Selection of Health Measurement Instruments，COSMIN）清單［21］指導(dǎo)量表研制，通過文獻分析和質(zhì)性訪談，研制一份能全面、準確評估我國老年慢病共存患者治療負擔的量表，為調(diào)查老年慢病共存患者治療負擔的影響因素及制定個體化的干預(yù)方案提供依據(jù)。

1 對象與方法

根據(jù)COSMIN指南的建議，將量表的研制過程分為3個階段：初始量表開發(fā)、量表條目優(yōu)化及量表測量屬性校驗。

1.1 形成老年慢病共存患者治療負擔量表初始條目池 本研究基于SAV等［10］的治療負擔概念框架初步將治療負擔分為經(jīng)濟負擔、自我管理負擔、時間負擔、心理社會負擔及藥物負擔。為進一步了解我國老年慢病共存患者治療負擔的內(nèi)容，本研究選取老年慢病共存患者進行半結(jié)構(gòu)深入訪談（半結(jié)構(gòu)化訪談過程及結(jié)果見文獻［22］）。最后基于治療負擔的概念框架，結(jié)合文獻分析和質(zhì)性研究的結(jié)果擬定量表條目池，包含6個維度，49個條目。

1.2 基于專家咨詢法和預(yù)測試研究形成初始量表 于2021年7—9月，開展兩輪專家咨詢。選擇以老年慢性病為研究方向的老年醫(yī)學(xué)專家；專家人數(shù)參照徐國祥［23］提出的8～20人選擇標準，結(jié)合本研究實際及文獻報道，最終專家人數(shù)擬定為15名。專家納入標準：（1）老年慢性病、老年護理、工具研制等方向的專家；（2）本科及以上學(xué)歷；（3）5年以上相關(guān)領(lǐng)域工作經(jīng)驗（醫(yī)療、護理、心理等）；（4）中級及以上專業(yè)技術(shù)職稱；（5）愿意參與本研究?；厥照{(diào)查表后統(tǒng)計專家的基本情況，并計算專家的積極系數(shù)、權(quán)威系數(shù)（Cr）及變異系數(shù)（CV）。積極系數(shù)通過有效問卷回收率來反映，有效問卷回收率=收回有效咨詢表份數(shù)/發(fā)出咨詢表份數(shù)×100%。Cr由專家評價量表條目時的判斷依據(jù)（Ca）和專家自評熟悉程度（Cs）來決定，Cr=（Ca+Cs）/2。用Kendall協(xié)調(diào)系數(shù)（Kendall's W）和CV來表示專家意見的協(xié)調(diào)程度。CV越小，提示專家協(xié)調(diào)程度越高，一般CV＜0.250表示可接受。Kendall's W越高，表示專家對條目的認同度和一致性越高。第1輪專家咨詢完成后計算條目重要性均分和CV兩項指標，需同時滿足CV＜0.250和重要性均分＞3.500分［24］。若只符合一項，課題組需集合專家意見，綜合條目的臨床實用性，再進行討論，以此決定該條目是否應(yīng)該刪除或者修改。若有專家建議新增條目，則將該條目納入下一輪專家咨詢問卷中。第2輪專家咨詢評判標準同第1輪。

經(jīng)過兩輪專家咨詢對條目池進一步篩選后，開展預(yù)測試研究。于2021年9月，采用便利抽樣的方法，選取成都市三級甲等醫(yī)院20名老年慢病共存患者進行預(yù)測試，了解患者對該量表的用詞及表達的建議，檢查條目有無歧義等。研究對象的納入標準：（1）被二級及以上醫(yī)院確診患有≥2種慢性?。」泊妫?；（2）慢病共存確診時間＞6個月；（3）年齡≥60歲；（4）無精神疾病，有正常溝通能力，自愿參與本研究者。排除標準：（1）正在參加其他臨床研究者；（2）病情嚴重，無法配合研究的患者。通過預(yù)測試研究檢驗本量表條目是否能被研究對象理解和接受，在語言上實現(xiàn)通俗易懂、便于理解的目的。

1.3 量表條目優(yōu)化，形成測試版量表 于2021年9—11月，采用便利抽樣的方法，選取成都市三級、二級、一級醫(yī)院各1所，并從中便利選取老年慢病共存患者，研究對象納入及排除標準同預(yù)測試。由研究者向患者發(fā)放調(diào)查問卷，調(diào)查問卷包括研究對象基本資料調(diào)查表和老年慢病共存患者治療負擔初始量表。采用項目分析（臨界比值法、相關(guān)系數(shù)法、離散趨勢法、Cronbach's α系數(shù)法）及探索性因子分析法對量表條目進行篩選，最終形成測試版量表。臨界比值法是從條目的區(qū)分度方面對條目進行篩選，該方法是將研究對象按量表總得分進行排序，總得分前27%的調(diào)查對象為高分組，總得分后27%的調(diào)查對象為低分組，通過獨立樣本t檢驗比較高分組和低分組在每個條目得分的差異，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）的條目予以保留，差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）的條目可考慮刪除［25］。本研究采用Pearson相關(guān)系數(shù)法檢驗每個條目與量表總分之間的相關(guān)性，將條目與總分相關(guān)系數(shù)≥0.4的條目予以保留［26］。離散趨勢法是從條目的靈敏度角度來進行篩選，通常用標準差（standard deviation，SD）作為評價指標，選擇離散程度較大的條目，建議刪除SD＜0.8的條目［27］。Cronbach's α系數(shù)法是檢驗量表內(nèi)部一致性的方法，如果刪除一個條目后，總量表的Cronbach's α系數(shù)上升，說明該條目會影響量表的內(nèi)部一致性，應(yīng)該考慮刪除［28］。本研究確定條目的剔除原則為：有兩種或兩種以上方法判定為刪除者為必剔除條目。在以上條目篩選完成后，采用探索性因子分析對量表結(jié)構(gòu)進行考評，該方法主要從代表性角度來篩選條目，通過KMO檢驗和Bartlett's球型檢驗判斷數(shù)據(jù)是否適合做因子分析，一般認為KMO值＞0.8［25］即可進行探索性因子分析。對滿足以下任一標準的條目予以刪除：（1）條目載荷＜0.400；（2）條目在兩個及以上因子上載荷結(jié)果相近；（3）因子下不足3個條目［29］。

1.4 開展測量學(xué)屬性校驗，形成終版量表

1.4.1 研究對象 于2021年11月至2022年1月，采用便利抽樣的方法，選取成都市三級、二級、一級醫(yī)院各1所，并從中便利選取老年慢病共存患者，研究對象納入及排除標準同預(yù)測試。

1.4.2 信度考評 采用重測信度、分半信度、Cronbach's α系數(shù)來進行評價。重測信度：本研究隨機選取調(diào)查對象中30名患者于出院后2～3 d后進行同一問卷的再次測量，兩次獲得的數(shù)據(jù)使用Pearson相關(guān)系數(shù)法進行評價，若相關(guān)系數(shù)＞0.75表示重測信度好，相關(guān)性系數(shù)為0.400～0.750表示重測信度較好，相關(guān)系數(shù)＜0.400表示重測信度差。分半信度：根據(jù)受試者在兩半題項上所得分數(shù)計算兩者的相關(guān)系數(shù)，通常要求分半信度≥0.700。通過計算整個量表的Cronbach's α系數(shù)及每個維度的Cronbach's α系數(shù)來判斷量表的內(nèi)部一致性，一般要求Cronbach's α系數(shù)≥0.700。

1.4.3 效度考評 效度采用內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度來進行評價。本研究選擇以老年慢性病為研究方向的老年醫(yī)學(xué)專家6名進行效度考評。專家納入標準：（1）本科及以上學(xué)歷；（2）5年以上相關(guān)領(lǐng)域工作經(jīng)驗（醫(yī)療、護理、心理等）；（3）中級及以上專業(yè)技術(shù)職稱；（4）愿意參與本研究。根據(jù)專家的評分計算條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)（item content validity index，I-CVI）和量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)（scale content validity index，S-CVI）。I-CVI=評分為3分或4分的專家人數(shù)/參評的專家總數(shù)。S-CVI/Ave=量表所有條目I-CVI的均數(shù)。一般要求I-CVI≥0.780，S-CVI/Ave≥0.900。通過計算條目與各維度間的相關(guān)性來評價結(jié)構(gòu)效度，當條目與所屬維度的相關(guān)系數(shù)為0.300～0.800時，說明量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。采用驗證性因子分析對量表的結(jié)構(gòu)進行驗證：標準化殘差均方根（SRMR）、近似誤差均方根（RMSEA）＜0.050表明模型擬合較好，0.050～0.080表明模型擬合基本可以接受；χ2/df需＜3.000；比較擬合指數(shù)（CFI）、非歸準適配指數(shù)（TLI）＞0.900，表明模型擬合較好，越趨近1.000表明擬合的效果越好。

1.4.4 可行性考評 采用接受率、完成率和量表完成時間評價量表可行性。接受率：量表被所調(diào)查對象接受的情況，實際操作中以量表的回收率表示，通常要求量表回收率達到85%以上。完成率：接受調(diào)查的對象完成量表的比例，如果過低，說明量表太復(fù)雜，讓患者難以接受，通常要求量表完成率達到85%以上。量表完成時間：一般認為1份量表的完成時間控制在20 min之內(nèi)較易接受，若完成量表需要的時間過長，被調(diào)查者可能會產(chǎn)生抵觸情緒而影響量表測評的質(zhì)量，進而影響研究的真實性和準確性。

1.5 統(tǒng)計學(xué)方法 將所有數(shù)據(jù)以平行雙錄入的方式錄入Excel，并進行交叉核對。采用SPSS 21.0、QSRNVivo 12.0、Mplus 14.0軟件進行統(tǒng)計分析。計數(shù)資料以頻數(shù)和相對數(shù)表示，計量資料以（±s）表示。運用臨界比值法、相關(guān)系數(shù)法、離散趨勢法、Cronbach's α系數(shù)法、因子分析法對量表條目進行定量篩選；采用重測信度、Cronbach's α系數(shù)、分半信度對量表進行信度檢驗；采用內(nèi)容效度、結(jié)構(gòu)效度對量表進行效度檢驗；采用接受率、完成率、完成時間對量表進行可行性評價。檢驗水準為α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 初始量表開發(fā)

2.1.1 形成初始條目池 量表條目池包含6個維度，共計49個條目。6個維度分別為經(jīng)濟負擔、藥物負擔、自我管理負擔、獲得醫(yī)療服務(wù)負擔（涵蓋時間和路程負擔、獲得醫(yī)療資源的困難）、社交負擔、心理負擔。

2.1.2 德爾菲專家咨詢結(jié)果 第1輪專家咨詢共發(fā)放20份問卷，有效回收15份問卷，問卷有效回收率為75.0%；第2輪專家咨詢共發(fā)放問卷15份，有效回收15份，問卷有效回收率為100.0%。15名專家來自重慶市、河北省、山西省、河南省、江蘇省、四川省、廣東省、福建省、浙江省、山東?。粚I(yè)領(lǐng)域包括老年護理、慢性病護理、護理管理、工具研制等；專家年齡42～59歲；工作年限22～41年；高級職稱10名，副高級職稱4名，中級職稱1名；學(xué)歷為博士研究生2名，碩士研究生7名，大學(xué)本科6名。專家的Cr為0.897。第1輪、第2輪專家意見協(xié)調(diào)程度的Kendall' W分別為0.144和0.293，χ2分別為 103.454和 175.684，P＜0.001，表明專家意見協(xié)調(diào)程度較為一致。第1輪專家咨詢各條目的重要性均數(shù)為3.200～4.800分，CV為0.086～0.377；第2輪專家咨詢各條目的重要性均數(shù)為3.530～4.800分，CV為0.086～0.205。刪除CV≥0.250及重要性均分≤3.500分的條目，以及專家建議刪除的條目，包括條目8、10、13、29、30、32、37、38、49，并增加了1個條目“長期服藥使我依賴藥物”。其余條目根據(jù)專家意見進行修改，經(jīng)過專家咨詢，形成了6個維度、41個條目的老年慢病共存患者治療負擔初始量表。

2.1.3 預(yù)測試結(jié)果 患者建議，條目13可以修改為“乘坐交通工具對我看病的困難程度”。

2.2 量表條目優(yōu)化

2.2.1 研究對象一般資料 共發(fā)放問卷310份，回收有效問卷294份，問卷有效回收率為94.8%。294名調(diào)查對象年齡60～93歲，平均年齡（70.6±6.5）歲；男144名（49.0%），女150名（51.0%）；其他一般資料見表1。

表1 研究對象一般資料〔n（%）〕Table 1 General information of the study subjects

2.2.2 項目分析結(jié)果 （1）臨界比值法：高分組和低分組41個條目得分獨立樣本t檢驗結(jié)果顯示，P均＜0.05，條目的鑒別能力較好，均予以保留。（2）相關(guān)性分析：條目與總分的相關(guān)分析結(jié)果顯示，條目15、22、23、29、31、32、33、34、35、36與總分的相關(guān)系數(shù)＜0.4，考慮予以刪除。（3）離散趨勢法：條目3、6、7、8、9、22、36的 SD＜0.8，考慮予以刪除。（4）Cronbach's α系數(shù)法：條目32、33、34、35刪除后量表的Cronbach's α系數(shù)上升。綜合以上項目分析結(jié)果，刪除條目22、32、33、34、35、36。由此，形成了由6個維度、35個條目組成的量表。

2.2.3 探索性因子分析結(jié)果 將上述經(jīng)過條目篩選的量表（35個條目）進行探索性因子分析，分析過程中剔除因子負荷＜0.400的條目及兩個及以上因子系數(shù)相近的條目。第一次探索性因子分析結(jié)果顯示，KMO值=0.844，P＜0.001，可以進行因子分析。按照特征根＞1.000，提取了8個公因子，其累積方差貢獻率為62.058%。由旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣得出，條目10在各因子上的載荷均＜0.400，故刪除，因子8只包含條目15，該因子下所包含的題項太少，無法顯示共同因素所代表的意義，故刪除條目15。將條目10、15刪除后進行第二次探索性因子分析，結(jié)果顯示，KMO值=0.838，P＜0.001，可以進行因子分析。按照特征根＞1.000的標準，選取了7個公因子，其累積方差貢獻率為60.659%。通過因子載荷旋轉(zhuǎn)矩陣（表2）可以得出各條目載荷在各因子上合適，無刪除條目。方差貢獻率依次為13.796%、9.962%、8.581%、8.565%、6.952%、6.766%、6.038%。兩次探索性因子分析后，共提取了7個公因子，各條目的載荷穩(wěn)定，最后形成了經(jīng)濟負擔（4個條目）、自我管理負擔（6個條目）、獲得醫(yī)療服務(wù)負擔（9個條目）、藥物管理負擔（3個條目）、藥物不良反應(yīng)負擔（3個條目）、社交負擔（3個條目）、心理負擔（5個條目）共7個維度，包含33個條目的老年慢病共存患者治療負擔測試版量表。量表采用Likert 5級評分，“沒有困難”～“極度困難”分別賦值0～4分，量表得分范圍為0～132分，得分越高表示治療負擔越重。

表2 老年慢病共存患者治療負擔測試版量表第二次探索性因子分析各條目在7個因子上的載荷Table 2 Loadings of each item on 7 factors in the second exploratory factor analysis of the test version of the treatment burden scale for elderly patients with coexisting chronic diseases

2.3 量表測量屬性校驗

2.3.1 研究對象一般資料 共發(fā)放問卷330份，有效回收問卷316份，問卷有效回收率為95.8%。316名調(diào)查對象年齡60～82歲，平均年齡（69.1±6.1）歲；男156名（49.4%），女160名（50.6%）；265名（83.9%）已婚；110名（34.8%）醫(yī)保類型為城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險，113名（35.8%）為城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險，86名（27.2%）為新型農(nóng)村合作醫(yī)療；128名（40.5%）慢性病種數(shù)為3種；209名（66.1%）病程超過10年。

2.3.2 信度考評 老年慢病共存患者治療負擔測試版量表的Cronbach's α系數(shù)為0.895，分半信度為0.938，重測信度為0.939，各維度Cronbach's α系數(shù)為0.740～0.840，分半信度為0.673～0.860，重測信度為0.753～0.953（P＜0.01）。

2.3.3 效度考評

2.3.3.1 內(nèi)容效度 邀請6位專家對問卷的內(nèi)容效度進行評價，分別是老年護理專家3名，老年醫(yī)生2名，工具研制專家1名。結(jié)果顯示：量表的I-CVI為0.833～1.000，S-CVI/Ave為 0.939。

2.3.3.2 結(jié)構(gòu)效度 （1）相關(guān)性分析：量表條目與各維度之間的相關(guān)系數(shù)為0.522～0.897（P＜0.01）。（2）驗證性因子分析：通過檢驗，數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布，故采用最大似然法對模型參數(shù)進行估計。第一次驗證性因子分析結(jié)果顯示：χ2/df=1.727，CFI=0.903，TLI=0.892，SRMR=0.065，RMSEA=0.048。根據(jù)第一次擬合結(jié)果，部分指標未達到標準要求，需要對模型進行修正。根據(jù)修正指數(shù)，在模型上使條目32和33的誤差相關(guān)。第二次驗證性因子分析結(jié)果顯示：χ2/df=1.506，CFI=0.933，TLI=0.925，SRMR=0.054，RMSEA=0.040，各適配指數(shù)達標。所有條目的標準化路徑系數(shù)均＞0.400，表示修正后模型的基本適配良好，模型擬合見圖1。

圖1 老年慢病共存患者治療負擔量表的修正模型擬合情況Figure 1 Modified model fitting of the treatment burden scale for elderly patients with coexisting chronic diseases

2.3.4 可行性考評 共發(fā)放問卷330份，回收問卷316份，問卷回收率為95.8%。由于所有問卷在回收時均進行了認真檢查，故回收的量表均為有效量表，量表完成率為100.0%。患者完成1份量表的時間為10～15 min。

3 討論

3.1 老年慢病共存患者治療負擔量表具有較好的臨床使用可行性 目前，我國使用的慢病共存患者治療負擔評估工具主要為國外引進的由TRAN等［20］編制的TBQ和DUNCAN等［18］編制的MTBQ，尚無本土研制的老年慢病共存治療負擔量表。由于治療負擔是一個多維度的概念，深受文化背景、醫(yī)療體系及社會福利制度等因素的影響，而TBQ和MTBQ均為單維量表，尚不能完全反映治療負擔這一多維問題。另外，TBQ為在法國編制，是評估慢性病患者治療負擔的普適性量表，不專門針對老年人群，且未排除只患一種慢性病的患者。加之法國慢性病患者可得到免費的健康照護［20，30］，所以法文版TBQ未包含經(jīng)濟負擔方面的內(nèi)容，盡管后續(xù)增加了“與醫(yī)療保健相關(guān)的財務(wù)負擔”條目，但對我國的評估適用性仍然有限，因經(jīng)濟負擔于我國患者而言是需重點考慮的內(nèi)容。MTBQ雖是針對慢病共存患者開發(fā)的較為全面的評估工具，評估內(nèi)容涵蓋患者為照顧自己的健康而必須做的工作、以問題為中心的自我護理策略、增加負擔的因素，但其未考慮慢病共存帶給患者的社會心理負擔。與TBQ相同的是，MTBQ是基于英國當?shù)貙嶋H而研制的量表，英國慢性病患者醫(yī)療保健基本免費［18］，故在開發(fā)此量表時僅考慮了管理疾病的額外成本，未涉及住院費用、檢查費用、交通費用等負擔，與我國醫(yī)療保健制度存在差異。因此，本研究基于SAV等［10］治療負擔的概念分析，結(jié)合文獻和質(zhì)性研究，深入挖掘治療負擔內(nèi)容，形成涵蓋經(jīng)濟負擔、自我管理負擔、獲得醫(yī)療服務(wù)負擔、藥物管理負擔、藥物不良反應(yīng)負擔、社交負擔、心理負擔7個維度，共計33個條目的量表，該量表增加了國外量表較少考慮的患者經(jīng)濟負擔和對藥物不良反應(yīng)、心理社會方面的評估內(nèi)容，更加全面、有針對性。經(jīng)考評其信效度好，具有較好的臨床使用可行性。另外，本量表的完成時間為10～15 min，慢病共存老年患者的接受度和配合程度均較好。

3.2 老年慢病共存患者治療負擔量表信度較好 既往研究顯示，總量表的內(nèi)部一致性應(yīng)＞0.700［31］，分半信度應(yīng) ＞0.700［32］，重測信度的相關(guān)系數(shù)應(yīng) ＞0.700［33］。本研究研制的老年慢病共存患者治療負擔量表的Cronbach's α系數(shù)為0.895，各維度的Cronbach's α系數(shù)為0.740～0.840，表明該量表的內(nèi)部一致性較好；總量表的分半信度為0.938，各維度的分半信度為0.673～0.860，藥物不良反應(yīng)負擔維度的分半信度為0.673，分析其原因可能是藥物不良反應(yīng)負擔維度下有3個條目（奇數(shù)），因此在進行分半時不能均等分，從而導(dǎo)致了其分半信度略差，但總量表的分半信度為0.938，因此可認為該量表有較好的分半信度；量表總的重測信度為0.939（P＜0.01），各維度重測信度為0.753～0.953，均有統(tǒng)計學(xué)意義，因此可認為該量表具有較好的重測信度。綜上，量表具有較好的信度。

3.3 老年慢病共存患者治療負擔量表效度較好 （1）內(nèi)容效度。一般要求量表的內(nèi)容效度I-CVI≥0.780，S-CVI/Ave≥0.900［34］，根據(jù)6位專家對各條目的相關(guān)性評分結(jié)果得出量表的I-CVI為0.833～1.000，S-CVI/Ave為0.939，提示該量表具有較好的內(nèi)容效度。（2）相關(guān)性分析。量表的條目與所屬領(lǐng)域的相關(guān)系數(shù)應(yīng)為0.300～0.800［35］，本研究結(jié)果顯示量表的條目與所屬領(lǐng)域的相關(guān)系數(shù)為0.522～0.897（P＜0.01），提示本量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度。（3）驗證性因子分析。一般認為模型的各項指標應(yīng)達到以下標準：χ2/df＜2.000，TLI＞0.900，CFI＞0.900，SRMR＜0.080，RMSEA＜0.080［26］。本研究修正后模型的各指標分別為χ2/df=1.506，TLI=0.925，CFI=0.933，SRMR=0.054，RMSEA=0.040，達到標準，且所有條目的標準化因子負荷均＞0.400，表示模型擬合較好，可以被接受，進一步證明了該量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

綜上，本研究研制的老年慢病共存患者治療負擔量表具有良好的信效度，包含了經(jīng)濟負擔、自我管理負擔、獲得醫(yī)療服務(wù)負擔、藥物管理負擔、藥物不良反應(yīng)負擔、社交負擔及心理負擔7個維度，共計33個條目，可用于我國文化背景下老年慢病共存患者治療負擔的評估。由于本研究采用了便利抽樣的方法，且調(diào)查對象局限在四川省成都市不同等級的3所醫(yī)院，因此該量表的外推性還有待進一步的研究。

作者貢獻：柏丁兮提出研究選題方向，負責研究數(shù)據(jù)的收集和整理，進行統(tǒng)計學(xué)分析，并撰寫、修訂論文；高靜負責文章的質(zhì)量控制及審校，對文章整體負責，為研究課題提供資金支持；楊直執(zhí)行研究調(diào)查過程，分析和整合研究數(shù)據(jù)，負責英文、數(shù)據(jù)表格和圖片格式修訂；吳晨曦對研究結(jié)果進行分析。

本文無利益沖突。