養(yǎng)老機構(gòu)老年人家庭支持需求問卷的編制與信效度檢驗

王孟妮，趙明利，韓夢丹，靳沛琳，吳雪婷

至2018年末，我國60周歲及以上人口24 949萬人，占總?cè)丝诘?7.9%，其中65周歲及以上人口16 658萬人，占總?cè)丝诘?1.9%[1]。人口老齡化的快速發(fā)展，如何有效應(yīng)對激增的養(yǎng)老服務(wù)需求成為世界性難題[2]。我國“4-2-1家庭”和“空巢家庭”已成為不可逆轉(zhuǎn)的社會現(xiàn)象，加之社會的快速發(fā)展，競爭力的逐漸增大，生活負擔的不斷加重，子女忙于工作，撫育后代壓力增大，致使我國傳統(tǒng)以“家庭為單位”的養(yǎng)老模式逐漸發(fā)生轉(zhuǎn)型，養(yǎng)老向社會化服務(wù)方向發(fā)展，社會支持系統(tǒng)替代子女開始承擔起更多的養(yǎng)老保障服務(wù)[3]。養(yǎng)老機構(gòu)老年人脫離家庭環(huán)境后，由于居住環(huán)境及相處人群的改變，更容易發(fā)生身體及心理健康問題[4-5]。通過回顧國內(nèi)外文獻發(fā)現(xiàn)，對于養(yǎng)老機構(gòu)老年人需求類評估工具較多，但關(guān)于機構(gòu)老年人對于家庭支持特異性需求內(nèi)容與程度的評估多存在針對性缺乏、指導(dǎo)有限等問題，未見養(yǎng)老機構(gòu)老年人家庭支持需求特異性測評工具。鑒此，本研究以我國文化為背景，以養(yǎng)老機構(gòu)老年人的需求為導(dǎo)向，基于社會支持理論[6]及護-患溝通模型[7]為理論框架研制養(yǎng)老機構(gòu)老年人家庭支持需求問卷(下稱家庭需求問卷)，旨在評估養(yǎng)機構(gòu)老年人家庭支持需求狀況，明確老年人的家庭支持需求水平，有助于機構(gòu)管理者及護理人員提供適用性支持照護服務(wù)，滿足養(yǎng)老機構(gòu)老年人家庭支持需求。

1 對象與方法

1.1對象

1.1.1養(yǎng)老機構(gòu)老年人 于2019年6～11月采取便利抽樣方法，從鄭州市6個市轄區(qū)(中原區(qū)、二七區(qū)、金水區(qū)、管城回族區(qū)、上街區(qū)及惠濟區(qū))和4個開發(fā)區(qū)(鄭東新區(qū)、高新技術(shù)開發(fā)區(qū)、經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)及航空港區(qū))在民政局登記注冊的9個養(yǎng)老機構(gòu)中抽取老年人為調(diào)查對象。納入標準：年齡≥60歲(參照WHO對發(fā)展中國家老年人的年齡劃分標準)；能有效溝通交流；簡易精神認知狀態(tài)問卷(Short Portable Mental Status Questionnaire，SPMSQ)[8]得分≥7分；知情同意、自愿參加本研究。排除標準：有聽力、語言功能障礙者；嚴重肝、腎等疾病終末期無法完成調(diào)查者；無親屬孤寡老人；正在參與其他研究者。共有效調(diào)查334人，其中男141人，女193人；年齡60～101歲，平均75.3歲；有配偶99人，無配偶235人；現(xiàn)有子女數(shù)1人48人，2人98人，3人100人，4人以上88人；生活完全依賴26人，重度功能障礙26人，中度功能障礙97人，輕度功能障礙98人，完全自理87人。

1.1.2函詢專家 入選條件：從事臨床老年護理/社區(qū)老年護理/老年護理教育≥10年，或從事養(yǎng)老機構(gòu)管理≥5年；副高級以上職稱；有問卷或相關(guān)工具研制經(jīng)歷；對本研究內(nèi)容較熟悉；愿意參與本研究。共邀請專家23人，其中17人完成2輪專家咨詢。工作領(lǐng)域：臨床老年護理7人，老年護理教育5人(其中1人有多次編制調(diào)查工具經(jīng)歷)，社區(qū)老年護理5人(其中2人為管理者)；年齡32～58(46.00±7.51)歲；本科2人，碩士7人，博士8人；副高級以上職稱15人，中級2人。工作年限6～28(24.25±8.15)年。

1.2方法

1.2.1建立條目池，形成專家函詢問卷 基于社會支持理論及護-患溝通模型，并結(jié)合文獻研究及半結(jié)構(gòu)訪談的結(jié)果，通過7人的專家小組會議(其中臨床老年護理3人，養(yǎng)老機構(gòu)管理2人，老年護理教育2人)，形成45個條目的家庭需求問卷條目池。專家咨詢表分為3部分：①致專家信，簡要說明研究目的、內(nèi)容以及任務(wù)；②函詢條目，專家條目重要性進行依次賦值，并增加修改意見和可增加條目兩部分以便了解專家對條目的修改意見和對問卷的補充建議；③專家自評表，包括專家的基本資料調(diào)查、對本函詢內(nèi)容的熟悉程度和判斷依據(jù)。

1.2.2德爾菲專家函詢 通過面對面或電子郵件的方式向?qū)＜野l(fā)放和回收問卷。第1輪發(fā)放問卷23份，回收17份。根據(jù)條目的重要性賦值>3.50，變異系數(shù)<0.25保留條目的標準，經(jīng)課題小組討論，增刪和修改后形成42個條目的第2輪咨詢問卷。第2輪發(fā)放問卷17份，回收17份。按上述標準和方法進行討論，刪除4個條目、修改1個條目、增加5個條目，至此形成45個條目問卷初稿。

1.2.3問卷調(diào)查 ①一般資料調(diào)查表。包括年齡、性別、居住地、有無宗教信仰、學歷、民族、婚姻狀況、退休前職業(yè)、入住時長、子女數(shù)、月收入、親屬探望的頻次、入住原因。②SPMSQ[8]。共有10個認知條目，回答正確計1分，錯誤或未回答計0分，總分<7分判斷為有認知功能障礙。③家庭需求問卷條目。采用Likert 5級評分法，從“不需要”至“非常需要”依次賦1～5分。調(diào)查前統(tǒng)一培訓(xùn)調(diào)查員，資料收集過程采用統(tǒng)一指導(dǎo)語，各調(diào)查員采用一致性語言進行解釋。各個問卷現(xiàn)場發(fā)放與回收，減少無效問卷。共發(fā)放問卷350份，回收有效問卷334份，有效回收率95.43%。

1.2.4統(tǒng)計學方法 資料錄入EpiData3.0建立數(shù)據(jù)庫，應(yīng)用IBM SPSS Statistic 21.0中文版對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。①計算專家的積極性、權(quán)威程度(Cr)系數(shù)及Kendall協(xié)調(diào)(W)系數(shù)。②效度檢驗。采用探索性因子分析檢驗問卷的結(jié)構(gòu)效度。根據(jù)專家對問卷的重要性評分計算問卷水平的內(nèi)容效度(S-CVI)和條目水平的內(nèi)容效度(I-CVI)[9]。選取6名專家(老年臨床護理2人，老年護理教育2人，工具研制1人，養(yǎng)老機構(gòu)管理1人；本科1人，碩士5人；職稱為中級1人，副高級以上5人)對問卷條目進行評價，應(yīng)用極端組t檢驗法[10]計算條目的區(qū)分效度；應(yīng)用Pearson相關(guān)性分析計算各條目與量表聚集效度。③信度檢驗。計算問卷及各因子的Cronbach′s α值系數(shù)檢驗內(nèi)部一致性；從調(diào)查對象中隨機選取30人，2周后對其再次調(diào)查，計算2次評分的Pearson相關(guān)系數(shù)計算重測信度；將問卷條目分為兩半各自計分，測量被試者在兩部分得分的相關(guān)程度計算折半信度。檢驗水準α=0.05。

2 結(jié)果

2.1專家函詢指標 專家積極性：第1、2輪分別為73.91%(17/23)、100%(17/17)；專家權(quán)威系數(shù)：第1、2輪Cr系數(shù)均為0.855；專家意見W系數(shù)分別為0.182、0.268，均P<0.01。

2.2效度

2.2.1區(qū)分效度與聚集效度 區(qū)分效度：將334份家庭需求問卷總分由高到低排序，取總分低于156分的90人(27%)為低分組，取總分高于190分的90人為高分組(27%)，進行t檢驗，t=4.492～17.351，均P<0.01。聚集效度：各條目與問卷總分Pearson相關(guān)系數(shù)r=0.237～0.730。剔除r<0.3(弱相關(guān))[9]的條目7、條目10(r=0.281、0.237)，43個條目與問卷總分的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.385～0.730。

2.2.2結(jié)構(gòu)效度 對43個條目行探索性因子分析，KMO=0.941，Bartlett球形檢驗χ2=12 403.950，P<0.01，該數(shù)據(jù)適合做探索性因子分析。運用正交旋轉(zhuǎn)法進行旋轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)軸，特征值>1的公因子5個，累積方差貢獻率為61.962%。以因子負荷<0.40、公因子包含條目數(shù)<3標準[9]進行因子和條目篩選，刪除公因子5(包含條目12、條目20)和因子負荷<0.40的條目11、條目23。對剩余的39個條目進行二次探索性因子分析，結(jié)果顯示KMO=0.940，Bartlett球形檢驗χ2=11 545.999，P<0.01，適合做探索性因子分析。特征值>1的公因子5個，累積方差貢獻率為64.268%。其中因子5僅包含條目22，予以刪除。對38個條目進行第3次探索性因子分析，KMO=0.942，Bartlett球形檢驗χ2=11 212.796，P<0.01，適合做探索性因子分析。特征值>1的公因子4個，累積方差貢獻率為64.268%。最終確定家庭需求問卷包含4個公因子共38個條目，公因子1為心理與情感慰藉需求、公因子2為服務(wù)支持需求、公因子3為信息支持需求、公因子4命名為物質(zhì)支持需求。具體見表1。

表1 家庭需求問卷因子載荷矩陣(n=334)

2.2.3內(nèi)容效度S-CVI為0.937，I-CVI為0.670～1.000。

2.3信度 問卷內(nèi)部一致性、折半信度及重測信度，見表2。

表2 問卷內(nèi)部一致性、折半信度及重測信度

2.4家庭需求問卷的應(yīng)用 該問卷用于入住養(yǎng)老機構(gòu)老年人對于家庭支持需求程度的評估，條目采用Likert 5級評分法：5分=非常需要，4分=比較需要、3分=一般需要、2分=不太需要、1分=完全不需要，總分38～190分，總得分越高表明老年人對于家庭支持的需求越強。

3 討論

3.1家庭需求問卷編制過程嚴謹，具有良好的效度和信度 本研究以社會支持理論和護-患溝通模型為基礎(chǔ)構(gòu)建該問卷理論框架，結(jié)合文獻回顧及半結(jié)構(gòu)式訪談結(jié)果構(gòu)建由3個方面45個條目組成的條目池；遴選在護理教育、老年護理、長期照護、機構(gòu)管理等方面實踐經(jīng)驗和理論水平均具有權(quán)威性、代表性的專家，進行2輪德爾菲專家函詢；2輪專家積極性為73.91%、100%，專家權(quán)威系數(shù)均為0.885，專家意見W系數(shù)分別為0.182、0.268(均P<0.01)。表明本問卷專家積極性高、具有較高的權(quán)威性，且一致程度檢驗的可信度高[11]。

家庭需求問卷具有良好的效度：本研究采用探索性因子進行結(jié)構(gòu)效度分析，嚴格遵照其篩選標準，經(jīng)3次探索，最終保留38個條目，提取出4個特征根植>1的公因子，確定所探索出的因子及包含的條目與編制問卷的構(gòu)思大致符合，采用主成分分析及最大方差正交旋轉(zhuǎn)法，進行不斷修正、探索，最終萃取物質(zhì)支持需求、服務(wù)支持需求、心理與情感慰藉需求以及信息支持需求4個公因子，各條目因子載荷均>0.4，無多重載荷，載荷范圍為0.505～0.882，累計方差貢獻率為64.268，說明該問卷的結(jié)構(gòu)效度較為理想[12]。本研究中S-CVI為0.937，I-CVI為0.670～1.000，均在可接受范圍，說明該問卷的內(nèi)容效度較好。

家庭需求問卷具有較好的信度：本研究中該問卷總體Cronbach′s α系數(shù)為0.962，各因子Cronbach′s α系數(shù)為0.828～0.948。問卷總體折半信度為0.836，各因子折半信度為0.830～0.945。問卷整體的重測信度(間隔2周時間差)為0.952，各維度的重測信度均>0.8，說明該問卷具有較好的內(nèi)部一致性和跨時間的穩(wěn)定性[10]。

3.2家庭需求問卷研制的意義 ①為養(yǎng)老機構(gòu)老年人需求測評提供本土化測評工具。本問卷所包括的4個維度38個條目，可較為全面反映機構(gòu)老年人對于家庭支持的需求，具有較好的心理學屬性。本問卷以我國文化背景為基點，結(jié)合當前老齡化時代背景的特點，以養(yǎng)老機構(gòu)老年人需求為導(dǎo)向制定，可作為有效工具測評機構(gòu)老年人對于家庭支持的需求。②理論及實踐意義。在理論方面，可為提高養(yǎng)老機構(gòu)老年人的身心健康水平及生活質(zhì)量的研究提供借鑒，為空巢、獨居老人的照顧提供參考。在實踐方面，可為后期探討提高機構(gòu)老年人家庭支持干預(yù)方案提供參考。此外可作為機構(gòu)管理者提高老年人生活質(zhì)量的輔助工具，促進其服務(wù)水平的提升。

4 小結(jié)

本研究編制及驗證的家庭需求問卷包括4個維度38個條目，研究過程嚴謹，信度效度良好，應(yīng)用方法明確，可用于養(yǎng)老機構(gòu)老年人對家庭支持需求的測評，以幫助老年人獲得有效的家庭支持，從而提高生活滿意度。本研究的局限性：未進行驗證性因子分析和校標效度檢驗；樣本均來自于鄭州市，具有一定的局限性。今后可擴大樣本來源和樣本量，完善多種方法的驗證，以使本測評工具更完善和適用性更好。