糖尿病母親子代0～3 歲養育照護能力評價量表的構建

黃 蕊，李云峰，趙 昕，陳 迪

1.山東第一醫科大學護理學院，山東 271099；2.山東第一醫科大學第一附屬醫院；3.濰坊醫學院

妊娠期糖尿病（gestational diabetes mellitus，GDM）是指在妊娠期間發生的不同程度的葡萄糖耐量異常[1]。近年來，GDM 的發病率不斷升高。Szmuilowicz 等[2]研究顯示，GDM 發病率為17.8%。Mitanchez 等[3]研究表明，妊娠期糖尿病不僅會增加孕母患糖尿病的風險，而且會增加其后代患肥胖、血糖異常及高血壓等代謝性疾病的風險[4]。糖尿病母親子代疾病風險明顯增加，家庭照護負擔遠高于其他嬰幼兒。Yaqoob 等[5]研究表明，母親是糖尿病子代的主要照顧者，母親的照護能力對兒童早期及成年后發展的作用至關重要，良好的養育照護能力是促進兒童早期發育，降低兒童近期及遠期疾病風險的重要因素。糖尿病母親子代的生活質量受家庭的影響較大，其成長過程不僅取決于良好的學習環境，更取決于主要照顧者能否勝任糖尿病母親子代的照護。目前，尚無專門針對糖尿病母親子代的育兒評估工具，現有的評估工具多為0～3 歲家庭普適量表，評估范圍過于寬泛，缺乏針對性和專業性。鑒于此，本研究團隊嚴格遵守問卷編制程序，編制適合我國文化背景的糖尿病母親子代0～3 歲養育照護能力測評工具，旨在為醫護人員全面、科學地評估糖尿病母親子代0～3 歲養育照護能力，了解糖尿病母親子代0～3 歲的照護需求，構建糖尿病母親子代0～3 歲養育照護框架提供參考。

1 對象和方法

1.1 研究對象

1.1.1 預調查研究對象 便利抽取山東省某醫院糖尿病母親40 人進行調查。納入標準：①孕期診斷為GDM；②無其他妊娠期合并癥；③糖尿病子代年齡≤60 個月；④能準確表達信息，對研究內容表示知情同意。排除標準：①參加過類似研究；②配合度和依從性差者。

1.1.2 大樣本研究對象 依據問卷編制標準，樣本量應為擬定條目數的5～10 倍[6]。本研究擬定條目數為30 條，調查樣本應≥150 人。根據上述納入、排除標準共納入糖尿病母親150 人，年齡22～45（34.5±4.4）歲；文化程度：高中及以下者36 人，專科18 人，本科85 人，碩士研究生及以上11 人；居住地：城市129 人，農村21 人；嬰幼兒年齡≤12 個月49 人、13～24 個月63 人、25～36 個月38 人；撫養方式：父母撫養103 人，祖父母撫養41 人，保姆撫養6 人。

1.1.3 函詢專家 均為副高級及以上職稱，來自兒科護理、產科護理、兒童保健及糖尿病護理等專業領域；從事GDM 患兒診治、護理或教育工作≥10 年；能提出建設性意見并自愿參與本研究。共遴選16 位專家。專家基本情況，見表1。

表1 專家基本情況（n=16）

1.2 方法

1.2.1 構建初始問卷 條目池的制定步驟：本研究參考世界衛生組織（WHO）及聯合國兒童基金會等國際組織共同制定的養育照護框架，對0～3 歲養育照護進行概念分析及內涵分解[7]，擬定與糖尿病母親對0～3歲子代養育照護能力相關的5 個主題，分別為早期學習機會與安全保障、良好的健康、親子關系、疾病知識、回應性照護與關注。結合國內外相關文獻及教科書、專著等的建議，充分查閱兒童早期發展有關的文獻及已有的嬰幼兒養育量表[8-10]，構建問卷的初始條目池，由課題組對初始條目池中各個條目進行初步篩選，形成初始版本的糖尿病母親子代0～3 歲養育照護能力評價量表，包含1 級條目6 個、2 級條目60 個。

1.2.2 專家函詢 遴選16 名專家評判量表內容。采用Likert 5 級評分法進行1 分（非常不重要）～5 分（非常重要）逐項評分。專家通過對條目的判斷依據以及研究領域內容的熟悉程度進行評價并賦值量化進行計算。條目篩選原則為滿分率＞20%、變異系數＜0.25及重要性均值＞4 分，若條目滿足以上標準，予以保留，若不滿足以上標準，則結合專家意見，經課題組討論后決定量表條目是否保留。同時，在此環節對內容效度進行評價。以問卷星的形式通過微信將函詢問卷發送給各位專家。

1.2.3 小樣本預測試 為檢驗量表條目是否簡單易懂，采用便利抽樣法抽取山東某醫院兒科保健中心登記的符合納入標準的糖尿病母親40 名進行預調查。預調查問卷包括糖尿病母親一般資料調查表、糖尿病母親子代0～3 歲養育照護能力預調查問卷。

1.2.4 信效度檢驗 采用便利抽樣法，選取2021 年3 月—6 月在山東省某三級甲等綜合醫院兒科保健中心、產科隨診的符合納入標準的150 名糖尿病母親且為子代的照顧者進行問卷調查，共發放問卷150 份，回收問卷150 份，問卷有效回收率為100%。正式調查問卷包括糖尿病母親子代0～3 歲養育照護能力問卷及一般資料調查表兩部分。對數據進行分析后形成正式版糖尿病母親子代0～3 歲養育照護能力評價量表，驗證性因子分析調查250 名研究對象，均為妊娠期糖尿病母親，年齡（34.5±4.5）歲，對其進行信效度檢驗，形成最終量表。

1.2.5 統計學方法 采用SPSS 26.0 軟件進行統計學分析。通過皮爾遜相關系數法、項目分析、結構效度、內容效度[條目水平的內容效度指數（I-CVI）=評分為4 分和5 分的專家人數/專家總人數，量表水平的內容效度指數（S-CVI）為所有條目內容效度指數的平均值]、折半信度、克朗巴赫系數及探索性因子分析等對量表進行評價。

2 結果

2.1 專家函詢結果 2 輪專家函詢問卷有效回收率均為100%，專家權威系數分別為0.84，0.76，均＞0.7，代表專家權威性較好，肯德爾和諧系數(Kendall's W值)分別為0.10，0.09（均P＜0.01)，代表專家一致性好。第1 輪函詢綜合專家的意見并結合小組討論，刪減條目4 個，增添1 個，合并1 個條目。第2 輪專家咨詢，刪減1 個維度、19 個條目，合并12 個條目，修正2 個條目，最終形成5 個維度、30 個條目的預試驗版量表。

2.2 小樣本預測試結果 量表的條目數無明顯變化，但依據調查對象意見修改了部分條目的表述，如將條目3“知曉孩子意外事件的預防和處理”改為“知曉孩子意外事件的預防和處理（如異物窒息等）”，形成預調查版糖尿病母親子代0～3 歲養育照護能力評價量表。

2.3 問卷測評結果

2.3.1 項目分析 ①臨界比值法分析。將問卷總分由低到高排列，低分組和高分組分別為總分前30%及后30%的受試對象，對兩組得分進行t檢驗。②計算每個條目的臨界比，結果顯示各條目均有統計學意義（P＜0.05）。

2.3.2 探索性因子分析 將專家函詢后包含30 個條目的量表進行因子分析，Bartlett's 球形檢驗顯示，χ2=3 586.892，P＜0.001，KMO 值=0.680，符合因子分析的要求。通過主成分和最大方差旋轉法分析，得出9 個公因子，其特征值均大于1，累計解釋變異率為77.009%，結合最初構建的5 個維度及碎石圖，限定公因子個數為5 個，其累計解釋變異率為61.182%。以因子載荷＜0.5 為排除標準，其中“能及時發現孩子異常表現（如哭鬧、語言、動作、神經心理發育等異常表現）”及“能及時糾正規范孩子的行為”2 個條目在各因子上載荷均＜0.5，故予以刪除；條目“能根據嬰幼兒生長發育及血糖等監測指標情況合理調整飲食”在2 個因子上的載荷均＞0.5，且差值＜0.20，故予以刪除。剩余27 個條目因子載荷均＞0.5，載荷范圍為0.524～0.849。將整理后的27 個條目進行因子分析，KMO＝0.673，Bartlett's 球形檢驗χ2=3 052.378，P＜0.001，符合因子分析的要求。采用主成分和最大方差旋轉法，限定公因子數為5，得出累計解釋變異率為63.375%。條目“能及時合理添加輔食并知曉輔食添加順序”在2 個公因子上的載荷均＞0.5，故予以刪除。將整理好的26 個條目再次進行因子分析，限定公因子個數為5，得出累計解釋變異率63.377%，26 個條目因子載荷范圍在0.540～0.870，無刪減條目，將5 個公因子命名為早期學習機會與安全保障（因子1，10 個條目）、良好的健康（因子2，5 個條目）、親子關系（因子3，4 個條目）、疾病知識（因子4，4 個條目）、回應性照護與關注（因子5，3 個條目）。因子分析法結果見表2。

表2 因子分析的載荷矩陣（n=150）

2.3.3 內容效度 本研究由9 名專家評定內容效度。S-CVI 取值為0.930，I-CVI 為0.780～1.000。

2.3.4 相關性分析 各因子間的相關系數范圍為0.134～0.503，各因子與總量表間的相關系數范圍為0.445～0.840，均具有統計學意義（P＜0.05）。見表3。

表3 因子與量表間的相關性分析（r 值）

2.3.5 信度分析 量表總Cronbach's α 系數為0.883，折半信度為0.712，5 個因子Cronbach's α 系數分別為0.648，0.649，0.780，0.808，0.913，折半信度分別為0.711，0.609，0.718，0.853，0.867。

2.3.6 驗證性因子分析 采用AMOS 24.0 軟件構建糖尿病母親子代0～3 歲養育照護能力的驗證性結構方程模型，根據量表的維度及條目構建初始模型，根據修正指數對模型進行修正，最終形成的驗證性因子分析模型擬合標準滿足要求。見表4。

表4 結構方程模型的擬合指數

3 討論

3.1 量表的理論依據及意義 現存的養育照護能力評價方法主要評價照顧者某方面的養育情況，如嬰兒發展知識量表（Knowledge of Infant Developmental Inventory，KIDI）[11]、父母養育方式量表（the Parental Bonding Instrument，PBI）[12]及家庭環境觀察評價量表（Home Observation for Measurement of the Environment，HOME）[13]等，以上量表均具有良好的信效度，廣泛應用于評價0～3 歲嬰幼兒父母養育情況。但以上量表均為評價0～3 歲嬰幼兒父母養育情況的普適性量表，缺乏特異性。養育照護框架是由WHO 及聯合國兒童基金會等國際組織共同制定[14]，近年來用于指導孕產婦及嬰幼兒的系統化管理[15]，Richter 等[16]根據養育照護框架提出大規模促進嬰幼兒發展的模式和策略，該研究表明，嬰幼兒時期的養育護理減輕了對嬰幼兒大腦發展的不利影響[17]。國際領導人呼吁采取行動，通過養育照護框架促進嬰幼兒的健康成長與發展[18]。因此，本研究基于此框架，界定了糖尿病母親子代0～3 歲養育照護的定義，明確量表維度的劃分，包含5 個維度、26 個條目，較全面地涵蓋了糖尿病母親的養育照護能力，如條目“能定期監測糖化血紅蛋白、血清脂蛋白、血酮等生理、生化指標”“當不能確定如何照護管理糖尿病高危兒時，我會向醫生或護士尋求幫助”“知曉血糖監測方法及血糖正常和異常范圍”“能識別孩子血糖異常表現并及時處理”等，能較全面地反映糖尿病母親的照護知識和行為，彌補了既往缺乏糖尿病子代母親特異性量表的不足。此外，通過查閱0～3 歲嬰幼兒養育照護相關文獻，選擇性納入現有育兒評估量表中的條目，并結合糖尿病母親子代的特點，初步構建量表條目池，條目測量內容覆蓋范圍相對全面，可作為評估糖尿病母親對子代的養育照護能力的工具，分值越高，說明糖尿病母親的養育照護行為能力越好。根據測評結果了解糖尿病母親對其子代的養育照護能力，對養育照護能力差者進行有針對性的指導，以提高糖尿病母親的養育照護能力，防止因照護不當而導致嬰幼兒疾病風險增加。

3.2 量表信度 本研究所構建的糖尿病母親子代0～3 歲養育照護能力評價量表的總Cronbach'α 系數為0.883，5 個因子的Cronbach's α 系數分別為0.648，0.649，0.780，0.808，0.913，說明所構建量表的內部一致性較佳[19]。此外，本量表折半信度為0.712，高于0.7的標準[20]。

3.3 量表效度

3.3.1 結構效度 因子分析結果表明，量表條目的因子載荷均＞0.4 且無雙載荷，累計解釋變異率為63.377%，滿足＞40%的要求。得出早期學習機會與安全保障、良好的健康、親子關系、疾病知識、回應性照護與關注5 個公因子，分別對應WHO 制定的養育照護框架[21]中的5 個指標，表明因子分析結果與最初編制量表時的養育照護框架基本一致。本量表維度間的相關性為0.134～0.503，維度-量表總分間相關性為0.445～0.840，滿足相關標準[22]。

3.3.2 內容效度 通常認為S-CVI 應達到0.800，I-CVI 應不低于0.780。本研究S-CVI 為0.930，I-CVI為0.780～1.000，提示該量表的內容效度較好。

4 小結

本研究初步構建了糖尿病母親子代0～3 歲養育照護能力評價量表，由5 個維度、26 個條目組成。量表的研制過程符合量表研發程序且經過驗證，表明該量表具有良好的信度和效度，可較全面地反映我國糖尿病母親對其子代的養育能力現狀，對今后構建糖尿病母親子代0～3 歲養育照護方案及框架提供了依據。但本研究在構建量表初期未對符合納入標準的糖尿病母親開展相關的質性訪談，今后隨著量表的應用需進一步判斷是否需要修改條目。此外，由于條件有限，未對編制的量表進行重測信度的檢驗，后期仍需大范圍、大樣本調查進一步分析量表的信效度。