高齡患者主要照顧者誤吸預(yù)防知信行問(wèn)卷編制及信效度分析

劉華龍 葛學(xué)娣

(1.浙江中醫(yī)藥大學(xué)護(hù)理學(xué)院，浙江 杭州 310053；2.解放軍第117醫(yī)院，浙江 杭州 310013)

高齡患者主要照顧者誤吸預(yù)防知信行問(wèn)卷編制及信效度分析

劉華龍1葛學(xué)娣2

(1.浙江中醫(yī)藥大學(xué)護(hù)理學(xué)院，浙江 杭州 310053；2.解放軍第117醫(yī)院，浙江 杭州 310013)

目的編制高齡患者主要照顧者誤吸預(yù)防知信行問(wèn)卷，并進(jìn)行信效度檢驗(yàn)。方法在文獻(xiàn)查閱、專家咨詢的基礎(chǔ)上以知信行理論為框架，初步編制了誤吸預(yù)防知信行問(wèn)卷。采用方便抽樣法選取204名高齡患者的主要照顧者進(jìn)行調(diào)查以修訂問(wèn)卷，根據(jù)調(diào)查結(jié)果采用區(qū)分度分析、相關(guān)系數(shù)分析、Cronbach's α系數(shù)、重測(cè)信度、內(nèi)容效度、結(jié)構(gòu)效度等方法對(duì)該問(wèn)卷進(jìn)行評(píng)價(jià)。結(jié)果本問(wèn)卷共編制32個(gè)條目，包括誤吸預(yù)防知識(shí)10個(gè)、誤吸預(yù)防信念11個(gè)、誤吸預(yù)防行為11個(gè)。總問(wèn)卷內(nèi)部一致性Cronbach's α系數(shù)為0.858，各子問(wèn)卷的Cronbach's α系數(shù)分別為0.874、0.883、0.846，重測(cè)信度為0.736；問(wèn)卷所有條目I-CVI均大于0.830，進(jìn)行探索性因子分析，問(wèn)卷公因子累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為69.035%。結(jié)論編制的高齡患者主要照顧者誤吸預(yù)防知信行問(wèn)卷具有較好的信度和效度，適合在主要照顧者中使用。

高齡患者； 主要照顧者； 誤吸預(yù)防； 知信行

誤吸，即異物吸入，是指患者進(jìn)食(或非進(jìn)食)時(shí)，在吞咽過(guò)程中食物、口腔分泌物或胃內(nèi)容物反流進(jìn)入到聲門以下的氣道，一旦發(fā)生可造成吸入性肺炎、急性氣道阻塞甚至死亡[1]。當(dāng)前我國(guó)老齡人口劇增，老年人尤其是高齡患者與吞咽有關(guān)的神經(jīng)肌肉功能發(fā)生減退，誤吸發(fā)生率高達(dá)43%[2]。多數(shù)醫(yī)院由于護(hù)理人力資源不足，高齡患者住院期間的飲食起居一般由家屬或者專職陪護(hù)負(fù)責(zé)照料[3]。主要照顧者對(duì)于誤吸的認(rèn)知程度直接關(guān)系到高齡患者的住院安全，而目前國(guó)內(nèi)尚未檢索到專門評(píng)估高齡患者主要照顧者的誤吸預(yù)防知信行水平的問(wèn)卷。因此，本研究旨在編制具有較好信效度的誤吸預(yù)防知信行問(wèn)卷，為護(hù)理人員了解主要照顧者的誤吸預(yù)防認(rèn)知現(xiàn)狀、制定相應(yīng)培訓(xùn)方案提供可靠依據(jù)?，F(xiàn)報(bào)告如下。

1 資料與方法

1.1一般資料 采取方便抽樣法，選取杭州市兩所三甲醫(yī)院神經(jīng)內(nèi)科、老年科、高干病房的高齡患者主要照顧者作為調(diào)查對(duì)象。納入標(biāo)準(zhǔn)：(1)80歲以上患者的照顧者，包括家屬、專職陪護(hù)。(2)每日陪護(hù)持續(xù)時(shí)間不少于8h，累計(jì)照顧患者2周以上。(3)知情并同意參加本次調(diào)查，具備基本交流能力。排除標(biāo)準(zhǔn)：(1)因方言交流困難者。(2)有醫(yī)學(xué)專業(yè)背景者。本問(wèn)卷共32個(gè)條目，樣本量應(yīng)為問(wèn)卷?xiàng)l目的5～10倍[4]，考慮到問(wèn)卷脫失，最終樣本量選擇204例。調(diào)查對(duì)象中，男57例(27.9%)，女147例(72.1%)；年齡22～74歲，平均年齡(53.46±6.32)歲；文化程度：小學(xué)及以下129例(63.2%)，初中36例(17.6%)，高中或中專18例(8.8%)，大專及以上21例(10.4%)。個(gè)人角色：專職陪護(hù)151例(74.0%)，家屬53例(26.0%)。照顧患者時(shí)間：<1個(gè)月者73例(35.8%)，1～3個(gè)月者44例(21.6%)，3～6個(gè)月者51例(25.0%)，>6個(gè)月者36例(17.6%)。

1.2研究方法

1.2.1問(wèn)卷編制

1.2.1.1確立條目池 以知信行為理論框架，在查閱文獻(xiàn)、專家咨詢[5-7]的基礎(chǔ)上，根據(jù)主要照顧者的日常護(hù)理內(nèi)容自行編制高齡患者主要照顧者誤吸預(yù)防知信行問(wèn)卷。選取25例住院高齡患者的主要照顧者進(jìn)行預(yù)調(diào)查，根據(jù)其填寫感受反饋，對(duì)條目言語(yǔ)措詞進(jìn)行了修改。隨后根據(jù)修訂后的問(wèn)卷?xiàng)l目邀請(qǐng)專家按照“非常相關(guān)、較強(qiáng)相關(guān)、弱相關(guān)、不相關(guān)”4個(gè)等級(jí)評(píng)價(jià)該問(wèn)卷的每個(gè)條目與相應(yīng)子問(wèn)卷的關(guān)聯(lián)程度。問(wèn)卷包含3個(gè)子問(wèn)卷，采用Likert 5級(jí)評(píng)分法：(1)高齡患者主要照顧者誤吸預(yù)防知識(shí)子問(wèn)卷，條目選項(xiàng)按照“完全不了解”“了解一點(diǎn)，但不確切”“部分了解”“比較清楚”“非常清楚”分別計(jì)1～5分。(2)高齡患者主要照顧者誤吸預(yù)防信念子問(wèn)卷，條目選項(xiàng)按照“完全不同意”“不同意”“不確定”“同意”“完全同意”分別計(jì)1～5分。(3)高齡患者主要照顧者誤吸預(yù)防行為子問(wèn)卷，根據(jù)“從不”“偶爾”“有時(shí)”“經(jīng)?！薄翱偸恰边x項(xiàng)計(jì)1～5分。最后納入204名高齡患者照顧者進(jìn)行問(wèn)卷信效度檢驗(yàn)，形成最終問(wèn)卷：(1)誤吸預(yù)防知識(shí)10個(gè)條目。(2)誤吸預(yù)防信念11個(gè)條目。(3)誤吸預(yù)防行為11個(gè)條目。

1.2.1.2條目統(tǒng)計(jì)學(xué)篩選方法 采用相關(guān)系數(shù)法、區(qū)分度分析法、離散程度法、因子分析法來(lái)進(jìn)行條目的篩選分析。(1)相關(guān)系數(shù)法：考察每條目與初始問(wèn)卷總分的相關(guān)程度，相關(guān)系數(shù)<0.3者考慮刪除[8]。(2)區(qū)分度分析法：將調(diào)查對(duì)象按總得分由高到低排列，總得分前27%個(gè)體為高分組，總得分后27%個(gè)體為低分組，以兩組得分做兩獨(dú)立樣本的t檢驗(yàn)，兩組間差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)的條目考慮刪除。(3)離散程度法：是從敏感性角度篩選條目。條目的離散程度越低,用于評(píng)價(jià)時(shí)區(qū)別能力就越差。為消除各條目維度不同及均數(shù)相差較大的影響，一般采用變異系數(shù)來(lái)衡量離散程度。如果條目變異系數(shù)<75%，該條目考慮刪除[9]。(4)因子分析法：利用條目在公因子上的載荷來(lái)決定條目的取舍，采用探索性因子分析刪除因子載荷小于0.4的條目[10]。最后，結(jié)合臨床實(shí)際，引入“經(jīng)驗(yàn)法”對(duì)條目的保留或刪除進(jìn)行調(diào)整。

1.2.2資料收集方法 由研究者提前與各科室護(hù)士長(zhǎng)說(shuō)明研究目的，取得其同意后，由經(jīng)過(guò)培訓(xùn)的調(diào)查員使用統(tǒng)一指導(dǎo)語(yǔ)向高齡患者照顧者介紹該調(diào)查的目的及意義，問(wèn)卷匿名發(fā)放。對(duì)于不能書寫者，由研究者解釋問(wèn)卷，根據(jù)被調(diào)查者的選擇代為填寫。問(wèn)卷當(dāng)場(chǎng)作答當(dāng)場(chǎng)回收。本次調(diào)查共發(fā)放問(wèn)卷221份，回收有效問(wèn)卷204份，有效回收率為92.31%。

1.2.3統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 所有數(shù)據(jù)均經(jīng)2人核對(duì)無(wú)誤后錄入Excel，采用SPSS 19.0軟件包進(jìn)行分析。采用t檢驗(yàn)進(jìn)行極端組檢驗(yàn)，Cronbach’s α系數(shù)、重測(cè)信度評(píng)價(jià)問(wèn)卷信度；采用內(nèi)容效度、結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行問(wèn)卷效度評(píng)價(jià)。

2 結(jié)果

2.1問(wèn)卷?xiàng)l目篩選結(jié)果 根據(jù)條目與問(wèn)卷總分相關(guān)系數(shù)<0.3考慮刪除K6、K9；根據(jù)條目與所屬維度相關(guān)系數(shù)<0.4考慮刪除P6。根據(jù)區(qū)分度分析法，以t檢驗(yàn)檢驗(yàn)高低分組在所有條目上的差異，結(jié)果顯示均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)。根據(jù)變異系數(shù)結(jié)果，建議刪除問(wèn)卷?xiàng)l目為：K2、K7、A1、A3、A6、A8、A10、A11、P1、P2、P3、P5、P6、P8、P10、P11。根據(jù)因子分析結(jié)果，建議刪除問(wèn)卷?xiàng)l目：K5、A2。各條目具體內(nèi)容，見表1。

表1 高齡患者主要照顧者誤吸預(yù)防知信行問(wèn)卷?xiàng)l目

2.2問(wèn)卷信度 各子問(wèn)卷的內(nèi)部一致性Cronbach's α系數(shù)分別為0.874、0.883、0.846，總Cronbach's α信度系數(shù)為0.858。發(fā)放問(wèn)卷2周后算得重測(cè)信度系數(shù)為0.736，各條目重測(cè)信度均大于0.70(P<0.05)。

2.3問(wèn)卷效度

2.3.1內(nèi)容效度 采用內(nèi)容效度指數(shù)(Content validity index，CVI)表示內(nèi)容效度，經(jīng)6位專家咨詢?cè)u(píng)定后得出問(wèn)卷?xiàng)l目?jī)?nèi)容效度(I-CVI)和量表平均內(nèi)容效度(S-CVI/Ave)。結(jié)果顯示：?jiǎn)柧硭袟l目I-CVI均大于0.830，S-CVI/Ave為0.948。

2.3.2結(jié)構(gòu)效度 應(yīng)用SPSS軟件分別對(duì)各子問(wèn)卷的條目進(jìn)行探索性因子分析，依照KMO和Bartlett球形檢驗(yàn)判斷問(wèn)卷是否均適合做因子分析。問(wèn)卷的KMO值為0.731，Bartlett近似卡方(χ2)為1 671.836，P<0.01。一般要求KMO須達(dá)到0.7以上，以上數(shù)據(jù)表明適合做因子分析。在未限制因子提取個(gè)數(shù)的情況下采用主成分分析法，提取特征值大于1的因子共產(chǎn)生11個(gè)公因子，可解釋累積變異的69.035%。探索性因子分析結(jié)果見表2和表3。

表2 高齡患者主要照顧者誤吸預(yù)防知信行問(wèn)卷因子載荷矩陣(n=204)

表3 因子解釋原始變量總方差結(jié)果

3 討論

3.1問(wèn)卷編制的意義 知信行理論自上世紀(jì)60年代由美國(guó)哈佛大學(xué)Mayo提出，它包括獲取知識(shí)、樹立信念及產(chǎn)生行為3個(gè)連續(xù)步驟成功應(yīng)用于人類健康行為的改變[11]。目前承擔(dān)住院高齡患者飲食起居工作的照顧者主要是專職陪護(hù)及患者家屬，他們的誤吸預(yù)防知識(shí)、信念及行為能力直接關(guān)系到患者的住院安全及疾病預(yù)后。因此，有必要了解高齡患者主要照顧者目前的誤吸預(yù)防知信行水平，糾正其錯(cuò)誤的認(rèn)知觀念及行為，減少高齡患者誤吸的危險(xiǎn)因素從而促進(jìn)疾病轉(zhuǎn)歸。但目前國(guó)內(nèi)對(duì)高齡患者照顧者誤吸預(yù)防知信行水平評(píng)價(jià)的問(wèn)卷較少，本研究以KAP理論為框架，初步形成了高齡患者主要照顧者誤吸預(yù)防知信行問(wèn)卷。

3.2問(wèn)卷?xiàng)l目篩選與信效度分析

3.2.1條目篩選 研制出的量表要想切實(shí)可用，前提是要做好條目篩選。本研究中相關(guān)分析顯示：條目與所屬子問(wèn)卷的相關(guān)系數(shù)均高于0.4，說(shuō)明條目代表性與獨(dú)立性較好。區(qū)分度分析中，條目高低分組差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。在離散程度法和因子分析中有較多條目的變異系數(shù)較小，這可能與樣本的選擇存在偏移和樣本量有關(guān)。因子分析中K5、A2因子載荷未達(dá)到0.4，但由于這4種方法為篩選條目的經(jīng)典方法[9]，當(dāng)同一條目累計(jì)刪除次數(shù)達(dá)到2次以上方可考慮刪除。

3.2.2問(wèn)卷的信度 信度即可靠性，是反映問(wèn)卷穩(wěn)定性和一致性的指標(biāo)。一般認(rèn)為，如果總問(wèn)卷的Cronbach's α系數(shù)>0.8，各子問(wèn)卷的Cronbach's α系數(shù)>0.6，則說(shuō)明該問(wèn)卷的內(nèi)部一致性較好[7]。本研究中誤吸預(yù)防知識(shí)、信念、行為子問(wèn)卷的Cronbach's α系數(shù)分別為0.874、0.883、0.846，總問(wèn)卷的Cronbach's α信度系數(shù)為0.858，均符合要求。重測(cè)信度主要反映兩次調(diào)查結(jié)果的相關(guān)系數(shù)，重測(cè)信度系數(shù)為0.736。該問(wèn)卷Cronbach's α系數(shù)與重測(cè)信度均較為理想，表明本問(wèn)卷具有較好的內(nèi)部一致性。

3.2.3問(wèn)卷的效度 內(nèi)容效度(Content validity)反映調(diào)查內(nèi)容的代表性，指一個(gè)量表實(shí)際測(cè)到的內(nèi)容與所要測(cè)量的內(nèi)容之間的吻合程度[12]。本研究從問(wèn)卷內(nèi)容效度與結(jié)構(gòu)效度兩方面來(lái)評(píng)價(jià)問(wèn)卷的效度。其中衡量?jī)?nèi)容效度最常用的指標(biāo)為CVI，其又分為I-CVI與S-CVI。當(dāng)咨詢專家人數(shù)≤5人時(shí)，I-CVI要求為1.00；當(dāng)人數(shù)≥6人時(shí)I-CVI可以降低，但不得低于0.78。此外，S-CVI通常用專家評(píng)分為3或4的條目I-CVI的平均值(S-CVI/Ave)來(lái)體現(xiàn)，通常不小于0.90[13]。經(jīng)過(guò)兩輪專家評(píng)定，該問(wèn)卷的I-CVI均達(dá)到0.833及以上，S-CVI/Ave為0.948，表明內(nèi)容效度良好。因子分析的核心思想是在眾多變量中找出隱藏的具有代表性的因子，將相同本質(zhì)的變量納入一個(gè)因子，從而減少變量的數(shù)目[14]。一般問(wèn)卷公因子累計(jì)方差貢獻(xiàn)率需達(dá)到40%以上且每個(gè)條目在相應(yīng)公因子上載荷>0.4，則認(rèn)為該問(wèn)卷具有較好的結(jié)構(gòu)效度[10]。在使用探索性因子分析前，首先需計(jì)算KMO值并進(jìn)行Bartlett球形檢驗(yàn)，判斷原始變量是否適合進(jìn)行因子分析，當(dāng)KMO>0.7、Bartlett球形檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)概率值P<0.05時(shí)可進(jìn)行因子分析[10]。本問(wèn)卷的KMO值為0.731，Bartlett近似卡方(χ2)為1671.836，P<0.01，滿足該條件。本研究中各子問(wèn)卷采用探索性因子分析提取的11個(gè)公因子累積方差貢獻(xiàn)率為69.035%，各因子載荷也均大于0.4，表明各條目在公因子中的分布基本符合問(wèn)卷的理論框架構(gòu)想。但探索性因子分析后發(fā)現(xiàn)，個(gè)別條目在子問(wèn)卷的歸屬存在問(wèn)題，其與問(wèn)卷編制中理論設(shè)置不相符。在聽取專家意見及考慮到具體臨床情境后，仍將其納入相應(yīng)子問(wèn)卷中。

綜上所述，本研究初步編制的高齡患者主要照顧者誤吸預(yù)防知信行調(diào)查問(wèn)卷，具有較好的信效度，可用來(lái)評(píng)價(jià)照顧者的誤吸預(yù)防知信行水平，為開展針對(duì)性的宣教培訓(xùn)提供依據(jù)。但由于該問(wèn)卷僅納入2所三甲醫(yī)院高齡患者照顧者進(jìn)行調(diào)查，樣本量較少，樣本代表性欠佳。此外，由于該問(wèn)卷以知信行為理論基礎(chǔ)，對(duì)問(wèn)卷的結(jié)構(gòu)模型擬合度應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，以便對(duì)該問(wèn)卷進(jìn)行修訂完善。

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Establishmentofaspirationpreventionknowledge,attitudeandpracticequestionnairefortheprimarycaregiversintheelderlypatientsanditsreliabilityandvaliditytesting

Liu Hualong1, Ge Xuedi2
(1.SchoolofNursing,ZhejiangChineseMedicalUniversity,HangzhouZhejiang310053; 2.No.117HospitalofPLA,HangzhouZhejiang310013)

ObjectiveTo develop a knowledge, attitude and practice questionnaire towards aspiration prevention for the primary caregivers in the elderly patients, and to test its reliability and validity.MethodsThe initial formation of the questionnaire entry pool formed based on KAP theory by using the methods of literature review and expert consultation. 204 primary caregivers were selected to carry out the survey by using the convenience sampling method to revise the questionnaire. According to the results of the questionnaire, the questionnaire was evaluated by using the discriminant analysis, correlation coefficient analysis, Cronbach's alpha coefficient, test-retest reliability, content validity and construct validity.Results32 items were included in this aspiration prevention questionnaire, including 10 items of knowledge, 11 items of attitude and 11 items of practice. Cronbach's alpha coefficient of the questionnaire was 0.858, the Cronbach's alpha coefficient of each sub-questionnaire was 0.874, 0.883 and 0.846 respectively. And the test-retest reliability was 0.736, all items of questionnaire I-CVI were greater than 0.830. The exploratory factor analysis was conducted, and the cumulative variance contribution of the common factors is 69.035%.ConclusionThe KAP questionnaire of aspiration prevention in primary caregivers of elderly patients has good reliability and validity, and it is suitable to use in primary caregivers.

Elderly patients; Primary caregivers; Aspiration prevention; Knowledge-attitude-practice

R473.59

A

10.16821/j.cnki.hsjx.2017.20.04

2016-11-14)

劉華龍(1992-)，男，河南信陽(yáng)，碩士在讀，護(hù)士，研究方向：臨床護(hù)理

葛學(xué)娣，E-mail：gxd111117@sina.com