癡呆患者照顧者護理能力評估量表編制及信效度檢測

謝舒棠，陳穎，張桂菊，位文靜，張振香

1.鄭州大學護理學院，河南鄭州市450001；2.鄭州大學第二附屬醫院感染性疾病科，河南鄭州市450000

目的 編制癡呆患者照顧者護理能力評估量表并檢驗其信效度，為評估癡呆照顧者護理能力水平提供測評工具。

方法 在Farran照顧者技能模型框架下，采用文獻查詢及半結構訪談形成量表條目池；最終量表經過專家咨詢、預調查、正式調查后形成，共293例癡呆照顧者參與，并進行信效度檢驗。

結果 最終癡呆照顧者護理能力評估量表包括5個維度36個條目。5個公因子累計方差貢獻率為79.44%；I-CVI為0.857～1，S-CVI為0.985。總量表Cronbach α系數為0.936，總量表的折半信度系數為0.970，重測信度系數為0.980。

結論 該量表具有較好的信度和效度，可作為測評癡呆照顧者護理能力的測評工具。

老年癡呆可導致患者出現殘疾，以致最終完全依賴照顧者[1]，患者疾病進展和生活質量的提高與照顧者護理能力水平密切相關[2-4]，而護理能力的測評有賴于普適且經過科學檢驗的工具[5]。國外有研究者開發過多種癡呆照顧者護理能力評估工具，由于文化差異，其適用性還有待進一步驗證。目前國內雖有研究者從照顧者知識、技能與態度等角度編制或翻譯國外問卷，也尚未發現普適且經過科學檢驗的老年癡呆照顧者護理能力評估工具[6-9]。

Farran等[10]認為，照顧者護理能力應包含知識與態度、照顧者素質、人際關系、照顧技能、照顧者情緒管理及獲取家庭和社區資源的能力，并建立癡呆照顧者技能模型。本研究基于此模型構建癡呆照顧者護理能力評估量表，以期為癡呆照顧者護理能力的評估提供科學工具。

1 研究方法

1.1 形成量表初稿

1.1.1 編制量表條目池

依據Farran照顧者技能模型6個要素[10]，并結合文獻研究及對14位專家的半結構訪談，編制老年癡呆照顧者護理能力評估量表條目池，初步形成6個維度49個條目的條目池。

1.1.2 專家咨詢

邀請16名專家進行2輪函詢，專家均為副高及以上職稱，從事神經內科及老年護理研究，年齡38～54歲，工作年限≥10年，其中10名臨床護理專家，3名神經內科醫療專家，2名護理教育專家，1名神經內科康復護理專家。

專家依據條目內容與老年癡呆照顧者護理能力進行評分，問卷條目按照Likert 5級評分法計分。5=很相關，4=相關，3=一般相關，2=不相關，1=很不相關，共5個等級，結合專家意見修改條目。專家權威系數Cr=0.92。最終專家提出25條建議，結合參考文獻刪除9個條目，合并6個條目，增加2個條目。資料分析時將條目相關性賦值均值＜3.5或條目變異系數＞0.25的條目予以刪除，最終得到5個維度38個條目的量表初稿。

1.1.3 預調查

為保證量表在正式調查中順利進行，從鄭州市金水區、管城回族區選取1家醫院和2家養老院共30例癡呆照顧者進行預調查，記錄照顧者填寫時間，詢問照顧者在問卷填寫過程中遇到的問題，調整部分條目語序。最終確定量表初稿為38個條目。

1.2 形成正式量表

通過正式調查293例癡呆照顧者，并對結果進行信效度檢驗形成最終量表。采用便利取樣，研究小組于2017年7月至10月從鄭州市金水區、管城回族區、高新區、二七區、中原區等9家機構選取293例癡呆照顧者進行量表的信效度檢測。量表采用Likert 5級評分法，“非常同意”記為5分，“同意”記為4分，“一般”記為3分，“不同意”記為2分，“根本不同意”記為1分，反向條目方向計分。

患者納入標準：經鄭州市三級甲等醫院診斷為癡呆(包括阿爾茨海默病、血管性癡呆及其他類型癡呆)。照顧者納入標準：①為患者主要照顧者，包括家庭成員、保姆、護工；②年齡≥18歲；③有一定理解能力；④無精神疾患及認知功能障礙；⑤自愿參與本研究。

采用一對一發放形式，由照顧者自行填寫，或由調查者將內容讀給照顧者，照顧者口頭回答后由調查者填寫答案。問卷填寫結束后調查者當面檢查問卷填寫情況，對漏填、誤填的選項請照顧者重新填寫，確保每份問卷有效。

共發放問卷315份，回收315份，有效問卷293份，有效率93.01%。其中女性223例(76.1%)，男性70例(23.9%)，平均48歲；與癡呆患者為親屬關系有82例(27.9%)，保姆206例(70.3%)，其他關系5例(1.7%)；小學及以下者115例(39.2%)，初中106例(36.2%)，高中及中專60例(20.5%)，大專及以上12例(4.1%)；照顧患者＜3個月27例(9.2%)，3個月～1年51例(17.4%)，1年～3年119例(40.6%)，3年～5年62例(21.2%)，5年以上34例(11.6%)。

1.3 統計學分析

依據量表編制流程，采用SPSS 20.0統計軟件，進行項目分析，從信度、效度方面對量表進行測評，信度采用Cronbach α系數，效度采用內容效度及結構效度。①內容效度：計算量表內容效度指數(content validity index,CVI)，包括量表整體水平CVI(Scale-level CVI,S-CVI)及各條目水平CVI(Item-level CVI,I-CVI)。②結構效度：采用探索性因子分析、計算各維度之間以及各維度與總量表之間的Pearson相關系數。

2 結果

2.1 項目分析

采用決斷值(critical ratio,CR值)、各條目得分與量表總分相關兩種方法篩選[11]條目，條目共同滿足CR值＜0.3、與量表總分相關系數＜0.3時則刪除。其中條目29、30、35、38與量表總分相關系數r＜0.3，考慮到四個條目CR值均＞0.3，且從專業意義角度分析條目較重要，故暫時保留，最終無條目刪除。

2.2 效度分析

2.2.1 內容效度

S-CVI為0.985，I-CVI為0.8571～1。

2.2.2 結構效度

探索性因子分析時樣本量必須大于變量5倍[12]，正式調查中有效問卷293例可以進行分析。將38條目進行第一次探索性因子分析，KMO=0.923，Barlett球形度檢驗值達顯著水平(χ2=19016.399,P＜0.001)，適合進行因子分析[11]。采用主成分分析，最大方差正交旋轉法，取特征根＞1的標準進行第一次探索性因子分析，累計貢獻率達79.58%，提取6個公因子。條目24在兩個公因子上存在雙載荷，因此刪除[12]。

將剩余的37個條目第二次探索性因子分析，KMO=0.922，Barlett球形度檢驗值達顯著水平(χ2=18865.730,P＜0.001)，適合進行因子分析。采用主成分分析及最大方差正交旋轉法，累計貢獻率達80.60%，共提取6個公因子，其中條目22在第6個共因子下條目數＜3個，因此刪除條目[12]。

將剩余的36個條目第三次探索性因子分析，KMO=0.922，Barlett球形度檢驗值達顯著水平(χ2=18789.275,P＜0.001)。共提取5個公因子，累計方差貢獻率79.44%，所有條目所在因子載荷均＞0.4，且無雙載荷。見表1。

2.2.3 內在相關性檢驗

最終量表各維度之間的Pearson相關系數為0.233～0.755，各維度間相關系數為0.145～0.379。見表2。

2.3 量表信度

總量表Cronbach α系數為0.936，5個因子的Cronbach α系數為0.641～0.986；總量表的折半信度系數為0.970，5個因子的折半信度系數為0.692～0.995；從293例癡呆照顧者中選取30例間隔2周后重測，總量表重測信度系數為0.980，5個因子重測信度系數為0.845～0.993。見表3。

表1 第三次探索性因子分析的因子載荷矩陣(n=293)

表2 各因子之間及因子與問卷總分之間的相關關系(Pearson相關系數)

表3 量表的內部一致性與重測信度

3 討論

3.1 量表的適用性

國內現有相關癡呆照顧者護理能力測評工具研究多側重于知識、技能與信念維度[6-9]，而照顧者自身健康[13-15]、素質[8]及人際關系[16-17]對延緩患者疾病進程與改善患者生活質量的影響已經國內外學者證實。本研究將這三個因素納入量表測評范圍，拓展了量表的維度，可從更多角度綜合測評癡呆患者照顧者的護理能力，為制定針對性干預方案提供參考和借鑒。

Farran的癡呆患者照顧者技能模型研究對象為家庭照顧者，研究者認為家庭照顧者缺乏癡呆照護培訓，缺乏對癡呆疾病的認識與針對癡呆疾病特殊需求的護理能力[18]，因此構建癡呆患者照顧技能模型以期為提高照顧者護理能力提供指導。本研究編制量表的研究對象為家庭照顧者、護工與機構護理員，考慮到我國與美國國情不同，美國的正式照顧者(付費的護工、機構護理員)都經過專業教育與培訓[19]，而我國目前無論是家庭照顧者、付費的護工或者機構護理員大多沒有經過專業癡呆照護培訓，缺乏對疾病的認識與癡呆照顧技能[20-23]，最終本研究納入這三類照顧者，與Farran選擇的家庭照顧者作為研究對象初衷一致。

量表測評了癡呆患者照顧者綜合護理能力。與國內外現有量表相比，雖有研究者針對照顧者護理能力各個要素的測評工具，但是缺乏綜合護理能力要素測評工具。本量表在進行預調查與大樣本測試時共38個條目，照顧者自己填寫所花時間為20～30 min，調查員代填所花時間為30～40 min，照顧者比較容易接受量表長度與填寫時間。與國內現有的測評癡呆患者照顧者護理能力測評工具相比，過程符合量表編制程序，對量表進行信效度報道，癡呆患者照顧者護理能力評估量表可作為科學的測量工具。此外量表適用范圍具有普適性，可測評癡呆患者的家屬、護工及養老機構護理員護理能力，可用于社區及養老機構，為研究者提供可靠的測量工具。

3.2 探索性因子分析

第一輪探索性因子分析刪除條目24“當患者說有人偷了他東西時，我會先耐心傾聽他的描述，而不是跟他爭吵”，同時在兩個因子上存在較高載荷，在因子二載荷為0.421，在因子六載荷為0.601，達到統計學刪除標準。考慮到條目24與條目20“當患者重復問我同一個問題時，我會耐心告訴他”都有相近的內容，考察照顧者應對患者的重復提問能力，因此最終刪除條目24，將剩余的37個條目進行第二輪探索性因子分析。結果條目22“患者無目的到處游走時，我不會將他鎖到房間里”所在因子下條目數小于3個，因疾病知識維度條目4“無目的到處游走是癡呆癥的一種表現”與條目22均考察照顧者對漫游癥狀的認識，刪除條目22。最終探索性因子分析共刪除2個條目，量表其他條目因子載荷均≥0.4，保證條目的代表性。

3.3 效度分析

各維度之間相關系數為0.145≤r≤0.379，各維度與量表總分之間相關系數0.233≤r≤0.755。個人素質維度與疾病知識和照顧技能兩個維度差異無統計學意義，分析原因可能與個人素質維度條目較少，內容設計欠缺合理、樣本量不夠大有關，表明在以后研究中還應繼續對量表個人素質維度進行完善，擴大樣本量驗證個人素質與疾病知識、照顧技能的相關性。總的研究結果表明本量表具有較好的結構效度。

3.4 信度評價

量表總的Cronbach α系數為0.936，各維度間的Cronbach α系數為0.641～0.995，表明量表總體具有較好的信度[24]。人際關系維度內部一致性信度相對較低，分析原因可能是條目內容設計不完善，明確測評照顧者能得到幫助資源的只有一個條目“遇到困難時，我能夠找到幫助我的人”，另外兩個條目直接測評照顧者與患者及其他人員的人際關系，條目內容分布欠缺合理性。將來還需對人際關系維度繼續進行完善，驗證其內部一致性信度。間隔2周對30例癡呆照顧者進行重復測量，結果量表總的重測信度系數為0.980，各維度間重測信度系數為0.845～0.993，差異具有統計學意義，表明量表的跨時間穩定性較好[25]。

綜上所述，本研究編制的量表具有較好的信度、效度，基本達到量表編制的測量學標準。本研究編制的癡呆照顧者護理能力評估量表具有良好適用性和信效度，可適用于各個文化層次的照顧者，同時適用于居家及養老機構癡呆照顧者，其測評結果有利于研究者更好地了解癡呆照顧者護理能力水平。但是由于癡呆患者目前就診率及住院率低，本次研究取樣較小，在今后研究中將擴大樣本量，對量表進行完善并建立全國常模。

(收稿日期：2018-05-03 修回日期：2018-07-03)

附錄

填表說明：量表共有5個維度共36個條目，請認真閱讀每一個條目，并根據實際情況回答，在相應選項下劃“√”。如不能自行填寫請告知調查員，由調查員閱讀給您聽，聽取您的答案后代為填寫。

癡呆患者照顧者護理能力評估量表