類風濕關節炎患者長期服藥執行意向問卷的編制及信效度檢驗

王敏 譚江紅 賀曉元 王浪 文振華 馬虹霞 劉慧蓉 袁斗

(株洲市中心醫院，湖南 株洲 412000)

類風濕關節炎是一種常見的慢性、進行性、關節侵蝕為主的自身免疫性疾病，其病程較長，具有反復發作、致殘率高的特點[1]。國內外研究數據顯示，全世界類風濕關節炎發病率為0.5%～1.0%[2]，而國內發病率約為0.42%[3]；其致殘率卻高達61.3%[4]，嚴重影響了患者的生活質量。美國風濕病學會規定，類風濕關節炎患者一經診斷就應使用改變病情的抗風濕藥治療，且需長期甚至終身服用[5]。有研究[6-7]表明，60%以上的類風濕關節炎患者有長期服藥意向，但依從性較差，嚴重影響患者的治療效果和預后。因此，促進類風濕關節炎患者長期服藥意識向行為的轉變十分重要。執行意向是一種具體的執行計劃，告訴我們何時何地以何種方式來達成自己的目標，在意向和行為之間起調節作用，促進意向到行為的轉化[8]。然而，目前國內關于類風濕關節炎患者長期服藥執行意向的研究較少，且尚缺乏長期服藥執行意向的測評工具。本研究旨在研制一個符合我國文化背景并具有良好信效度的類風濕關節炎患者長期服藥執行意向評價工具，以期為調查患者長期服藥執行意向的現狀及后續的干預措施提供依據。

1 對象與方法

1.1研究對象

1.1.1咨詢對象 本研究共邀請來自長沙、天津、株洲等地的20名專家進行2輪問卷函詢。其中風濕免疫專家13人，藥劑專家1人，心理咨詢師1人，學校教授5人。專家年齡34～57歲；工作年限10～37年；博士學歷9名，碩士學歷11名；正高級職稱6名，副高級職稱12名，中級職稱2名。

1.1.2問卷調查對象 采用方便抽樣法，選取2021年8-12月株洲市某三甲醫院門診或住院患者為研究對象。納入標準：(1)年齡≥18歲。(2)符合診斷標準。(3)理解認知能力正常。(4)曾服用過抗風濕藥物。(5)自愿參加本研究并簽定知情同意書。排除標準：合并惡性腫瘤等嚴重疾病及無法配合者。

1.2研究方法

1.2.1成立研究小組 成立課題研究小組，小組成員包括護理部主任(研究生導師)1名，風濕免疫科醫療專家1名，風濕免疫科護理專家1名，心理科醫生1名，護理碩士研究生2名。護理部主任負責整個研究過程的思路和質量把控，風濕免疫科醫療、護理專家和心理專家負責指導條目的選擇與制定，護理碩士研究生負責查閱國內外文獻、函詢的發放、資料的收集與整理。研究小組成員通過頭腦風暴法初步構建問卷條目，編制問卷函詢表，確定函詢專家，護理碩士研究生再對函詢結果進行資料整理、歸納、反饋及統計分析。

1.2.2理論依據及框架 執行意向理論是 Gollwitzer[8]提出的，旨在確定如何加強人們的行為選擇以達到目標的可能性，確保行動與目標相符并監控超出計劃的行為，它能增加情境和行為的聯結，有助于將計劃變成實踐。本研究以執行意向及具體形式為理論依據，參考風濕免疫病患者服藥依從性現狀及服藥依從性影響因素和原因分析等相關文獻[9-10]，結合研究小組討論結果，初步形成類風濕關節炎患者長期服藥執行意向問卷條目共20條。問卷包括2個維度，其中行動計劃和應對計劃各10個條目。量表采用Likert 5 級評分法(完全不符合=1分，不符合=2分，不一定=3分，符合=4分，完全符合=5分)。得分越高，說明患者長期服藥執行意向越強。

1.2.3德爾菲專家咨詢 本研究采取德爾菲專家函詢法，共邀請20名專家對問卷的條目進行評定。函詢問卷包括4部分。(1)前言部分，向專家說明本次研究的目的和意義。(2)內容部分，向專家介紹本研究的理論框架及操作性定義，并附上問卷填寫說明。(3)類風濕關節炎患者長期服藥執行意向函詢初始問卷，采用Likert 5級評分法進行評分，其中“很重要=5分、較重要=4分、一般=3分、不太重要=2分、不重要=1分”，設置“修改”欄和“新增”欄，以便專家對條目進行修改和補充。(4)專家的一般資料調查表、專家對內容熟悉程度調查表以及判斷依據表。本研究共進行2輪專家函詢，專家函詢問卷以紙質版或微信形式發送。本研究在進行第1輪專家函詢問卷回收后，研究小組成員對專家返回的問卷進行整理、討論和分析，對相關問卷條目進行修改后形成新一輪的問卷再次發送給專家，直至專家意見趨于一致后停止函詢。

1.2.4預調查 通過方便抽樣法，對株洲市中心醫院門診或住院的30例類風濕關節炎患者進行預調查。預調查中未反映問卷有語言表述不清、不能理解或有歧義的條目，故保留問卷初稿所有條目進行下一步研究。

1.2.5樣本量計算 根據統計學中因子分析的要求[11]，樣本量為條目數的5～10倍。本研究條目數為18條，考慮10%～20% 的失訪率，最終發放問卷240份，有效回收229份，有效回收率為95.42%。

1.3資料收集 資料統一由經過培訓的護士收集，采用面對面的方式進行問卷調查(如果患者填寫不方便可以由護士詢問患者每個條目答案并代為填寫)，問卷在獲得患者知情同意后發放，若被調查者有疑問，調查人員解釋清楚后再填寫。問卷填寫完成后及時收回并核對，若空缺在20%以上視為無效問卷。

2 結果

2.1專家函詢結果 第1輪與第2輪均發放20份專家函詢資料并全部收回，有效回收率為100.00%，表明專家的積極程度較高；專家權威系數分別為0.832和0.833，說明專家權威性較高。2輪專家函詢協調系數分別為0.101和0.178，(P值均<0.01)，說明函詢結果協調性較好，結果可靠。第2輪專家函詢后問卷各條目重要性賦值均數為4.63，變異系數為0～0.04。

第1輪專家函詢后，刪除條目“我已經計劃好完成每日服藥后對自己的獎勵”。增加條目“我從心理和行動上都準備好了要堅持服藥”。將“如果服藥一段時間后疾病仍未緩解或者時常反復，我不會自行停藥，會及時與醫生聯系，重新制定用藥方案”“如果服藥一段時間后感覺疾病已經得到控制，我不會自行停藥，會及時與醫生聯系復查后聽取醫生意見”與“如果堅持服藥一段時間后感覺藥費負擔不起，我不會自行停藥，會及時聽取醫生意見調整藥物”這3個條目，合并為“如果服藥計劃因為病情變化(好轉或反復)或者其他客觀因素(如負擔不起藥費、沒有按時復診等)不能執行時，我會主動詢問醫生原服藥方案是否需要修改。修改條目B5，“我已經知曉所服用藥物的副作用”修改為“我已經知曉所服用藥物的注意事項”。修改條目B13，“如果在服藥后出現藥物不良反應，我會及時與醫生聯系溝通而不是自行停藥”修改為“如果出現藥物不良反應，我會及時與醫生聯系，在進行針對性處理后，詢問是否需要繼續服用此藥而不是自行停藥”。修改條目B14，“如果看到某些同伴沒有堅持服藥，我不會受他們影響，我會堅持繼續服藥”修改為“如果看到某些同伴中途停藥或者改服‘江湖神藥’，我不會受他們影響，我會堅持繼續服藥”。修改條目B15，“如果我的家人無暇監督我服藥，我也會按照計劃自行服藥”修改為“如果我的家人無暇監督我服藥，我也會按照計劃自覺服藥”。修改條目B17，“如果我忘記服藥，我會采取調鬧鐘準時服藥等措施”修改為“如果經常忘記服藥，我會采取調鬧鐘等方式提醒自己服藥”。修改條目B18，“因為藥物種類太多，每種藥物服用時間、方法也不一樣，如果我漏服或錯服藥物，我會主動采取措施防止再次發生，如制定服藥時間和種類表等”修改為“如果我經常漏服或錯服藥物，我會采取簡單有效的方法(如制定服藥時間和種類表等)，防止錯誤再次發生”。根據第1輪專家函詢修改意見，結合課題小組研究討論結果，重新修訂專家函詢問卷，并于2周后再次發送給20位專家進行第2輪專家函詢。函詢結果反饋：修改條目1的表述，“我已經知曉每日服藥的時間”修改為“我已經計劃好每日服藥的時間”，表述更能體現患者的行動計劃，其余專家并無新的意見提出。最終形成的問卷包括2個維度，18個條目。見表1。

表1 第2輪函詢各條目專家重要性評分結果及變異系數

續表1 第2輪函詢各條目專家重要性評分結果及變異系數

2.2項目分析結果

2.2.1地板效應和天花板效應 采用偏度系數和峰度系數來判別地板效應和天花板效應，即偏度系數>1時存在地板效應，<-1時存在天花板效應。通過檢驗，量表總分的偏度系數為0.535，峰度系數為-0.262，說明沒有明顯的地板與天花板效應，該量表能夠較好地評價服藥執行意向。

2.2.2同質性檢驗 相關系數法[11]用于測量問卷的各個條目得分與問卷總分的相關程度，問卷各條目與總得分做Person相關性分析，相關系數均>0.4，且具有統計學意義(P<0.001)，表明各條目與量表之間的關系較為密切，量表同質性較好。

2.2.3條目區分度檢驗 利用臨界比值法對量表各條目間的區分度進行檢驗。首先將量表得分從高到低進行排序，設總得分≥72分者為高分組(前27%)，總得分≤54分者為低分組(后27%)，然后采用獨立樣本t檢驗分析各條目在2組間是否存在統計學差異。本研究結果顯示：各條目在高分組與低分組的差異有統計學意義(P<0.001)，且各條目t值統計量分布在9.71～19.18，t值均>3，表明各條目區分度較好。

2.3效度分析 采用探索性因子分析方法檢驗問卷的結構效度。本研究經探索性因子分析結果顯示：KMO值為0.925，Bartlett球形檢驗卡方值為9 370.468，自由度為153，P<0.001，適合做因子分析。采用主成分分析法進行因子分析，并進行最大方差旋轉，以碎石圖及特征值≥1.0，提取2個公因子，其特征值分別為12.938和1.682，累計方差貢獻率為81.219%。因子1屬于行為計劃，主要體現患者對于長期服藥計劃行動目標的準備，包括條目1～10；因子2屬于應對計劃，主要描述阻礙完成長期服藥行為目標的應對計劃，包括條目11～18。見表2和圖1。

表2 探索性因子分析結果

圖1 因子分析碎石圖

2.4信度分析 對問卷做信度分析，總量表的Cronbach′s α系數為0.988，分半信度Spearman-Brown系數為0.947。各因子Cronbach′s α系數范圍為0.961～0.976，分半信度Spearman-Brown系數范圍為0.963～0.991。

3 討論

3.1類風濕關節炎患者長期服藥執行意向問卷編制的重要性 據調查結果[12]顯示，中國大陸地區類風濕關節炎總患病人數約500萬。目前藥物治療仍是其主要的治療手段[13]。國內外研究[14-15]表明，類風濕關節炎患者長期服藥依從性普遍較低，國內用藥依從率為33.9%～74.43%[7,14]，國外約為58%～75%[16]，且隨著用藥時間延長而下降[17]；而較低的用藥依從性會導致患者發病率、殘疾率和病死率上升以及醫療費用的增加[18]。雖然目前國內有風濕病藥物依從性問卷，部分患者也有長期服藥意向，但是依從性主要是體現患者對服藥的被動接受心理，而執行意向則是體現患者為達到長期服藥目標運用自身及外界能量所做的準備。且研究[19-20]表明，執行意向的激活能有效提高腦卒中患者的鍛煉行為，改善糖尿病患者的服藥依從性。因此，促進類風濕關節炎患者的長期服藥目標實現，必須注重患者從長期服藥行為意向到具體行為的主動轉變及應對措施，從而促使患者長期服藥執行意向的形成。本研究基于行為執行意向的理論框架與類風濕關節炎患者長期服藥依從現狀及影響因素，構建了類風濕關節炎患者行為執行意向問卷條目，對了解類風濕關節炎患者服藥執行意向，改善長期服藥行為有較強的現實意義。

3.2類風濕關節炎患者長期服藥執行意向問卷編制的科學性 本研究初始條目池以執行意向及具體形式為理論框架，通過廣泛查閱國內外文獻，結合風濕免疫病患者服藥依從性現狀及服藥依從性影響因素和原因分析等相關文獻，召集課題小組成員開會討論后形成。通過遴選相關領域的20名專家進行兩輪德爾菲函詢，專家來自風濕免疫方面臨床、護理實踐、護理管理、護理教育、藥劑及臨床心理領域，且都是研究生以上學歷，從業年限為10～37年，并在各自的領域中有較突出的成績和豐富的經驗，為本研究提供全面而專業的指導。專家對本研究的積極程度較高，均在2周內全部返回；兩輪專家的權威系數均>0.8，協調系數分別為0.101和0.178，說明專家權威性較高，協調性較好。通過兩輪德爾菲專家函詢對初始條目進行修改和篩選，在每輪專家函詢結束后課題小組組織開會再次討論條目修改和表述，再通過條目同質性檢驗、區分度檢驗和探索性因子分析，形成2個維度18個條目的正式問卷。整個問卷編制過程嚴謹，問卷結構合理，有較強的科學性，能較好反映類風濕關節炎患者長期服藥執行意向情況。

3.3問卷具有較好的信效度 信度和效度是衡量問卷標準化程度高低的重要指標。Cronbach′s α系數、折半信度代表了量表的內部一致性，其中Cronbach′s α系數0.8～0.9表示內部一致性較高；折半信度一般以0.7作為可接受標準[21]。本研究問卷Cronbach′s α系數為0.988，分半信度Spearman-Brown系數為0.947。各因子Cronbach′s α系數范圍為0.961～0.976，分半信度Spearman-Brown系數范圍為0.963～0.991，說明問卷具有較好的內部一致性。關于探索性因子分析，一般情況下，量表提取公因子能夠解釋50%以上的變異，且每個條目在相應因子上載荷量>0.4，則認為該量表的結構效度良好[22]。本問卷以碎石圖及特征值≥1.0，提取2個公因子，其特征值分別為12.938和1.682，且18個條目的載荷量為0.662～0.904，累計方差貢獻率為81.219%，表明問卷的結構較為合理。

綜上所述，本研究編制的類風濕關節炎患者長期服藥執行意向問卷具有較好的信效度，實用性較強，能夠較為全面地評估類風濕關節炎患者長期服藥執行意向，并為以后構建切實的干預措施提供參考依據。但本研究僅納入1家三級甲等醫院的類風濕關節炎患者，且只進行了探索性因子分析，未進行驗證性因子分析，沒有開展大樣本、多中心的信、效度檢驗，具有一定的局限性。