楊 婧，郭洪花，李敏香，張彩虹

（1.海南醫(yī)學(xué)院國(guó)際護(hù)理學(xué)院，海南 ?？?571199；2.海南醫(yī)學(xué)院第二附屬醫(yī)院護(hù)理部，海南 ?？?570311）

衰弱是一種由年齡增長(zhǎng)或各種健康問題導(dǎo)致的機(jī)體易損性增加，機(jī)體抗應(yīng)激能力減退的狀態(tài)［1-3］。衰弱與慢性阻塞性肺疾?。╟hronic obstructive pulmonary diseases，COPD）之間存在著互為因果的關(guān)系［4］，COPD患者發(fā)生衰弱的風(fēng)險(xiǎn)高，而衰弱又可增加COPD患者發(fā)生跌倒、殘疾、感染、再入院、死亡等不良結(jié)局的風(fēng)險(xiǎn)［5-9］。雖然COPD是不可逆的，但是衰弱具有可逆性，特別是在衰弱前期進(jìn)行干預(yù)可延緩衰弱的進(jìn)程，甚至逆轉(zhuǎn)至無衰弱階段，對(duì)COPD患者的預(yù)后具有促進(jìn)作用［10，11］。因此，盡早對(duì)COPD患者的衰弱進(jìn)行準(zhǔn)確評(píng)估及干預(yù)尤為重要。但是，目前缺乏針對(duì)COPD患者的衰弱評(píng)估工具，國(guó)內(nèi)外的學(xué)者只能采用現(xiàn)有的適用于老年人的衰弱評(píng)估工具，而這類評(píng)估工具均未結(jié)合COPD的疾病特點(diǎn)，評(píng)估條目中并未納入COPD患者衰弱的敏感測(cè)量指標(biāo)，從而無法準(zhǔn)確全面地評(píng)估COPD患者的衰弱情況［1］，導(dǎo)致評(píng)估結(jié)果異質(zhì)性大，缺乏借鑒的現(xiàn)實(shí)意義。由此可見，亟需編制專門的COPD患者衰弱評(píng)估量表。因此，本研究在國(guó)內(nèi)外前期研究的基礎(chǔ)上，根據(jù)“衰弱整合模式”，結(jié)合我國(guó)的文化背景，綜合考慮COPD疾病特點(diǎn)，將COPD患者衰弱定義為：COPD患者合并存在的，由個(gè)人因素和疾病因素導(dǎo)致的，可在一定程度上延緩甚至逆轉(zhuǎn)的，并能影響COPD患者的預(yù)后及轉(zhuǎn)歸的復(fù)合衰弱狀態(tài)，主要表現(xiàn)為生理功能減弱，呼吸道癥狀明顯，心理情緒消極，以及社會(huì)適應(yīng)不良。本研究以COPD患者衰弱的定義為操作性概念，編制適用于我國(guó)COPD患者的衰弱評(píng)估量表并檢驗(yàn)其信度和效度。

1 資料與方法

1.1 咨詢專家

符合專家遴選標(biāo)準(zhǔn)的專家參與專家咨詢。納入標(biāo)準(zhǔn)：工作10年以上；副高及以上職稱；本科及以上學(xué)歷；具有良好的積極性，能完整參與3輪專家咨詢；具有呼吸內(nèi)科學(xué)、老年學(xué)、護(hù)理學(xué)等醫(yī)學(xué)專業(yè)背景者；具有量表編制經(jīng)驗(yàn)或衰弱研究經(jīng)歷者。剔除標(biāo)準(zhǔn)：第一輪專家咨詢中專家權(quán)威程度低，積極性低，專家咨詢問卷填寫質(zhì)量不高者。

1.2 調(diào)查對(duì)象

采用便利抽樣法，選取海南省3所三甲綜合性醫(yī)院符合納排標(biāo)準(zhǔn)的COPD患者作為調(diào)查對(duì)象。納入標(biāo)準(zhǔn)：符合2017版GOLD指南中的COPD診斷標(biāo)準(zhǔn)［12］；意識(shí)清楚；理解能力正常；語言表達(dá)功能正常；可自主或在研究員的協(xié)助之下完成問卷填寫；自愿參與者。排除標(biāo)準(zhǔn)：合并精神異常及智力障礙者；體質(zhì)過分虛弱不能完成調(diào)查者；個(gè)人要求終止調(diào)查或不愿意不配合調(diào)查者；合并嚴(yán)重軀體功能或神經(jīng)系統(tǒng)損害者（如偏癱、帕金森等）。

1.3 方法

1.3.1 量表?xiàng)l目池的形成 采用文獻(xiàn)分析法組建條目池。衰弱整合模式指導(dǎo)了本研究COPD患者衰弱的界定，以及COPD患者衰弱評(píng)估量表的框架的構(gòu)建。Gobbens等［13，14］在2010年研 發(fā) 的“衰弱整合模式”認(rèn)為衰弱是一種動(dòng)態(tài)的過程，衰弱會(huì)受到多種因素的影響，如個(gè)人因素和疾病因素，在軀體、心理、社會(huì)方面表現(xiàn)出衰弱，個(gè)體的自理能力下降出現(xiàn)不同水平的下降，對(duì)醫(yī)療相關(guān)資源的需求進(jìn)一步增加，最后導(dǎo)致了死亡風(fēng)險(xiǎn)的增加。通過對(duì)文獻(xiàn)進(jìn)行回顧性分析，分析COPD患者衰弱的影響因素，并參考國(guó)內(nèi)外關(guān)于衰弱的評(píng)估工具，共提取94個(gè)條目，形成了COPD患者衰弱評(píng)估量表的條目池。

1.3.2 測(cè)試版量表的形成 采用德爾菲專家咨詢法，對(duì)條目進(jìn)行篩選，形成測(cè)試版量表。遴選了22名來自全國(guó)12個(gè)省、直轄市的醫(yī)院或者醫(yī)學(xué)院校且符合標(biāo)準(zhǔn)的專家，包括呼吸內(nèi)科學(xué)、護(hù)理學(xué)、老年學(xué)等方面，其中10位專家具有編制量表的經(jīng)驗(yàn)，12位專家具有衰弱研究的經(jīng)歷，于2019年4～9月共進(jìn)行三輪專家咨詢。

1.3.3 暫定版量表的形成 采用問卷調(diào)查法，對(duì)測(cè)試版量表進(jìn)行預(yù)測(cè)試調(diào)查，形成暫定版量表。預(yù)測(cè)試的樣本量需考慮是否適宜進(jìn)行因子分析，故樣本量應(yīng)為條目的5～10倍［15］。本研究形成的《COPD患者的衰弱評(píng)估量表（測(cè)試版）》共27個(gè)條目，以量表?xiàng)l目數(shù)的10倍計(jì)算，考慮20%的樣本脫落率，樣本量為338。采用便利抽樣法，于2019年9～10月，對(duì)符合納排標(biāo)準(zhǔn)的COPD患者進(jìn)行調(diào)查。對(duì)預(yù)測(cè)試調(diào)查的資料進(jìn)行相關(guān)性分析、決斷值及其t檢驗(yàn)、探索性因子分析，P≤0.05 視為有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。條目的刪除標(biāo)準(zhǔn)包括因子載荷值＜0.50 ，具有多重負(fù)荷且負(fù)荷值較接近，因子歸類不合理，因子中不高于3個(gè)條目，公因子方差＜0.30［16］。

1.3.4 正式版量表的形成 采用問卷調(diào)查法，對(duì)暫定版量表進(jìn)行正式測(cè)試調(diào)查，形成正式版量表，并對(duì)其進(jìn)行信效度檢驗(yàn)。量表信效度檢驗(yàn)時(shí)量表?xiàng)l目數(shù)與樣本數(shù)的比例為1∶10［17］。本研究經(jīng)過預(yù)測(cè)試后形成的《COPD患者的衰弱評(píng)估量表（暫定版）》共24個(gè)條目，考慮20%的樣本脫落率，樣本量為300。采用便利抽樣法，于2019年11～12月，對(duì)符合納排標(biāo)準(zhǔn)的COPD患者進(jìn)行調(diào)查，對(duì)正式測(cè)試調(diào)查的資料進(jìn)行探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)處理

運(yùn)用SPSS17.0 軟件和AMOS22.0 軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，函詢專家及調(diào)查對(duì)象的一般人口學(xué)資料使用頻數(shù)、均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、構(gòu)成比進(jìn)行描述性分析。量表?xiàng)l目篩選采用相關(guān)性分析、重要性評(píng)價(jià)、臨界比值法和探索性因子分析，量表的效度評(píng)價(jià)采用內(nèi)容效度、結(jié)構(gòu)效度、校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度，量表的信度評(píng)價(jià)采用內(nèi)部一致性和重測(cè)信度。

2 結(jié)果

2.1 德爾菲專家咨詢的評(píng)議結(jié)果

專家年齡36～62歲，平均年齡46.35 歲，從事專業(yè)年限11～39年，平均23.20 年。三輪咨詢問卷的有效回收率分別為90.91 %、100.00 %、100.00 %，說明專家的積極性高，專家對(duì)本研究的參與度高。綜合分析專家意見，刪除重要性評(píng)價(jià)＜3.50 且變異系數(shù)≥0.3 的條目。第一輪專家咨詢后，刪除40個(gè)條目，將21個(gè)表達(dá)意思相近的條目整合為6個(gè)，并新增3個(gè)條目，最終形成38個(gè)條目。經(jīng)過第二輪專家咨詢，刪除6個(gè)條目，將1個(gè)表達(dá)雙重意思的條目拆分為2個(gè)，最終共有33個(gè)條目。第三輪專家咨詢后，刪除6個(gè)條目，將1個(gè)表述不當(dāng)?shù)臈l目進(jìn)行了調(diào)整，最終有27個(gè)條目，形成了測(cè)試版量表。

2.2 預(yù)測(cè)試調(diào)查結(jié)果

采用COPD患者衰弱評(píng)估量表（測(cè)試版），對(duì)符合納排標(biāo)準(zhǔn)的COPD患者進(jìn)行調(diào)查。預(yù)測(cè)試調(diào)查共發(fā)放問卷350份，回收345份，其中無效問卷7份，有效問卷338份，問卷有效回收率為97.97 %。預(yù)調(diào)查數(shù)據(jù)用于量表的條目分析，并結(jié)合專業(yè)意義，最終刪除測(cè)試版量表中的3個(gè)條目，保留了24個(gè)條目，形成了COPD患者的衰弱評(píng)估量表（暫定版），共5個(gè)因子，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為60.987 %，24個(gè)條目在因子上的載荷值介于0.517 ～0.841 。

2.3 正式測(cè)試調(diào)查結(jié)果

采用Tilburg衰弱指數(shù)（TFI）量表和COPD患者衰弱評(píng)估量表（暫定版），對(duì)符合納排標(biāo)準(zhǔn)的COPD患者進(jìn)行正式調(diào)查，排除已參加預(yù)測(cè)試調(diào)查者，共發(fā)放問卷320份，回收311份，其中無效問卷5份，有效問卷306份，問卷的有效回收率為98.39 %，正式調(diào)查數(shù)據(jù)用于量表的信效度檢驗(yàn)。

2.3.1 COPD患者衰弱評(píng)估量表的信度 （1）內(nèi)部一致性：總量表的Cronbach′s α系數(shù)為0.742 ，各因子的Cronbach′s α系數(shù)介于0.699 ～0.787 ，分別為0.751 、0.787 、0.738 、0.742 、0.699 ?？偭勘淼?前后分半信度系數(shù)為0.791 ，各因子的前后分半信度系數(shù)介于0.638 ～0.663 ，分別為0.709 、0.780 、0.779 、0.705 、0.672 。（2）重測(cè)信度：總量表的重測(cè)信度為0.802 ，各因子的重測(cè)信度介于0.712 ～0.807 ，分別為0.807 、0.753 、0.712 、0.733 、0.764 。

2.3.2 COPD患者衰弱評(píng)估量表的效度 （1）結(jié)構(gòu)效度：結(jié)構(gòu)效度通過探索性因子分析，驗(yàn)證性因子分析，因子間相關(guān)系數(shù)進(jìn)行評(píng)價(jià)。量表的KMO值為0.809 ，Bartlett球形檢驗(yàn)值為5274.076 （df=276，P＜0.001），提示適合進(jìn)行因子分析，探索性因子分析共提取5個(gè)特征值大于1的因子，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為54.015 %，最終形成COPD患者衰弱評(píng)估量表（表1）。5因子模型的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果顯示，卡方 與 自 由 度 的 比 值（χ2/df）為2.741 ，RMSEA為0.065 ，GFI為0.811 ，NFI為0.862 ，IFI為0.901 ，CFI為0.911 ，TLI為0.900 ，說明模型的各項(xiàng)擬合指數(shù)合理。量表各條目的偏度系數(shù)介于?1.917 ～?0.275 ，峰度系數(shù)介于0.165 ～2.291 （表2）。各因子得分與量表總得分的相關(guān)系數(shù)為0.606 ～0.710 ，各因子之間的相關(guān)系數(shù)為0.607 ～0.774 ，均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（表3）。（2）內(nèi)容效度：COPD患者衰弱評(píng)估量表的總量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)（S-CVI）為1.00 ，24個(gè)條目的內(nèi)容效度指數(shù)（I-CVI）均為1.00 。（3）校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度：COPD患者衰弱評(píng)估量表與Tilburg衰 弱 指 數(shù)（TFI）量 表 的Kendall協(xié) 調(diào) 系 數(shù) 為0.647 （P＜0.001 ），Pearson相關(guān) 系 數(shù) 為0.650 （P＜0.001），說明校標(biāo)關(guān)聯(lián)度較好。

表1 探索性因子分析條目載荷Tab1 Exploratory factor analysis

表2 量表?xiàng)l目的正態(tài)性檢驗(yàn)Tab2 Normality test of scale items

表3 各因子間及因子與總量表間的相關(guān)系數(shù)Tab3 Correlation coefficients among factors and between factors and total tables

3 討論

量表編制方法的正確性是保證量表可靠性的基礎(chǔ)，COPD患者衰弱評(píng)估量表嚴(yán)格按照量表編制的步驟［18］。本研究借鑒“衰弱整合模式”，結(jié)合中國(guó)文化和COPD疾病特點(diǎn)，明確COPD患者衰弱評(píng)估量表的框架，主要包括生理因素、疾病癥狀、健康信息、社會(huì)適應(yīng)、心理情緒。采用文獻(xiàn)分析法，基于文獻(xiàn)回顧的研究結(jié)果和現(xiàn)有的衰弱評(píng)估量表中的部分條目，對(duì)條目進(jìn)行直接選用，或者進(jìn)行一定的調(diào)整和修改，保證了條目的真實(shí)性與可靠性，擬定了COPD患者衰弱評(píng)估量表的94個(gè)條目，采用德爾菲專家咨詢法篩選量表的條目，再通過兩輪測(cè)試調(diào)查，最終形成量表。

效度是指量表測(cè)量結(jié)果反映被調(diào)查事物特征的準(zhǔn)確性程度，準(zhǔn)確性程度越高，則效度越高，反之則越低［19］。本研究通過內(nèi)容效度、結(jié)構(gòu)效度和校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度來評(píng)價(jià)COPD患者衰弱評(píng)估量表的效度。

內(nèi)容效度可以反映某一量表的條目是否包含足夠恰當(dāng)?shù)膬?nèi)容，以及內(nèi)容配比是否合理［20］，量表各個(gè)條目的內(nèi)容效度指數(shù)均為1，總量表的內(nèi)容效度指數(shù)也為1，均大于推薦的參考值0.800［21］，提示具有良好的內(nèi)容效度。

結(jié)構(gòu)效度可以反映量表測(cè)量對(duì)應(yīng)的理論結(jié)構(gòu)的程度，采用探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析和相關(guān)分析法來評(píng)價(jià)。若累計(jì)方差貢獻(xiàn)率能解釋50%以上的變異數(shù)時(shí)，則認(rèn)為量表結(jié)構(gòu)較為理想［17］，同時(shí)要求每一個(gè)條目都應(yīng)在其中一個(gè)因子上載荷大于0.5 而在其他因子上的載荷值較低，才能反映條目與因子的相關(guān)程度較好［21］。本研究的探索性因子分析結(jié)果顯示，5個(gè)因子的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為54.015 %，24個(gè)條目的因子載荷介于0.547 ～0.866 ，說明量表的結(jié)構(gòu)效度較好。驗(yàn)證性因子分析結(jié)果顯示，χ2/df為2.741 ，RMSEA為0.065 ，說明模型的各項(xiàng)擬合指數(shù)是合理的，提示量表的模型擬合較好，進(jìn)一步支持了探索性因子分析發(fā)現(xiàn)的5因子結(jié)構(gòu)模型。此外，若條目得分與量表總分顯著相關(guān)，條目得分與所屬維度總分顯著相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值大于與其他維度得分的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值，可說明結(jié)抅效度較好［20］。新編制量表的相關(guān)分析結(jié)果顯示，各因子得分與量表總分的相關(guān)系數(shù)介于0.606 ～0.710 ，各因子之間的相關(guān)系數(shù)介于0.607 ～0.774 ，且相關(guān)性均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說明COPD衰弱評(píng)估量表的結(jié)構(gòu)效度較好。

校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度是測(cè)評(píng)量表得分與校標(biāo)量表得分的相關(guān)程度，相關(guān)系數(shù)介于0.4 ～0.8 時(shí)，反映測(cè)評(píng)的有效性程度較好［19］。本研究選用Tilburg衰弱指數(shù)（TFI）量表作為校標(biāo)，計(jì)算COPD患者衰弱評(píng)估量表的得分與TFI量表得分之間的相關(guān)程度，用于考評(píng)COPD患者衰弱評(píng)估量表的效度。Tilburg衰弱指數(shù)量表是Gobeens等依據(jù)“衰弱整合模式”所研發(fā)的，與本研究新編制的量表具有相同的理論框架，此外，Tilburg衰弱指數(shù)量表的Cronbach′s α為0.686 ，具有較好的信效度。研究結(jié)果顯示，COPD患者衰弱評(píng)估量表總分及各因子得分與Tilburg衰弱指數(shù)量表得分均呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，能較好地達(dá)到測(cè)量目的，校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度良好。

信度是指測(cè)量結(jié)果反映被調(diào)查者的特征的可靠程度，通過測(cè)量隨機(jī)誤差對(duì)測(cè)量結(jié)果的影響程度，可通過內(nèi)部一致性和重測(cè)信度來評(píng)價(jià)。Cronbach′s α系數(shù)作為評(píng)價(jià)內(nèi)部一致性的首選方法，用于檢驗(yàn)量表的跨條目一致性，通常要求Cronbach′s α系數(shù)≥0.700［22］。同時(shí)，分半信度也是評(píng)價(jià)內(nèi)部一致性的方法，它是將總量表及各維度的條目分成兩半，計(jì)算這兩半的得分的相關(guān)系數(shù)［23］。本研究的總量表及各因子的Cronbach′s α系數(shù)、分半信度均達(dá)到量表的標(biāo)準(zhǔn)，說明COPD患者衰弱評(píng)估量表的內(nèi)部一致性較好，即量表跨條目一致性較高。此外，重測(cè)信度是在一定的間隔時(shí)間內(nèi)，采用同一量表對(duì)同一調(diào)查對(duì)象進(jìn)行測(cè)評(píng)，用于評(píng)估量表測(cè)量的穩(wěn)定性［24］。本研究在正式測(cè)試調(diào)查的結(jié)束15d后，利用同一份問卷，隨機(jī)選取其中的30名對(duì)象進(jìn)行第2次調(diào)查，結(jié)果顯示，總量表及其各項(xiàng)的重測(cè)信度均符合要求，說明COPD患者衰弱評(píng)估量表的重測(cè)信度較好。

目前，國(guó)內(nèi)外關(guān)于COPD患者的衰弱評(píng)估尚處于起步階段，缺乏合適的衰弱評(píng)估工具。新編制量表為自評(píng)量表，為今后開展全方面多角度地評(píng)價(jià)COPD患者的衰弱奠定了基礎(chǔ)，為臨床護(hù)理提供了標(biāo)準(zhǔn)化的測(cè)評(píng)工具，有助于提高醫(yī)務(wù)人員對(duì)COPD患者的衰弱現(xiàn)狀的了解，為臨床提供精準(zhǔn)的干預(yù)方案提供參考依據(jù)。

本研究初步完成了COPD患者的衰弱評(píng)估量表的編制，該量表為患者自評(píng)量表并采用二級(jí)計(jì)分方式，其信效度良好、實(shí)用性較強(qiáng)且易于推廣，可用于COPD患者的衰弱評(píng)估。