青少年過渡期準備自評量表的編制及信效度檢驗

黃靜，王佳，梁亞紅，王文娟，王艷艷

慢性病是一類起病隱匿，病因復雜，病程長且病情遷延不愈的疾病的概括性總稱[1]。近年來，我國罹患慢性病的兒童青少年人數逐年上升，以1型糖尿病為例，我國兒童青少年患病率以平均每年14.2%的增速逐年上升[2]。隨著醫學技術的進步和發展，超過90%慢性病兒童、青少年可以存活至成年，實現長期帶病生存[3]，但其對應的兒科醫療、護理和保健體系也需要向成人?？企w系過渡，即實現醫療過渡(Health Care Transition，HCT)[4-6]。但有研究顯示，大部分青少年慢性病患兒并沒有接受專業、充分的過渡期銜接服務，存在過渡期準備不足的問題，而醫療過渡期的準備不足會導致青少年患兒治療依從性下降、急診就診率上升、生活質量下降和不良結局產生[7-8]。因此，提高青少年慢性病患兒的過渡期準備，促進其從兒科到相關成人?？频某晒^渡，對青少年慢性病患兒長期醫療、護理、保健工作的順利開展至關重要。目前，國內學者逐漸關注到青少年慢性病患兒過渡期準備的問題，但由于缺乏科學、適用的研究工具，限制了相關研究的開展，因此，編制適合我國青少年慢性病患兒的過渡期準備自評量表，對于推動過渡期醫療、護理、保健的相關研究，提高青少年過渡期準備度至關重要。2020年2月至2021年2月，本研究在文獻回顧法、半結構訪談法基礎上，通過Delphi專家咨詢法構建青少年慢性病患兒過渡期準備自評工具，以期為青少年慢性病患兒醫療過渡期的相關研究提供參考工具。

1 資料與方法

1.1一般資料

1.1.1函詢專家 2020年2月選取12名專家對量表條目池進行評定。納入標準：從事兒科醫療、護理、保健工作或研究10年以上；具有碩士以上學歷及副高級以上職稱；知情同意并自愿參與本研究。中途退出或無法如期返回函詢者剔除。其中男4名，女8名；年齡30～60(44.75±5.96)歲。學歷：博士4名，碩士8名。職稱：正高5名，副高7名。工作領域：兒科護理4名，兒科醫療5名，兒科保健3名。工作時間13～31(20.92±6.21)年。

1.1.2預調查對象 于2020年3月便利選取35例青少年慢性病患兒進行預調查。其中男15例，女20例；年齡14～16(14.83±0.77)歲。罹患疾?。汉粑到y疾病10例，消化系統疾病8例，泌尿系統疾病5例，內分泌系統疾病6例，神經系統疾病4例，循環系統疾病2例。

1.1.3正式調查對象 2020年4月至2021年2月采用便利抽樣方法，選取在空軍軍醫大學第二附屬醫院兒科就診的青少年慢性病患兒為研究對象。納入標準：年齡14～16歲；罹患慢性病需要長期治療或終生治療；能夠獨立完成問卷填寫；患兒及家長知情并同意參與本研究。排除標準：罹患精神疾病或有智力缺陷。探索性因子分析和驗證性因子分析各需樣本量均為條目數的5～10倍[9]，正式調查版本量表包含28個條目，本研究共需樣本280～560?；诖?，本研究擬調查590例患者，實際完成調查582例，男274例，女308例；年齡14～16(15.02±0.83)歲。罹患疾?。汉粑到y疾病152例，消化系統疾病106例，泌尿系統疾病85例，內分泌系統疾病93例，神經系統疾病79例，循環系統疾病67例。

1.2方法

1.2.1成立研究小組 由1名兒科護士長、3名兒科?？谱o士(兒童保健門診2名、兒科病區2名)和2名兒科主治醫師(兒童保健門診1名、兒科病區1名)共6人組成研究小組，研究小組成員主要負責相關文獻的檢索，半結構式訪談對象的確定及提綱的擬定，量表條目池的建立，Delphi專家咨詢問卷的擬定、發放與回收，預調查和正式調查的實施，信息數據的整理及量表的修訂等。

1.2.2建立量表條目池 在文獻檢索基礎上，以2016年國際和跨學科衛生保健過渡研究聯盟(the International and Interdisciplinary Health Care Transition Research Consortium)達成共識中的過渡期準備10項要點為基礎，即生活質量、對健康狀況和并發癥的了解、用藥知識、自我管理、藥物依從性、對醫療保險的了解、有配套醫療機構、知道去醫療機構就診方法、避免過度醫療、有正常社交[10]，結合我國醫療實際情況，初步形成青少年過渡期準備自評量表的框架。采用目的抽樣法，選取青少年慢性病患兒12例進行半結構式訪談，研究小組采用Colaizzi 7步分析法[11]對資料進行整理和分析，形成量表條目池，共包含33個條目。

1.2.3Delphi專家咨詢 采用電子郵件方式發放和回收專家函詢問卷，函詢問卷包括問卷說明、專家資料(年齡、性別、學歷學位、職稱、工作領域和工作時間)、熟悉程度及判斷依據調查表、量表條目池4部分。本研究共進行3輪函詢，每輪函詢時間為1周，間隔時間為1周，每輪函詢中，對重要性賦值均數>3.50，且變異系數<0.25[12]的條目予以保留，其他條目按照專家的建議進行修改。第3輪輪函詢后，專家無新的意見提出，即專家意見已趨于一致，結束函詢。

1.2.4效標關聯效度檢測 以自我管理和過渡準備問卷為效標，該問卷由Ferris等[13]于2015年編制，包含藥物管理、就診參與、醫患溝通、疾病知識、健康責任承擔、資源利用6個維度18個條目，Cronbach′s α系數為0.8。

1.2.5資料收集方法 2020年3月便利選取35例青少年慢性病患兒進行預調查，量表完成時間為6～10 min，患兒反饋量表語言清晰、內容簡單易懂無歧義，故未進行修改，預調查結束后，形成含有28個條目的量表。2020年4月至2021年2月對青少年慢性病患兒進行正式調查。由研究小組成員采用統一的指導語向研究對象說明調查的目的和問卷填寫方法，在獲得研究對象及其家長知情同意后發放問卷，并由其自行填寫。問卷當場發放并回收，共發放問卷590份，回收有效問卷582份，有效回收率為98.64%。

1.2.6統計學方法 采用SPSS21.0軟件對數據進行分析，采用專家積極系數、專家權威系數、Kendall′sW系數分別評價函詢專家的積極性、權威性和意見協調性；項目分析采用決斷值法和相關系數法；結構效度分析采用探索性因子分析法和驗證性因子分析法；內容效度分析采用量表水平的內容效度指數、條目水平的內容效度指數；效標關聯效度分析以自我管理和過渡準備問卷[13]為效標；信度分析采用Cronbach′s α系數、分半信度和重測信度(在有效問卷中隨機抽取40人于正式調查2周后進行復測，以評價青少年過渡期準備自評量表的重測信度)。

2 結果

2.1專家函詢情況 本研究3輪函詢專家積極系數均為100%；以專家權威系數(Cr)表示專家的權威性，其值為專家熟悉度系數(Cs)與專家判斷依據系數(Ca)的均值，本研究3輪函詢專家權威系數分別為0.925、0.929、0.933；3輪函詢專家Kendall′sW系數分別為0.153(χ2=143.920，P<0.01)、0.162(χ2=174.106，P<0.01)、0.194(χ2=196.273，P<0.01)。研究小組根據條目需篩選標準，刪除5個條目；根據專家意見，修改14個條目，形成含有28個條目的青少年過渡期準備自評量表。采用5級評分法，從“完全不會/完全不能/完全不了解”“不會/不能/不了解”“不能確定”“會/能/了解”“完全會/完全能/完全了解”分別賦分1～5分，其中條目24、28反向賦分。

2.2項目分析 ①決斷值法。按照總分高低，以前后各27%分為高分組和低分組，比較高分組和低分組各條目得分差異，獨立樣本t檢驗結果顯示，4個條目高、低分組得分比較，差異無統計學意義(均P>0.05)，24個條目高、低分組得分比較，差異有統計學意義(t=4.753～7.910，均P<0.05)。②相關系數法。對量表各條目評分與總分間的相關性和各條目評分間的相關性進行Pearson相關性分析，結果顯示有3個條目的相關性分析無統計學意義，25個條目的條目評分與總分的相關系數為0.594～0.795，量表各個條目間的相關系數為0.305～0.612(均P<0.05)。結合2種項目分析方法，共剔除6個條目，保留22個條目。

2.3量表效度分析

2.3.1結構效度

2.3.1.1探索性因子分析 結果顯示，剔除1個條目后，KMO值為0.709，Bartlett′s球形檢驗χ2=1 947.827(P<0.05)，適合進行探索性因子分析，通過主成分分析和最大方差正交旋轉法，抽取特征值>1的公因子6個，分別命名為疾病知識(3個條目)、就診復查(4個條目)、藥物管理(3個條目)、健康情況回溯(3個條目)、醫/護患溝通(4個條目)、自我管理效能(4個條目)，各條目因子載荷均大于0.4，累積方差貢獻率為79.753%，各因子載荷情況見表1。

2.3.1.2驗證性因子分析 通過最大似然法進行驗證性因子分析，以比較適配度指數(Comparative Fit Index，CFI)、擬合優度指數(Goodness of Fit Index，GFI)、漸進殘差均方和平方根(Root Mean Square Error Approximation，RMSEA)、基準化適配度指數(Normed Fit Index，NFI)等進行評價，結果見表2。

2.3.2內容效度 由2名兒科醫療專家、2名兒科護理專家、2名兒科保健專家進行評定，量表水平的內容效度指數為0.936，條目水平的內容效度指數為0.833～1.000。

表1 青少年過渡期準備自評量表各因子載荷(n=291)

表2 青少年過渡期準備自評量表驗證性因子分析(n=291)

2.3.3效標關聯效度 結果顯示，青少年過渡期準備總分與自我管理和過渡準備總分相關系數(r)為0.437(P<0.05)，兩問卷各維度得分的相關系數為0.301～0.598(均P<0.05)。

2.4量表信度分析 見表3。

表3 青少年過渡期準備自評量表信度分析(n=582)

3 討論

3.1編制青少年過渡期準備自評量表的必要性及科學性 從青少年到成年的變化不僅意味著年齡、身體的改變，對于慢性病患兒來說，還意味著其需要在醫療、護理、保健上經過一個過渡期。Gilleland等[14]指出，該過渡期包括兩部分，一部分是指要將醫療、護理、保健責任的主體由父母轉移給患兒，一部分是指以前對應的兒科醫療要過渡到成人?？漆t療。良好的過渡期準備能夠減少患兒焦慮和不適，提高其在新的治療模式、環境中的自我照護能力，促進其生活質量的提高，對患兒及其家庭來說意義重大[15]。針對青少年過渡期準備的評估，國外開發了過渡準備評估問卷(the Transition Readiness Assessment Questionnaire，TRAQ)[16]、良好過渡問卷(Good 2 Go Questionnaire，Good2Go)[17]等評估工具，但尚未見該類評估工具在我國本土化的研究結果，且目前我國缺乏針對青少年過渡期準備的評估量表。本研究以國際和跨學科衛生保健過渡研究聯盟達成共識中的10項要點為基礎，采用文獻回顧法、半結構訪談法、Delphi專家咨詢法和項目分析方法對青少年過渡期準備自評量表進行制定和修改；通過探索性因子分析、驗證性因子分析、內容效度指數、效標關聯效度、Cronbach′s α系數、分半信度和重測信度等對量表信效度進行評價，最終形成含有6個維度、21個條目的青少年過渡期準備自評量表，編制過程嚴格按照量表編制的要求和標準，具有科學性和可靠性。

3.2青少年過渡期準備自評量表具有良好的效度 本研究采用結構效度、內容效度和效標關聯效度評價青少年過渡期準備自評量表的效度。探索性因子分析共提取6個公因子，分別命名為疾病知識、就診復查、藥物管理、健康情況回溯、醫/護患溝通、自我管理效能，各條目在對應的公因子載荷值均大于0.4，且無多重載荷[18]，說明青少年過渡期準備自評量表具有較好的結構穩定性。驗證性因子分析的各模型擬合值均在參考范圍內[19]，說明量表具有較好的結構效度。本研究量表水平的內容效度指數為0.936，條目水平的內容效度指數為0.833～1.000，說明青少年過渡期準備自評量表內容效度良好。效標關聯效度分析顯示，青少年過渡期準備自評量表與自我管理和過渡準備問卷關聯度較好(P<0.05)。此自評量表是以我國國情為環境編制，考慮到我國文化、醫療體系、語言習慣、慢性病患兒類型等特殊性因素，故該量表對于我國青少年慢性病患兒過渡期準備評估更為適用。

3.3青少年過渡期準備自評量表具有良好的信度 本研究總量表Cronbach′s α系數、分半信度和重測信度分別為0.821、0.869、0.851，各維度對應的Cronbach′s α系數、分半信度和重測信度范圍分別為0.806～0.868、0.812～0.919、0.827～0.906，均在可接受標準范圍內，說明本研究所編制的青少年過渡期準備自評量表具有良好的信度。

4 小結

本研究結果表明，編制青少年過渡期準備自評量表具有必要性，量表編制過程具有科學性，本研究編制的青少年過渡期準備自評量表具有良好的信效度和實用性，能夠為青少年過渡期準備的評估提供可靠工具。局限之處在于本研究納入樣本均來源于一所醫院，有待開展多中心、大樣本實證研究，以檢驗和完善量表的適用性。