養老護理員疏于照顧評估量表的編制及信效度檢驗

杜亞格，劉 婕，張春梅，張麗萍，竇昊穎

天津中醫藥大學護理學院，天津 301617

疏于照顧是虐待老年人常見的類型之一，美國醫學協會將其定義為照顧者未能向老年人提供所需的商品/服務,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相比，養老機構中各種類型的虐待發生率較高，且發生率最高的類型為疏于照顧，高達21.3%[2]。一項針對養老機構員工的調查顯示，54%的員工報告在過去1 年中對養老機構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]。養老護理員是在養老機構中從事老年人生活照料和護理服務的人員，是養老服務的主要提供者，一項質性研究發現，養老護理員存在虐待傾向，且以疏于照顧為主[4]。疏于照顧會嚴重影響老年人身體和心理健康，并增加再入院和入住養老院的風險，降低老年人的生活質量，增加醫療支出[5?6]。因此，迫切需要對養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，故影響其測量的準確性。因此，本研究旨在編制養老護理員疏于照顧評估量表，并檢驗其信效度，以期為養老機構疏于照顧的監測和早期干預提供測評工具。

1 研究方法

1.1 理論基礎 應用情境理論（situational theory）作為理論基礎。情境理論是虐待老年人領域中較早提出并被廣泛接受的理論之一[7]。該理論認為，虐待老年人或對老年人的疏于照顧不是由受虐者或施虐者的人格特質導致的，而是受虐者或施虐者外在的社會情境（依賴關系、社會孤立等）和經濟情況使受虐者處于被虐待的危險之中。該理論側重于照顧負擔和壓力在虐待老年人中的應用，照顧負擔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：在充滿信任的關系中，負有照護責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，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、經濟忽視和醫療忽視。采用目的抽樣法，選取洛陽市5 所養老機構的11 名養老護理員和8 名老年人進行半結構化訪談。在此基礎上，根據量表條目擬定原則，查閱國內外現有的虐待老年人和疏于照顧評估量表[8?11]和養老護理員工作體驗的質性研究[4,12?13]，考慮我國的文化背景與語言表達習慣，初步擬定了共44個條目的量表條目池。經課題小組討論，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 評分法是醫學研究中常用的評分方法，具有較好的內部一致性[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“經常”，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，維度得分為各維度內條目得分之和，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名在國內專業期刊上發表過與虐待老年人和疏于照顧相關文獻的專家、老年護理專家和護理教育專家進行專家函詢。專家遴選標準：①本科及以上學歷；②副高級及以上職稱，或具有博士學歷的中級職稱專家；③從事本領域工作≥5 年；④熟悉測評工具的研制方法；⑤在老年護理領域具有較高的學術水平或發表過虐待老年人或疏于照顧相關的學術論文；⑥知情同意且自愿參與本次研究。條目篩選標準：重要性賦值均數＞3.5分、變異系數＜0.25 且滿分率＞20%[15]。信效度檢驗階段選取其中7 名專家的函詢數據進行內容效度評價。采用電子郵件、微信或面對面發放問卷等形式進行專家函詢，請專家對每個指標的重要性進行打分，“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 預試驗 小樣本預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、文化程度的養老護理員進行預調查，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，形成養老護理員疏于照顧評估量表修訂版。10 名養老護理員均表示可以理解問卷條目表達的內容，語言通俗易懂，表達清晰。因此，預試驗后未對量表的條目表達和內容進行修改。養老護理員填寫該問卷時間為10～15 min，由調查者指導填寫需8～10 min，均小于30 min，具有可操作性。

1.5 信效度調查 采用便利抽樣法，于2020 年5 月—7 月選擇河南省、河北省和山東省養老機構中的養老護理員作為測試對象。納入標準：①直接負責照護老年人的養老護理員（照顧的老年人年齡≥60 歲）；②年齡≥18 歲；③在養老機構從事養老護理工作時間≥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。排除標準：研究期間不在崗者。取得養老機構管理者同意，獲得進入許可，向養老護理員介紹本調查的目的，征得其同意后現場發放問卷。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 名養老護理員在2 周后進行重測。共發放問卷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 統計學方法 采用SPSS 20.0 軟件進行數據分析。定量資料用均數±標準差（±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，權威系數（Cr）由專家熟悉程度（Cs）和評價依據影響程度（Ca）決定，協調程度用協調系數（W）和變異系數（CV）表示。項目分析采用臨界比值法（CR）、題目總分相關法、內部一致性分析和因子分析法，量表效度采用結構效度和內容效度進行評價，信度采用內部一致性系數和重測信度評價。以P＜0.05 為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 專家函詢結果 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%，專家積極系數分別為100.0%、87.5%，提建議率分別為87.5%、57.1%。2 輪專家權威系數分別為0.944，0.936，表明專家權威程度較高。專 家 意 見 協 調 系 數 分 別 為0.386（χ2=74.094，P＜0.01）、0.462（χ2=61.466，P＜0.01）。根據條目篩選標準刪除不符合標準的條目，第2 輪專家函詢后結合專家意見，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。題目總分相關法結果顯示，各條目得分與總分均呈正相關，相關系數為0.488～0.714（P＜0.05），保留所有條目。內部一致性分析結果顯示，量表的Cronbach's α 系數為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 系數為0.879，表明此條目測量的特質與總量表一致性較差，予以刪除。因子分析法結果顯示，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 結構效度 對17 個條目進行Kaiser?Meyer?Olkin（KMO）檢驗和Bartlett's 球形檢驗，判斷數據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。經方差最大正交旋轉法，以利于共同因子的辨認，根據前期文獻回顧和理論基礎，將4 個公因子分別命名為身體忽視、心理忽視、經濟忽視和醫療忽視。最終形成4 個維度、17 個條目的養老護理員疏于照顧評估量表，見表2。

表2 養老護理員疏于照顧評估量表因子分析結果

2.3.2 內容效度 根據專家函詢結果，計算量表水平的內容效度（S?CVI）為0.992，條目水平的內容效度（I?CVI）為0.857～1.000。

2.4 信度檢驗 量表總的Cronbach's α 系數為0.877，4 個維度的Cronbach's α 系數為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 養老護理員疏于照顧評估量表的可靠性與科學性 專家函詢時專家的選擇會影響研究結果的科學性[17]。本研究選取的專家為在國內專業期刊上發表過與虐待和忽視老年人相關文獻的專家、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 名專家從事本專業工作年限超過20 年，其余專家從事本專業均超過5 年；6 名專家為博士學歷，表明專家具有豐富的理論知識，工作經驗豐富，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 輪專家權威系數分別為0.944，0.936，表明專家權威程度較高，量表的可信度較高。專家意見協調系數分別為0.386 和0.462，說明經過2 輪專家函詢，專家的意見趨于一致，協調程度高。

3.2 養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確性和有效性，是測定值與目標真實值的偏差大小，即實際測量結果與預計測量結果的符合程度[17?18]。結構效度是指研究工具實際測量到的理論結構和特質的程度，反映研究工具所測量到的理論結構和特質與所依據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構效度，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、經濟忽視和醫療忽視，累計方差貢獻率為68.140%，與量表編制的內容框架一致，說明量表具有較好的結構效度。內容效度指一個量表實際測到的內容與所要測量的內容之間的吻合程度，越接近1 表示條目的代表性越好，當專家人數≥6時，要求I?CVI 不低于0.78，S?CVI 應達到0.9[18?19]。本研究量表S?CVI 為0.992，I?CVI 為0.857～1.000，表明量表的內容效度較好。

3.3 養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定性的重要指標。本研究選取內部一致性系數和重測信度進行評價。內部一致性系數測量量表內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，一般認為Cronbach's α系數在0.7 以上說明可以接受，分量表的Cronbach's α系數最好在0.6 以上[20]。本研究量表總的Cronbach's α系數為0.877，4 個維度的Cronbach's α 系數為0.764～0.944，均滿足上述標準，說明量表的內部一致性較好。重測信度是對同一調查對象重復測量的方式，對測量結果進行相關性分析，以衡量問卷的時間穩定性，一般認為重測信度應＞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，說明量表的穩定性較好。

4 小結

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老護理員疏于照顧評估量表，可以對養老機構中養老護理員疏于照顧行為進行量化評價，反映疏于照顧的嚴重程度，為橫斷面研究提供工具，以便早期預防和干預，減少疏于照顧現象的發生。