杜亞格，劉 婕，張春梅，張麗萍，竇昊穎

天津中醫(yī)藥大學(xué)護理學(xué)院，天津 301617

疏于照顧是虐待老年人常見的類型之一，美國醫(yī)學(xué)協(xié)會將其定義為照顧者未能向老年人提供所需的商品/服務(wù),或未能使老年人避免傷害[1]。研究顯示，與付費居家護理和輔助生活機構(gòu)相比，養(yǎng)老機構(gòu)中各種類型的虐待發(fā)生率較高，且發(fā)生率最高的類型為疏于照顧，高達21.3%[2]。一項針對養(yǎng)老機構(gòu)員工的調(diào)查顯示，54%的員工報告在過去1 年中對養(yǎng)老機構(gòu)中的老年人實施了一種或多種類型的虐待，其中最常見的類型為疏于照顧，高達64%[3]。養(yǎng)老護理員是在養(yǎng)老機構(gòu)中從事老年人生活照料和護理服務(wù)的人員，是養(yǎng)老服務(wù)的主要提供者，一項質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老護理員存在虐待傾向，且以疏于照顧為主[4]。疏于照顧會嚴(yán)重影響老年人身體和心理健康，并增加再入院和入住養(yǎng)老院的風(fēng)險，降低老年人的生活質(zhì)量，增加醫(yī)療支出[5?6]。因此，迫切需要對養(yǎng)老護理員疏于照顧進行深入研究。對于疏于照顧的評價，目前我國多參考國外的測評工具進行研究，無針對我國文化背景的測評工具，故影響其測量的準(zhǔn)確性。因此，本研究旨在編制養(yǎng)老護理員疏于照顧評估量表，并檢驗其信效度，以期為養(yǎng)老機構(gòu)疏于照顧的監(jiān)測和早期干預(yù)提供測評工具。

1 研究方法

1.1 理論基礎(chǔ) 應(yīng)用情境理論（situational theory）作為理論基礎(chǔ)。情境理論是虐待老年人領(lǐng)域中較早提出并被廣泛接受的理論之一[7]。該理論認為，虐待老年人或?qū)夏耆说氖栌谡疹櫜皇怯墒芘罢呋蚴┡罢叩娜烁裉刭|(zhì)導(dǎo)致的，而是受虐者或施虐者外在的社會情境（依賴關(guān)系、社會孤立等）和經(jīng)濟情況使受虐者處于被虐待的危險之中。該理論側(cè)重于照顧負擔(dān)和壓力在虐待老年人中的應(yīng)用，照顧負擔(dān)過重的照顧者在照顧老年人的過程中不能滿足老年人的照護需求，從而產(chǎn)生可能虐待或疏于照顧的情境。

1.2 量表條目池的形成 由于各國文化背景、社會環(huán)境及價值觀等的不同，對疏于照顧的定義也不同。本研究用Rodgers 演化概念分析法對“疏于照顧”的概念進行了界定，將疏于照顧定義為：在充滿信任的關(guān)系中，負有照護責(zé)任的人有意或無意地拒絕或不能為老年人提供所需的商品/服務(wù)，或未能使老年人避免不必要的傷害，并初步形成了量表的4 個維度：身體忽視、心理忽視、經(jīng)濟忽視和醫(yī)療忽視。采用目的抽樣法，選取洛陽市5 所養(yǎng)老機構(gòu)的11 名養(yǎng)老護理員和8 名老年人進行半結(jié)構(gòu)化訪談。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)量表條目擬定原則，查閱國內(nèi)外現(xiàn)有的虐待老年人和疏于照顧評估量表[8?11]和養(yǎng)老護理員工作體驗的質(zhì)性研究[4,12?13]，考慮我國的文化背景與語言表達習(xí)慣，初步擬定了共44個條目的量表條目池。經(jīng)課題小組討論，對條目池進行分析、刪減和合并，形成包含25 個條目的量表初稿。本研究量表的測試形式為自評式，Likert 評分法是醫(yī)學(xué)研究中常用的評分方法，具有較好的內(nèi)部一致性[14]，因此本研究采用Likert 評分法，0 分表示“從來沒有”，1分表示“極少”，2 分表示“很少”，3 分表示“偶爾”，4 分表示“經(jīng)?！?，5 分表示“總是如此”，考慮到部分條目并不是所有人都適用，增設(shè)了“不適用”選項，計“0”分。最終以維度得分和總分作為量表的評價指標(biāo)，維度得分為各維度內(nèi)條目得分之和，總分為所有條目得分之和。

1.3 專家函詢 于2019 年12 月—2020 年4 月，邀請8名在國內(nèi)專業(yè)期刊上發(fā)表過與虐待老年人和疏于照顧相關(guān)文獻的專家、老年護理專家和護理教育專家進行專家函詢。專家遴選標(biāo)準(zhǔn)：①本科及以上學(xué)歷；②副高級及以上職稱，或具有博士學(xué)歷的中級職稱專家；③從事本領(lǐng)域工作≥5 年；④熟悉測評工具的研制方法；⑤在老年護理領(lǐng)域具有較高的學(xué)術(shù)水平或發(fā)表過虐待老年人或疏于照顧相關(guān)的學(xué)術(shù)論文；⑥知情同意且自愿參與本次研究。條目篩選標(biāo)準(zhǔn)：重要性賦值均數(shù)＞3.5分、變異系數(shù)＜0.25 且滿分率＞20%[15]。信效度檢驗階段選取其中7 名專家的函詢數(shù)據(jù)進行內(nèi)容效度評價。采用電子郵件、微信或面對面發(fā)放問卷等形式進行專家函詢，請專家對每個指標(biāo)的重要性進行打分，“很重要”計5 分，“很不重要”計1 分，并將需要修改、補充說明或者增刪的意見填寫至下方“補充意見說明”欄，結(jié)合專家意見進一步修改條目。函詢專家一般資料見表1。

表1 函詢專家一般資料（n=8）

1.4 預(yù)試驗 小樣本預(yù)試驗的目的是提高量表的可理解性和可操作性[16]。選取10 名不同年齡、文化程度的養(yǎng)老護理員進行預(yù)調(diào)查，讓其就量表條目填寫的難易度、是否引起歧義和是否可以理解提出建議和意見，形成養(yǎng)老護理員疏于照顧評估量表修訂版。10 名養(yǎng)老護理員均表示可以理解問卷條目表達的內(nèi)容，語言通俗易懂，表達清晰。因此，預(yù)試驗后未對量表的條目表達和內(nèi)容進行修改。養(yǎng)老護理員填寫該問卷時間為10～15 min，由調(diào)查者指導(dǎo)填寫需8～10 min，均小于30 min，具有可操作性。

1.5 信效度調(diào)查 采用便利抽樣法，于2020 年5 月—7 月選擇河南省、河北省和山東省養(yǎng)老機構(gòu)中的養(yǎng)老護理員作為測試對象。納入標(biāo)準(zhǔn)：①直接負責(zé)照護老年人的養(yǎng)老護理員（照顧的老年人年齡≥60 歲）；②年齡≥18 歲；③在養(yǎng)老機構(gòu)從事養(yǎng)老護理工作時間≥3個月；④具備基本的讀寫或理解能力；⑤知情同意，自愿參加研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：研究期間不在崗者。取得養(yǎng)老機構(gòu)管理者同意，獲得進入許可，向養(yǎng)老護理員介紹本調(diào)查的目的，征得其同意后現(xiàn)場發(fā)放問卷。本研究原則上采取自填問卷的方式，對于文化程度較低或閱讀障礙等不方便獨立填寫者，由研究者向調(diào)查對象讀出問卷條目信息，采用面對面形式收集信息。選取其中30 名養(yǎng)老護理員在2 周后進行重測。共發(fā)放問卷410 份，回收有效問卷407 份，有效回收率為99%。其中男67 人（16.5%），女340 人（83.5%）；戶口所在地為農(nóng)村337 人（82.8%），城市70 人（17.2%）；年齡20～75歲；文化程度以初中為主，共202 人（49.6%）；從事本工作年限為3 個月至35 年。

1.6 統(tǒng)計學(xué)方法 采用SPSS 20.0 軟件進行數(shù)據(jù)分析。定量資料用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差（±s）表示，定性資料用率或百分比表示。專家積極性用問卷回收率和提建議率表示，權(quán)威系數(shù)（Cr）由專家熟悉程度（Cs）和評價依據(jù)影響程度（Ca）決定，協(xié)調(diào)程度用協(xié)調(diào)系數(shù)（W）和變異系數(shù)（CV）表示。項目分析采用臨界比值法（CR）、題目總分相關(guān)法、內(nèi)部一致性分析和因子分析法，量表效度采用結(jié)構(gòu)效度和內(nèi)容效度進行評價，信度采用內(nèi)部一致性系數(shù)和重測信度評價。以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 專家函詢結(jié)果 本研究共進行2 輪專家函詢，第1 輪和第2 輪專家問卷分別回收8 份、7 份，回收率分別為100.0%、87.5%，專家積極系數(shù)分別為100.0%、87.5%，提建議率分別為87.5%、57.1%。2 輪專家權(quán)威系數(shù)分別為0.944，0.936，表明專家權(quán)威程度較高。專 家 意 見 協(xié) 調(diào) 系 數(shù) 分 別 為0.386（χ2=74.094，P＜0.01）、0.462（χ2=61.466，P＜0.01）。根據(jù)條目篩選標(biāo)準(zhǔn)刪除不符合標(biāo)準(zhǔn)的條目，第2 輪專家函詢后結(jié)合專家意見，將2 個條目合并為1 個條目，對4 個條目表達進行了修改，量表條目刪減為18 個。

2.2 項目分析 臨界比值法結(jié)果顯示，各條目的CR值均≥3（P＜0.05），故保留所有條目。題目總分相關(guān)法結(jié)果顯示，各條目得分與總分均呈正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.488～0.714（P＜0.05），保留所有條目。內(nèi)部一致性分析結(jié)果顯示，量表的Cronbach's α 系數(shù)為0.877，刪除條目15（你會給躁動、吵鬧的老年人使用安眠類藥物嗎？）后量表總的Cronbach's α 系數(shù)為0.879，表明此條目測量的特質(zhì)與總量表一致性較差，予以刪除。因子分析法結(jié)果顯示，條目15 的因素載荷量為0.359，小于0.4，予以刪除。

2.3 效度檢驗

2.3.1 結(jié)構(gòu)效度 對17 個條目進行Kaiser?Meyer?Olkin（KMO）檢驗和Bartlett's 球形檢驗，判斷數(shù)據(jù)是否適合進行探索性因子分析，其KMO 值為0.843，Bartlett's 球形檢驗顯示，χ2=4 279.632，df=136，P＜0.001，說明適合進行因子分析。采用主成分分析法，提取出特征值大于1 的公因子4 個，累計方差貢獻率為68.140%。碎石圖顯示，從第4 個因子后坡度趨于平緩，因此最終確定4 個公因子。經(jīng)方差最大正交旋轉(zhuǎn)法，以利于共同因子的辨認，根據(jù)前期文獻回顧和理論基礎(chǔ)，將4 個公因子分別命名為身體忽視、心理忽視、經(jīng)濟忽視和醫(yī)療忽視。最終形成4 個維度、17 個條目的養(yǎng)老護理員疏于照顧評估量表，見表2。

表2 養(yǎng)老護理員疏于照顧評估量表因子分析結(jié)果

2.3.2 內(nèi)容效度 根據(jù)專家函詢結(jié)果，計算量表水平的內(nèi)容效度（S?CVI）為0.992，條目水平的內(nèi)容效度（I?CVI）為0.857～1.000。

2.4 信度檢驗 量表總的Cronbach's α 系數(shù)為0.877，4 個維度的Cronbach's α 系數(shù)為0.764～0.944。量表總的重測信度為0.944，各維度的重測信度為0.892～0.968。

3 討論

3.1 養(yǎng)老護理員疏于照顧評估量表的可靠性與科學(xué)性 專家函詢時專家的選擇會影響研究結(jié)果的科學(xué)性[17]。本研究選取的專家為在國內(nèi)專業(yè)期刊上發(fā)表過與虐待和忽視老年人相關(guān)文獻的專家、老年護理專家和護理教育專家，并熟悉量表的編制方法；其中3 名專家從事本專業(yè)工作年限超過20 年，其余專家從事本專業(yè)均超過5 年；6 名專家為博士學(xué)歷，表明專家具有豐富的理論知識，工作經(jīng)驗豐富，可保證專家的代表性。兩輪函詢的問卷回收率分別是100.0%、87.5%，提建議率分別為87.5%、57.1%，體現(xiàn)出專家對于本研究的興趣與支持，專家的積極性高。2 輪專家權(quán)威系數(shù)分別為0.944，0.936，表明專家權(quán)威程度較高，量表的可信度較高。專家意見協(xié)調(diào)系數(shù)分別為0.386 和0.462，說明經(jīng)過2 輪專家函詢，專家的意見趨于一致，協(xié)調(diào)程度高。

3.2 養(yǎng)老護理員疏于照顧評估量表效度分析 效度主要評價測評工具的準(zhǔn)確性和有效性，是測定值與目標(biāo)真實值的偏差大小，即實際測量結(jié)果與預(yù)計測量結(jié)果的符合程度[17?18]。結(jié)構(gòu)效度是指研究工具實際測量到的理論結(jié)構(gòu)和特質(zhì)的程度，反映研究工具所測量到的理論結(jié)構(gòu)和特質(zhì)與所依據(jù)的理論框架間相吻合的程度。本研究通過探索性因子分析評價量表的結(jié)構(gòu)效度，要求每個條目的因素載荷量＞0.4，提取因子解釋的累計貢獻率在40%以上，結(jié)果顯示，17 個條目的因素載荷量均＞0.4，且無多重載荷，提取出4 個公因子，分別是身體忽視、心理忽視、經(jīng)濟忽視和醫(yī)療忽視，累計方差貢獻率為68.140%，與量表編制的內(nèi)容框架一致，說明量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度。內(nèi)容效度指一個量表實際測到的內(nèi)容與所要測量的內(nèi)容之間的吻合程度，越接近1 表示條目的代表性越好，當(dāng)專家人數(shù)≥6時，要求I?CVI 不低于0.78，S?CVI 應(yīng)達到0.9[18?19]。本研究量表S?CVI 為0.992，I?CVI 為0.857～1.000，表明量表的內(nèi)容效度較好。

3.3 養(yǎng)老護理員疏于照顧評估量表信度分析 信度是衡量量表可靠性和穩(wěn)定性的重要指標(biāo)。本研究選取內(nèi)部一致性系數(shù)和重測信度進行評價。內(nèi)部一致性系數(shù)測量量表內(nèi)部所有條目間的一致性程度，即計算總量表和各因子的Cronbach's α 系數(shù)，一般認為Cronbach's α系數(shù)在0.7 以上說明可以接受，分量表的Cronbach's α系數(shù)最好在0.6 以上[20]。本研究量表總的Cronbach's α系數(shù)為0.877，4 個維度的Cronbach's α 系數(shù)為0.764～0.944，均滿足上述標(biāo)準(zhǔn)，說明量表的內(nèi)部一致性較好。重測信度是對同一調(diào)查對象重復(fù)測量的方式，對測量結(jié)果進行相關(guān)性分析，以衡量問卷的時間穩(wěn)定性，一般認為重測信度應(yīng)＞0.7。量表總的重測信度為0.944，各維度的重測信度為0.892～0.968，說明量表的穩(wěn)定性較好。

4 小結(jié)

目前，我國對疏于照顧的測評多參考國外的研究工具，但由于文化差異、價值觀和社會環(huán)境等不同，國外的研究工具并不完全適合我國。因此，本研究編制符合我國文化的養(yǎng)老護理員疏于照顧評估量表，可以對養(yǎng)老機構(gòu)中養(yǎng)老護理員疏于照顧行為進行量化評價，反映疏于照顧的嚴(yán)重程度，為橫斷面研究提供工具，以便早期預(yù)防和干預(yù)，減少疏于照顧現(xiàn)象的發(fā)生。