減重代謝術后病人飲食依從性量表的編制及信效度檢驗

朱涵菲，許 勤*，楊寧琍，朱姝芹，花紅霞，劉瑞萍，任子淇，趙 康

1.南京醫科大學護理學院，江蘇 211166；2.南京醫科大學第一附屬醫院；3.復旦大學護理學院

2020 年中國居民營養與慢性病狀況報告顯示，我 國成年居民超重、肥胖率達50%[1]。減重代謝手術是治療中重度肥胖及其合并癥的最佳辦法，能夠有效減輕體重，緩解合并癥[2]。《歐洲跨學科減重代謝手術指南》[3]指出，減重代謝手術成功取決于病人對后續治療方案的長期依從性，包括術后飲食、運動等生活方式的改變。其中，飲食依從性是預測術后1 年成功減重的有效因素[4]。飲食依從性是指攝食活動與臨床給予的飲食建議的一致程度[5]。為減少術后并發癥和不良反應，減重代謝術后病人需按照指南推薦的飲食建議進餐，具體原則包括補充足量的蛋白質和液體，補充足量、多種維生素和微量元素，進餐時細嚼慢咽等[6]。此外，病人在術后3 個月內需進行飲食過渡，以流質、半流質及軟食為主，可攝入的食物種類與3 個月后病人有所區別[6]。因此，需重點調查術后3 個月及以上病人的飲食依從性并進行問卷編制。目前，國外研究常利用減重手術自我管理問卷(Bariatric Surgery Self-Management Questionnaire,BSSQ)作為飲食依從性的調查工具，但該問卷尚無漢化版本，且其中個別條目不符合我國人群的飲食文化背景，如使用刀叉等餐具、食用火雞、芝士、黃油等[7]。此外，食物頻率問卷、24 h 膳食回顧法也常被用于術后病人的膳食調查中[8]，但僅能反映營養素的攝入情況是否達到指南推薦的標準，不能反映細嚼慢咽、避免在進餐時攝入液體等進食習慣，缺乏針對性。我國學者僅通過是否遵循某種飲食建議界定飲食依從性，尚未使用科學的調查工具[9]。基于此，本研究旨在編制適用于我國減重代謝術后病人的飲食依從性量表并進行信效度檢驗，以期為護理人員評估飲食依從性及開展針對性的干預提供標準、有效的測量工具。

1 研究方法

1.1 條目池的構建 通過文獻回顧形成量表條目池，檢索國內外有關減重代謝術后病人飲食行為建議的指南、專家共識等[3,6,10-15]，提取具體建議，包括宏量營養素(糖、脂肪、碳水化合物)、微量營養素、液體、進食方式等具體推薦意見。此外，參考國外目前已運用于評估減重代謝術后病人飲食依從性的測量工具的相關條目作為補充來源[7,16]。量表條目設置遵循以下原則：①語言表達明確、清晰，避免出現語義不清或雙重指向的問題；②使用通俗易懂的語言，避免使用專業、生僻的詞匯；③采用自評式量表，均以第一人稱表達。初步形成含有27 個條目的量表條目池，再經課題組成員反復商討，對不恰當的條目內容及表述進行修改，刪除內容重復、難以理解、不符合我國飲食文化背景的5 個條目，形成包括22 個條目的初始量表。

1.2 德爾菲專家咨詢 本研究邀請來自江蘇省內三級甲等醫院或高校的外科學、營養學、護理學及健康教育學領域的專家對初始量表進行評價。專家入選標準：①本科及以上學歷；②中級及以上職稱；③至少具有10 年的臨床醫療或護理工作經驗；④具有減重代謝外科領域的相關理論知識或實踐經驗；⑤具備科學嚴謹、實事求是的科研作風；⑥自愿參加并能全稱參與專家咨詢過程。將咨詢量表制成電子版，以郵件形式發給專家，并要求專家在2 周內反饋給研究者。邀請專家對各條目的重要性和相關性作出評價。重要性評分采用Likert 5 級評分，從“不重要”至“很重要”分別賦值1～5 分。相關性評分采用Likert 4 級評分，從“不相關”至“非常相關”分別賦值1～4 分。根據專家的修改意見對條目進行刪改和增加，條目刪除標準：重要性評分<4.0 分，變 異 系 數>0.25[17-18]。經 課 題 組 商 議 并 修訂內容后，將修訂結果反饋給專家，再進行下一輪的專家咨詢、意見匯總和量表修訂。經2 輪專家咨詢后，專家意見趨于一致，停止咨詢。

1.3 預調查 采用便利抽樣法，選擇2020 年5 月在江蘇省南京市某三級甲等醫院普外減重代謝病區復診的20 例減重代謝術后病人進行預調查。納入標準：①符合《中國肥胖及2 型糖尿病外科治療指南(2019 版)》[6]手術指證；②減重代謝手術類型不限；③手術后時間≥3 個月；④年齡≥18 歲。排除標準：①伴有嚴重并發癥(如出血、消化道瘺等)；②患有嚴重的心腦血管疾病、惡性腫瘤等影響飲食行為的疾病；③處于妊娠或哺乳期；④行修正手術者。剔除標準：①未認真作答，呈現波浪式或直線式規律性作答；②作答過程中放棄填寫者。邀請病人對每個條目是否引起歧義、是否易于理解等提出建議，如果病人提出不理解或表達不恰當的條目，由課題組成員充分討論后對量表內容進行修改和調整。

1.4 信效度檢驗

1.4.1 研究對象 便利抽取2020 年6 月—2021 年1 月在江蘇省南京市某三級甲等醫院普外減重代謝病區復診的減重代謝術后病人。納入標準、排除標準及剔除標準同預調查。樣本量計算根據條目數的5～10倍為準則，探索性因子分析的樣本量要求至少達到100 例[19]，驗證性因子分析的樣本量要求至少為150 例[20]。本研究中，預試量表條目為20 個，按照10%的無效應答率進行計算，總樣本量至少需要260 例，實際納入323 例。本研究通過南京醫科大學第一附屬醫院倫理委員會審批(2020-SR-247)。

1.4.2 調查工具

1.4.2.1 一般資料調查表 包括年齡、性別、文化程度、居住地、婚姻狀態、術前是否具有合并癥、手術方式、手術后時間、體重、身高。

1.4.2.2 減重代謝術后病人飲食依從性量表 該量表為自評量表，共16 個條目、4 個維度，采用Likert 5 級評分法進行計分，1～5 分依次代表“從不”“偶爾”“有時”“經常”“總是”。計算各條目累計得分，反向語義需反向計分，總分為16～80 分，得分越高表明減重代謝術后病人的飲食依從性越好。

1.4.3 資料收集方法 采用面對面紙質問卷調查形式，由研究者本人采用統一的指導語向病人介紹研究目的及意義，簽署知情同意書后發放問卷。填寫過程以病人自行填寫為主，如有疑問，采用統一的語言對條目進行解釋，指導病人作答。針對理解困難或無法自行填寫的病人，研究者向其逐條朗讀條目的內容，不帶任何暗示性語言，并記錄病人的選擇。所有問卷均及時回收并核查內容，如有缺項及時補充完整。共發放問卷352 份，回收有效問卷323 份，回收率為91.8%。

1.5 統計學方法 采用SPSS 25.0 和AMOS 22.0 軟件分析數據。正態分布的定量資料采用均數±標準差（±s）描述；非正態分布的定量資料采用中位數和四分位數間距描述。定性資料采用頻數、百分比（%）表示。采用臨界比值法、離散趨勢法、相關系數法、內部一致性分析及因子分析法進行條目篩選[20]。采用探索性因子分析、驗證性因子分析、內容效度指數評價效度。通過 計 算Cronbach's α 系數、Spearman-Brown 系數評價內部一致性信度。對20 例病人在首次測試后的2 周進行重測，分別計算前后2 次量表總分及各維度得分的Pearson 相關系數以評價重測信度。以P<0.05 為差異具有統計學意義。

2 結果

2.1 德爾菲法專家咨詢結果 2 輪專家咨詢分別發放問卷14 份、12 份，回收有效問卷各12 份，2 輪專家咨詢問卷回收率分別為86%和100%。12 名專家對初始量表進行了評價，2 輪參與的專家相同。所有專家來自江蘇省南京市，其中男2 人，女10 人；年齡35～52 歲；從事研究領域：外科學2 人，營養學3 人，護理學6 人，健康教育學1 人；單位：南京醫科大學3 人，南京醫科大學第一附屬醫院7 人，南京中醫藥大學及南京第二醫院各1 人；職稱：中級職稱5 人，副高級職稱4 人，高級職稱3 人；學歷：本科、碩士、博士各4 人。第1 輪專家提出18 條修改意見，第2 輪專家提出2 條修改意見，專家權威程度均為0.93。2 輪專家咨詢各條目的變異系數分別為0.06～0.36 和0.00～0.28，2 輪Kendall 協調系數分別為0.257，0.324。經小組討論后，刪除“我會用吸管喝水”“我不會等到口渴了再喝水”“我會吃過咸的食物增加口味(如咸菜、咸鴨蛋、臘肉等)”3 個條目；增加1 個條目“我會減少每天攝入主食的量(包括粥、餛飩、面條、土豆泥、南瓜泥等)”；修改7 個表述不恰當的條目，如將“我會采用不健康的烹飪方式(如煎、炸、烤等)”修改為“我會采用煎、炸、烤等烹飪方式”“如果吃零食或者加餐的話，我會選擇低能量、飽腹感強的食物”改為“如果吃零食或者加餐的話，我會選擇低能量、飽腹感強的食物(如低糖水果、牛奶)”等，形成20 個條目的預試量表。

2.2 預調查結果 經預調查，病人認為量表的大部分條目表述清晰、較易理解，只有3 個條目表述不恰當。①原條目中的否定式表述改為正向表述，并作為反向計分條目，改為“我會吃粗糙、堅硬的食物(如堅果、玉米、芹菜等)”“我會吃辛辣刺激的食物(如辣椒、花椒、胡椒、洋蔥等)”。②原條目中“豬、牛、羊等肉類”的脂肪含量相對較高并不被臨床推薦，而《中國2 型糖尿病防治指南(2017 年版)》[10]提出，豬、牛、羊等精瘦肉類蛋白質含量豐富，可以推薦。故改為“我會選擇蛋白質含量豐富的食物，如魚、蝦、蛋、奶或豬、牛、羊等精瘦肉類”。

2.3 病人一般資料 323 例減重代謝術后病人中，男118 例，女205 例；年齡(33.47±9.08)歲；文化程度：專科及以上196 例，高中、中專71 例，小學、初中56 例；婚姻狀態：已婚190例，未婚114例，分居、離異、喪偶19例；居住地：城市261 例，農村62 例；術前合并癥：有215 例，無108 例；手術方式：袖狀胃切除術192 例，胃旁路術24 例，袖狀胃切除術及部分小腸曠置術107 例；體質指數(27.61±6.61) kg/m2；手術后時間：3～<6 個月84 例(26.0%)，6～<12 個 月106 例(32.8%)，12～<24 個月63 例(19.5%)，≥24 個月70 例(21.7%)。

2.4 項目分析 采用以下標準進行條目篩選[20]。①臨界比值法：取總分排名前27%和后27%進行獨立樣本t檢驗，本研究考慮刪除2 個t值<3 的條目，分別是條目6“我會吃粗糙、堅硬的食物(如堅果、玉米、芹菜等)”（t=1.265,P<0.05）和條目12“我會喝含乙醇的飲料或酒(如啤酒、紅酒、白酒等)”（t=2.089，P<0.05）。②離散趨勢法[21]：本研究量表條目標準差為0.72～1.35，考慮刪除標準差<0.75 的條目12(標準差=0.72)。③相關系數法：本研究考慮刪除條目與總分的相關系數（r值）<0.4 或差異無統計學意義(P>0.05)的4 個條目，分別是條目2“我會把食物咀嚼成類似于嬰兒食品的泥狀再吞咽”（r=0.347，P<0.05）、條目6（r=0.166，P>0.05）、條 目12（r=0.211，P<0.05）、條 目15“我一天攝入水果和蔬菜的種類能達到5 種”（r=0.317,P<0.05）。④內部一致性分析：若刪除某個條目后，量表總Cronbach's α 系數增大，則說明該條目與其他條目同質性不高，考慮刪除，本研究預試量表總Cronbach's α 為0.825，條 目6 和 條 目15 刪 除 后 總Cronbach's α 分別上升至0.832，0.826；⑤因子分析法：本研究考慮刪除共同性<0.2 的5 個條目，分別是條目2（共同性為0.117）、條目5（共同性為0.142）、條目6（共同性為0.009）、條目12（共同性為0.038）、條目15（共同性為0.083）；以及因子載荷量<0.4 的5 個條目，分別是條目2（因子載荷量為0.342）、條目5（因子載荷量為0.377）、條目6（因子載荷量為0.092）、條目12（因子載荷量為0.194）、條目15（因子載荷量為0.288）。若條目同時符合上述6 個指標的至少3 個刪除標準，則予以刪除[22]。本研究中，共4 個條目未達到項目分析的要求，分別是條目2、條目6、條目12 和條目15，將其刪除。最終形成含有16 個條目的減重代謝術后病人飲食依從性量表。

2.5 效度檢驗

2.5.1 結構效度 采用隨機數字生成器將所有樣本隨機分為2 部分，一部分(n=167)進行探索性因子分析，另一部分(n=156)進行驗證性因子分析。結構效度針對含有16 個條目的量表進行評價。

2.5.1.1 探索性因子分析 采用SPSS 25.0 對第一部分樣本(n=167)進行探索性因子分析，KMO 值為0.807，Bartlett 球 型 檢 驗 達 到 顯 著 性 水 平(χ2=659.181,P<0.001)，適合進行因子分析。通過主成分分析提取特征根>1 的因子，因子旋轉利用最大方差正交旋轉法。若累計解釋變異量>50%，表明因子分析結果可靠[20]。最終提取4 個公因子，累計方差貢獻率達53.90%，且各條目均在單一因子上載荷>0.4，因此均予以保留。經研究小組協商后，分別將4 個公因子依次命名為飲食控制(因子1，4 個條目)、營養素攝入(因子2，5 個條目)、液體攝入(因子3，3 個條目)、進食習慣(因子4，4 個條目)。見表1。

表1 減重代謝術后病人飲食依從性量表因子分析旋轉成分矩陣

2.5.1.2 驗證性因子分析 采用AMOS 22.0 選取總樣本的另一部分(n=156)進行驗證性因子分析，采用最大似然法對模型的擬合情況進行估計和檢驗，驗證性因子分析結果見圖1。最終擬合結果為：χ2=124.803，卡方/自由度（χ2/df）=1.273，P<0.05，比較擬合指數（comparstive fit index,CFI）=0.948，擬合優度指數（goodness-of fit index,GFI）=0.909，調整擬合優 度 指 數（adjusted goodness-of fit index,AGFI）=0.873，增 量 擬 合 指 數（incremental fit index,IFI）=0.950，非 規 準 適 配 指 數（tueker-lewis index,TLI）=0.937，近似誤差均方根(root mean square error of approximtion,RMSEA)=0.042。

圖1 模型標準化路徑系數圖

2.5.2 內容效度 根據專家對條目相關性評分的評議結果，以條目水平的內容效度指數（item-level CVI，I-CVI）和全體一致性內容效度指數（scale-level CVI/universal agreement，S-CVI/UA）公式進行計算[23]。結果顯示，含有16 個條目的減重代謝術后病人飲食依從性量表的I-CVI 為0.800～1.000，S-CVI/UA 為0.875。

2.6 信度檢驗 減重代謝術后病人飲食依從性量表總的Cronbach's α 系數為0.834，折半信度為0.741，重測信度為0.827(P<0.01)。飲食控制、營養素攝入、液體攝入、進食習慣4 個維度的Cronbach's α 系數分別為0.744，0.729，0.669，0.602；4 個維度的折半信度分別為0.711，0.690，0.694，0.615；4 個維度的重測信度分別為0.738，0.868，0.806，0.760(均P<0.01)。

3 討論

3.1 減重代謝術后病人飲食依從性量表具有科學性 本研究嚴格遵循量表開發程序，確保量表條目的科學性。首先，文獻回顧時檢索了國內外數據庫中有關減重代謝術后病人飲食行為建議的指南、專家共識等，提取適用于病人執行的具體飲食行為建議作為量表條目的主要來源，從而使條目內容包含了病人應遵循的飲食原則。通過參考國外目前已運用于評估飲食依從性的測量工具，例如減重手術自我管理問卷[7]的相關條目作為補充來源，確保條目的全面性。由于本研究編制的量表與減重代謝外科營養相關，國內減重代謝手術目前多在三級甲等醫院開展，故選取三級甲等醫院內有深厚學術造詣或臨床經驗的臨床護理專家、外科醫師和營養學專家進行專家咨詢。此外，選擇來自高校的量表構建方法學專家，進一步提高量表編制過程的規范性。部分臨床護理專家雖為中級職稱，但具備豐富的臨床經驗，對病人的康復狀態非常熟悉，為避免丟失專家的寶貴意見，納入部分中級職稱專家的意見。經預調查，保證了量表條目清晰、語言表達通俗易懂，適合病人自行填寫。通過統計分析，本研究的專家權威程度>0.9，表明專家咨詢結果可靠，可作為量表內容修改的重要依據[24]。本研究發現，2 輪重要性評分的Kendall 協調系數分別為0.257，0.324，可能與納入專家數量較少有關[25]。但最終各條目的變異系數為0.00～0.28，表明專家意見趨于一致。量表初步形成后，依據量表檢驗過程，規范采用了探索性因子分析和驗證性因子分析確定量表的結構，形成最終量表，整個量表構建過程具有科學性。

3.2 減重代謝術后病人飲食依從性量表具有較高的效度 通過探索性因子分析評價結構效度，可確定量表的潛在合理結構[20]。本研究結果顯示，可提取4 個特征根>1 的公因子且累計方差貢獻率達53.90%，表明量表的結構可以接受。將4 個因子分別命名為飲食控制、營養素攝入、液體攝入、進食習慣，與Welch 等[7]開發的減重手術自我管理問卷的維度較為相似，但將蛋白質、維生素、微量元素及碳水化合物攝入情況合并為營養素攝入維度，并且增加了飲食控制維度以評估病人對禁忌食物的攝入情況。此外，本研究采用驗證性因子分析再次對量表的結構效度進行檢驗，結果顯示各項擬合指標均達到了適配標準，表明模型的擬合結果較好[26]。通過計算內容效度指數，發現I-CVI均>0.78，S-CVI/UA>0.8，表明該量表能夠較好地反映所需測量的內容，內容效度較好。因此，本研究編制的量表具有較高的效度，能夠準確評價減重代謝術后病人飲食依從性水平。

3.3 減重代謝術后病人飲食依從性量表具有較高的信度 本研究編制的量表具有較高的信度，能夠作為評價減重代謝術后病人飲食依從性的有效測量工具。信度分析結果顯示，量表的Cronbach's α 系數為0.834，折半信度為0.741，重測信度為0.827，均>0.7[20]，表明量表的內部一致性和穩定性較好。 本量表的Cronbach's α 系數與減重手術自我管理問卷的Cronbach's α 系數（0.83)大致相同，但本研究的量表更適合于我國飲食文化背景下的減重代謝術后病人，具體的飲食推薦意見與我國臨床情境更為一致。由于現階段臨床實踐中常常缺乏對飲食依從性的有效評估，導致飲食教育較為籠統，缺乏針對性[21]。本研究編制的量表可為護理人員評估減重代謝術后病人飲食依從性水平提供有效工具，有利于早期識別依從性較差的病人，采取針對性的飲食指導，從而提高病人飲食依從性，改善減重效果。

4 小結

目前,我國對減重代謝術后病人飲食依從性的研究尚處于起步階段，缺乏合適的測量工具以評估飲食依從性。本研究以文獻回顧為基礎，并以其他量表條目作為補充，確保問卷具有科學的依據。本研究嚴格按照問卷開發程序編制，對問卷進行項目分析及信效度檢驗，以確保問卷的有效性。最終形成包括飲食控制、營養素攝入、液體攝入、進食習慣4 個維度，共16 個條目的減重代謝術后病人飲食依從性量表，為護理人員評估飲食依從性及開展針對性的干預提供實用、有效的測量工具。本研究的不足之處在于，咨詢專家多來自江蘇省內三級甲等醫院和高等院校，可能導致專家的代表性不足。部分專家具有中級職稱，一定程度上影響了專家權威性，可能對量表條目的確定產生影響。此外，選取的樣本均來自江蘇省內一所三級甲等醫院，可能在研究對象的代表性上有所局限。因此，未來仍需在不同地域、不同醫療機構間進行調查及應用研究，以檢驗量表在不同背景及人群中的心理測量學屬性。