孫曉英 毛美芬 張琴燕 馮建明 徐靜娟

(1.蘇州大學(xué)醫(yī)學(xué)部護理學(xué)院，江蘇 蘇州 215006；2.青海省人民醫(yī)院，青海 西寧 810007；3.蘇州大學(xué)附屬第三醫(yī)院，江蘇 常州 213003)

人口老齡化是全球性現(xiàn)象，中國是世界上老齡化速度最快的人口大國。目前我國60歲及以上的老年人口數(shù)量是26 402萬，占比18.7%，預(yù)計到2040年，老年人數(shù)量將增加1倍[1]。盡管老年人的壽命在延長，但其健康狀況卻不容樂觀，我國老年人慢性病的患病率是整個人群的4.2倍，并且多種慢性病共存的現(xiàn)象較嚴(yán)重，3/4的老年人患有≥1種慢性病，患有2種疾病的老年人達到了1/3[2]。老年人群的2周就診率高于全人群的24.0%，門診護理服務(wù)已迎來“老年化”時代[3]。我國高度重視老年患者的護理服務(wù)質(zhì)量問題，出臺了相關(guān)政策[4-6]，強化老年患者的護理服務(wù)質(zhì)量管理。為提升門診老年患者的護理服務(wù)質(zhì)量，亟需有效可靠的測評工具以發(fā)現(xiàn)質(zhì)量薄弱環(huán)節(jié)。目前門診護理服務(wù)評價工具以滿意度測評居多，缺乏理論依據(jù)的同時并未完全適用于老年患者[7-8]。故本研究以servperf (service performance)模型[9]，即感知服務(wù)質(zhì)量模型為理論框架，結(jié)合門診護理服務(wù)工作內(nèi)容及老年患者群體的自身特點，進而構(gòu)建門診老年患者護理服務(wù)質(zhì)量評價量表，為門診管理者及護理人員提升老年護理服務(wù)質(zhì)量和明確執(zhí)行目標(biāo)提供參考依據(jù)。

1 資料與方法

1.1成立研究小組 小組成員共8名，包括老年護理學(xué)專家1名、護理量表研究專家1名、護理管理專家1名、門診管理專家1名、老年臨床醫(yī)學(xué)專家1名、心理學(xué)專家1名和護理研究生2名。研究小組的任務(wù)為：查閱相關(guān)國內(nèi)外文獻，編制初步量表，專家咨詢問卷的制定和分析，預(yù)測試問卷回收與分析等。

1.2擬訂專家咨詢問卷和遴選專家 檢索國內(nèi)外護理服務(wù)質(zhì)量相關(guān)文獻，選取Web of Science、PubMed、Embase、中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)、維普數(shù)據(jù)庫和CBM數(shù)據(jù)庫進行文獻檢索。通過文獻復(fù)習(xí)、歸納和總結(jié)，以Servperf模型為理論基礎(chǔ)，課題小組討論后初步擬定門診老年患者護理服務(wù)質(zhì)量評價量表。初步擬定量表為有形性、可靠性、響應(yīng)性、保證性和移情性5個維度(一級指標(biāo))，27個二級指標(biāo)(條目)。德爾菲專家咨詢法要求遴選的專家具有一定的廣泛性、代表性、權(quán)威性，以及兼顧相關(guān)專業(yè)和地域分布，數(shù)量以15～50名為宜[10]。專家選取標(biāo)準(zhǔn)：(1)具有從事老年護理、護理心理學(xué)、護理教育、門診管理和護理管理等工作背景。(2)本科及以上學(xué)歷。(3)中級及以上職稱。(4)具有10年及以上該專業(yè)領(lǐng)域的工作經(jīng)驗。(5)對本研究有興趣且自愿參加。共選取了19位來自不同地區(qū)的專家。

1.3實施專家咨詢 本研究采用電子郵件的方式發(fā)放和回收調(diào)查問卷，共進行兩輪專家咨詢。第1輪咨詢結(jié)束后依據(jù)專家評分結(jié)果，修改后制訂第2輪問卷，并將第1輪討論分析的結(jié)果反饋給每位專家，供第2輪專家評價參考。兩輪專家咨詢后，專家的意見基本趨于一致，結(jié)束咨詢。維度和條目的重要性依據(jù)Likert 5級評分法，分為“很不重要”、“不重要”、“一般重要”、“比較重要”、“很重要”，依次賦1～5分。本研究以重要性評分≥3.5分、變異系數(shù)(CV)≤0.25為納入標(biāo)準(zhǔn)[11]。

1.4預(yù)測試 采用便利抽樣法，選取2021年3-5月蘇州大學(xué)附屬第三醫(yī)院的門診老年患者進行問卷調(diào)查。納入標(biāo)準(zhǔn)：(1)年齡≥60歲。(2)接受過門診護理服務(wù)的患者。(3)能理解問卷的內(nèi)容，能良好地表達自已的觀點，無嚴(yán)重溝通交流障礙且自愿參與者[12]。共發(fā)放問卷480份，回收461份，有效418份，有效回收率為87.1%。

1.5預(yù)測試后量表條目的篩選 對收集的數(shù)據(jù)分別進行以下3種方法初步篩選條目。(1)臨界比值法：將量表總得分從小到大排序，得分前27%的為高分組和后27%的為低分組，比較每個條目上的得分在兩組之間是否有差異，如果兩組得分無差異，則說明條目的區(qū)分度較差，考慮刪除。(2)相關(guān)系數(shù)法：分析條目與總分的相關(guān)性，保留相關(guān)系數(shù)>0.4的條目[13]。(3)Cronbach′s α系數(shù)法：若刪除某條目后該維度Cronbach′s α 系數(shù)升高，則考慮刪除該條目。

2 結(jié)果

2.1專家的基本情況 2輪問卷咨詢專家人員為19名，均為女性，分別來自北京、江蘇、浙江、湖南、廣西和貴州地區(qū)。年齡33～55歲，平均年齡(44.32±6.02)歲，工作年限10～34年，平均(23.48±6.86)年，見表1。

表1 專家基本情況(n=19)

2.2專家積極程度 第1輪專家咨詢問卷發(fā)出19份，回收19份，回收率為100.0%；第2輪發(fā)出19份，回收19份，回收率為100.0%。2輪回收率均>70.0%，說明本次咨詢專家對本研究的關(guān)心、合作程度較好[14]。

2.3專家權(quán)威程度 專家權(quán)威系數(shù)(Cr)由專家對指標(biāo)的判斷依據(jù)系數(shù)(Ca)和熟悉程度系數(shù)(Cs)來計算，一般認為Cr≥0.70為可接受值[15]。本研究專家的判斷依據(jù)系數(shù)(Ca)為0.73，熟悉程度系數(shù)(Cs)為0.94，專家權(quán)威系數(shù)(Cr)為0.83，即專家權(quán)威程度較高，咨詢結(jié)果的可靠度較高。

2.4專家意見的協(xié)調(diào)程度 采用肯德爾和諧系數(shù)(Kendall′s W )來確定專家意見的協(xié)調(diào)程度，0 ≤ Kendall's W ≤ 1，其值越靠近1，表示所有指標(biāo)的協(xié)調(diào)程度越好，結(jié)果就越可靠。第1輪專家咨詢中，各條目的重要性評為3.37～4.95分，變異系數(shù)為0.05～0.34，Kendall′s W為0.230；第2輪專家函詢中，各條目的均數(shù)為4.37～4.89分，變異系數(shù)為0.07～0.19，Kendall′s W 為0.242。第1輪專家咨詢的Kendall′s W為113.610，第2輪專家咨詢的Kendall′s W為119.480，兩輪咨詢的Kendall′s W檢驗均有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.001)，說明協(xié)調(diào)性較好。

2.5基于德爾菲法進行維度和條目修改情況

2.5.1第1輪專家咨詢量表的處理 第1輪專家咨詢后，根據(jù)重要性評分、變異系數(shù)及專家意見結(jié)果綜合分析，擬刪除2個條目“門診配備現(xiàn)代化的診療設(shè)備”，“門診提供便捷的一站式服務(wù)”；擬新增3個條目“門診環(huán)境整潔舒適”，“門診護士與老年人溝通時可以做到換位思考”，“門診護士注重老年人就診過程中的情緒變化，給予個性化心理關(guān)懷”；擬合并1個條目：“門診護士把每項工作一次做好合并到“門診護士操作技能熟練”。專家對多個條目進行了文字性描述修改。

2.5.2第2輪專家咨詢量表的處理 第2輪專家咨詢后，根據(jù)專家意見修改2個條目：將“移情性”維度中的“門診有老年人優(yōu)先窗口和優(yōu)先就診措施”修改為“門診設(shè)有高齡老年人(>80歲)優(yōu)先護理服務(wù)”，“門診護士尊重老年人，使用敬語”修改為“門診護士尊重敬愛老年人”。結(jié)合2輪專家意見及評分，量表5個維度(有形性、可靠性、響應(yīng)性、保證性和移情性)及27個條目的重要性評分均≥ 4分，CV均≤0.25，故保留現(xiàn)有量表整體框架。

2.6預(yù)測試后條目篩選 本研究結(jié)果表明，在臨界比值法中，B2、B5的決斷值<3，且高分組和低分組無統(tǒng)計學(xué)意義，考慮刪除；在題目與總分相關(guān)中，A1、B2、B4、B5、C2、D1、E1與條目總分的相關(guān)系數(shù)小于0.4，因此考慮刪除；在Cronbach′s α系數(shù)法中，刪除條目A1、B2、B4、B5、C2、D1、E1的Cronbach′s α均大于0.926，因此建議刪除；經(jīng)上述方法聯(lián)合對條目篩選后，對刪除次數(shù)≥ 3次[16]的條目B2和B5予以刪除，至此，量表調(diào)整為25個條目，見表2。

表2 條目篩選

2.7效度分析

2.7.1內(nèi)容效度 目前學(xué)者認為總量表的內(nèi)容效度指數(shù)(S-CVI)≥0.80、各條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)(I-CVI)≥0.78，提示量表內(nèi)容效度好[15]。本研究中門診老年患者護理服務(wù)質(zhì)量評價量表的S-CVI、I-CVI分別為0.92，0.82～1.00。

2.7.2結(jié)構(gòu)效度

2.7.2.1探索性因子分析 對篩選后的25個條目進行探索性因子分析，予以評價量表結(jié)構(gòu)效度[16]，其KMO=0.910，Bartlett球形檢驗值(χ2=3 886.664，P<0.001)，表明適合進行因子分析[13]。采用主成分分析和最大方差正交旋轉(zhuǎn)法[17]，以特征值>1為標(biāo)準(zhǔn)進行因子的提取，要求提取因子的累計貢獻率在40%以上[11]。刪除條目標(biāo)準(zhǔn)[18]：條目在各因子上的載荷<0.4；條目在2個因子上的載荷均>0.4，且載荷值接近差值<0.1。每輪因子分析后刪除條目再次進行因子分析。經(jīng)過3輪分析后，刪除了條目B4、D1、A1、E1和C2，其KMO=0.916、Bartlett球形檢驗具有統(tǒng)計學(xué)意義(χ2=3 589.674，p< 0.001)，共產(chǎn)生4個公因子，方差累積貢獻率為77.603%。此外，從陡坡圖可以看出，在第4個因子以后，坡度線明顯趨于平坦，從而以保留4個因子較為適宜，見圖1。

圖1 碎石圖

因此，本研究最終形成包含4個公因子(有形性、響應(yīng)性、保證性和移情性)和20個條目的門診老年患者護理服務(wù)質(zhì)量評價量表，見表3。相關(guān)性分析中，要求各維度之間的相關(guān)系數(shù)為0.1～0.6，各維度與總量表的相關(guān)系數(shù)為0.3～0.9[13]。本研究中，門診老年患者護理服務(wù)質(zhì)量評價量表各維度之間的相關(guān)系數(shù)為0.465～0.587，各維度與量表總分之間的相關(guān)系數(shù)在均在0.799以上，見表4，因此，從該角度也說明本課題組研制的量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

表3 門診老年患者護理服務(wù)質(zhì)量評價條目的探索性因子分析結(jié)果(n=209)

表4 門診老年患者護理服務(wù)質(zhì)量評價量表各維度之間及各維度與總量表的相關(guān)性(r)

2.7.2.2驗證性因子分析 將另外209例數(shù)據(jù)用于驗證性因子分析，分析量表的結(jié)構(gòu)效度。通過AMOS24.0軟件構(gòu)建模型，具體見圖2，CFA模型的因素負荷量在0.67～0.87，在可接受和理想范圍內(nèi)[21]。

圖2 門診老年患者護理服務(wù)質(zhì)量評價量表的標(biāo)準(zhǔn)化路徑

模型的擬合詳細結(jié)果，見表5，模型的各擬合指標(biāo)均在要求范圍內(nèi)[16]，表明該量表結(jié)構(gòu)模型的擬合結(jié)果較好，進一步提示該量表用于門診老年患者評價護理服務(wù)質(zhì)量具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

表5 量表結(jié)構(gòu)方程模型的擬合結(jié)果

2.8量表信度檢驗 本研究進一步采用Cronbach′s α和折半信度對量表進行信度檢驗。量表總的Cronbach′s α系數(shù)為0.949，各維度的Cronbach′s α系數(shù)為0.871～0.904；總的折半信度為0.873，各維度的折半信度為0.855～0.905；由上述結(jié)果可知，量表的信度理想。見表6。

表6 門診老年患者護理服務(wù)質(zhì)量評價量表信度結(jié)果

3 討論

3.1門診老年患者護服務(wù)質(zhì)量評價量表具有可靠性 Servperf模型是一種從消費者角度評價服務(wù)質(zhì)量的方法，它雖然僅測量顧客感知，但因其平均答題時間短、穩(wěn)定性高和測量誤差小，已廣泛應(yīng)用于醫(yī)療衛(wèi)生、電信、旅游等領(lǐng)域[19]。本研究查閱國內(nèi)外文獻，基于Servperf模型，邀請北京、江蘇、浙江、湖南、廣西和貴州6個省市的19名專家進行咨詢，初步擬定了門診老年患者護服務(wù)質(zhì)量評價量表。專家涉及護理管理、老年護理、門診管理、臨床護理和護理心理等專業(yè)領(lǐng)域，專家具備豐富的工作、教學(xué)和管理經(jīng)驗，符合德爾菲專家咨詢法對，專家的篩選條件。本研究2輪咨詢的問卷回收率均為100.0%，且專家權(quán)威系數(shù)為0.83，說明專家的積極性和權(quán)威程度較高，表明研究結(jié)果具有說服力。第2輪專家的肯德爾和諧系數(shù)較第1輪有所增加，說明第2輪專家對指標(biāo)的評價意見更趨于一致。因此，本研究專家咨詢結(jié)果具有一定的可靠性。

3.2門診老年患者護理服務(wù)質(zhì)量評價量表具有科學(xué)性 本研究從結(jié)構(gòu)效度和內(nèi)容效度對構(gòu)建的門診老年患者護理服務(wù)質(zhì)量的效度進行評價。采用探索性因子分析法對量表結(jié)構(gòu)效度進行檢驗，共提取4個因子，方差累計貢獻率為77.603%，高于40%標(biāo)準(zhǔn)，使用驗證性因子分析法再次證明量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度。內(nèi)容效度是體現(xiàn)量表實際測到的內(nèi)容與欲測內(nèi)容間的相符度，本研究構(gòu)建的量表是基于成熟、科學(xué)的理論框架模型，并進行文獻研究和兩輪德爾菲專家咨詢，量表的S-CVI、I-CVI分別為0.92，0.82～1.00，說明該量表具有良好的內(nèi)容效度。本研究選用Cronbach′s α系數(shù)和折半信度分別對量表信度進行評價。理想的測量工具要求總量表的Cronbach′s α 系數(shù)>0.8，各維度Cronbach′s α系數(shù)>0.6[18]，本研究量表的Cronbach′s α系數(shù)和折半信度均較為理想，以上結(jié)果說明本研究構(gòu)建的量表具有良好的內(nèi)在一致性和穩(wěn)定性。

3.3門診老年患者護理服務(wù)質(zhì)量評價量表編制的意義 門診的老年患者尤其是高齡老年患者的就診比例迅速增加，其總體健康狀況不容樂觀。老年患者與其他年齡組所患疾病的特征，患者需求、護理目標(biāo)等方面有共同點，又有著本質(zhì)的區(qū)別[20]。老年人身體各器官系統(tǒng)發(fā)生不同程度的老化，對內(nèi)外刺激的反應(yīng)性和代償能力均有不同程度減弱[21]。據(jù)資料[22]顯示，老年人的患病率為89.40%，慢性病患病率為12.26%，2周就診率為27.38%，均高于其他年齡段的人群。由于身體衰老易導(dǎo)致老年人出現(xiàn)精力不足、記憶力下降，社會地位改變使老年人常有孤獨、抑郁、自卑等不良情緒，退休后家庭成員間關(guān)系的改變以及患慢性病等加重其消極心理[23]；老年患者因其理解能力和執(zhí)行能力弱于其他年齡層次人群，導(dǎo)致其門診就診效果和滿意度可能無法達到理想水平[24]。加之現(xiàn)有的護理服務(wù)質(zhì)量針對老年患者的評價標(biāo)準(zhǔn)較少[25]，在很大程度上影響門診護理服務(wù)質(zhì)量的提升。

為貫徹落實黨中央、國務(wù)院關(guān)于積極應(yīng)對人口老齡化、提高老年人健康水平的重大決策部署，在遵照《“十四五”規(guī)劃和2035年遠景目標(biāo)綱要》《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》，并依據(jù)《三級綜合醫(yī)院評審標(biāo)準(zhǔn)》《關(guān)于加強老年護理服務(wù)工作的通知》及相關(guān)行業(yè)規(guī)范等要求，完善老年患者護理服務(wù)的標(biāo)準(zhǔn)，增加老年護理服務(wù)供給，逐步滿足老年患者多樣化、差異化和個性化的護理服務(wù)需求。基于評價服務(wù)質(zhì)量的經(jīng)典模型Servperf，結(jié)合我國醫(yī)院門診實際情況，門診護理人員在準(zhǔn)確評估老年人生理、心理、情緒狀況，使用與老年人教育程度相匹配的語言提供信息和健康教育。由此可見，該量表的構(gòu)建既有利于找到門診護理服務(wù)工作的薄弱環(huán)節(jié)，又有利于促進門診護理服務(wù)質(zhì)量的持續(xù)改進和老年患者就醫(yī)滿意度的不斷提升。

4 小結(jié)

本研究在文獻回顧分析、2輪專家咨詢和課題小組討論的基礎(chǔ)上構(gòu)建了門診老年患者護理服務(wù)質(zhì)量評價量表，結(jié)果表明量表的可靠性、科學(xué)性均較好。下一步研究需開展江蘇省內(nèi)外多中心門診老年患者護理服務(wù)調(diào)查，并分析其影響因素，為門診老年患者的優(yōu)質(zhì)護理服務(wù)提供一定的借鑒經(jīng)驗和依據(jù)，本研究構(gòu)建的評價量表在評價語言、聽力異常等這類老年人群時有一定局限性，后期研究中應(yīng)著力對這類老年人群的護理服務(wù)質(zhì)量評價量表進行進一步探索。