老年住院病人衰弱評估量表的研制及信效度檢驗

牛娟娟，石美霞，張紹果，張 靜

1.山西醫科大學護理學院，山西 030000；2.山西醫科大學第一醫院

國家統計局數據顯示，2019 年末中國60 歲及以上老年人口數達到2.54 億人，占總人口的18.1%，65 歲及以上老年人口數達到1.76 億人，占總人口的12.6%[1]。老齡化社會加速發展的背景下，我國將應對老齡化上升為國家戰略，強調要及時發現和控制健康風險因素，促進健康老齡化[2‐4]，而衰弱是影響老年人健康老齡化的一項重要指標[5]。老年病人作為住院病人的主要群體[6]，衰弱發生率高達22.6%[7]。衰弱也是老年住院病人術后重要并發癥發生率、死亡率、存活率、神經認知障礙的影響因素,同時會增加醫療資源的消耗[8‐11]。英國老年醫學會（BGS）指南指出：在任何與老年人有關的醫療保健場所及緊急事件發生時均應進行衰弱評估[12]，但是目前國內沒有公認的老年衰弱評估工具的“金標準”。因此，本研究通過借鑒國外衰弱模型，結合老年住院病人特點，研制老年住院病人衰弱評估量表，旨在為臨床護士評估老年病人衰弱程度提供依據。

1 研究過程及方法

1.1 成立研究小組 研究小組共6 名成員，包括從事老年護理研究的主任護師、副主任護師、在讀研究生各1 名，老年病科主管護師、護士長各1 名，量表編制專家1 名。主要任務是根據查閱文獻的結果確立條目池、制定專家咨詢表、發放及回收專家咨詢表以及專家咨詢結果的整理統計。

1.2 確定條目池 加拿大健康與老齡化研究(CSHA)提出的累積健康缺陷模型是指通過癥狀、體征、異常的化驗值、疾病等缺陷的累積描述老年人的衰弱程度，累積的健康缺陷越多，衰弱程度越嚴重[13]。本研究以該模型為理論基礎，結合文獻回顧得出老年住院病人衰弱危險因素，經研究小組討論，初步擬定老年住院病人衰弱評估量表條目池，包括6 個維度、45 個條目。

1.3 專家咨詢 采用德爾菲法，通過電子郵件、微信等方式發放兩輪咨詢表。專家納入標準：①本科及以上學歷；②10 年及以上老年病科工作經驗；③具有中級及以上專業技術職稱；④自愿參與本研究，咨詢前對老年衰弱研究有一定的了解，能夠提供具有參考價值的意見，并能夠參加本研究直至專家咨詢結束。條目篩選標準為：重要性賦值均數≥4.00 分、滿分比≥0.20、變異系數≤0.20，并進行肯德爾協調系數W 顯著性檢驗。檢驗水準α=0.05[14]。

1.4 預調查 為方便老年人理解，護士更快捷地使用該量表，采用便利抽樣方法，分別選取山西省某三級甲等醫院30 例老年住院病人和護士進行預調查，進一步對量表初稿做相應的調整。

1.5 正式調查 采用便利抽樣法，選取2020 年4 月—5 月山西省4 所三級甲等醫院的200 例老年住院病人為調查對象，調查結果用于項目分析；選取2020年6月—8 月山西省4 所三級甲等醫院的400 例老年住院病人為調查對象，調查結果用于探索性因子分析（n=200）和驗證性因子分析（n=200）。納入標準：①年齡≥60歲;②意識清楚，能完成衰弱評估；③自愿參加本研究，并簽署知情同意書。排除標準:①長期臥床失能、嚴重癡呆者；②惡性腫瘤晚期或正在接受腫瘤放化療者；③因聽力、視力障礙無法配合調查者。

1.6 統計學方法 量表由2 人分別使用Excel 錄入數據，運用SPSS 26.0、SPSS AU 在線軟件、AMOS 23.0軟件進行統計分析。量表評估指標包括項目分析及信效度檢驗。項目分析刪除標準：①臨界比值。量表得分按照升序進行排列，其中低分組為前27%、高分組為后27%，進行獨立樣本t檢驗，差異無統計學意義（P>0.05）或t<3.000 的條目[15]。②相關系數。條目與總分相關系數<0.4。③克朗巴赫系數。刪除某1個條目后，Cronbach's α 系數反而增大。④因子分析。采用主成分因子分析法，提取特征值>1 的公因子，刪除各因子內載荷<0.4 或同時在2 個及以上因子載荷>0.4 的條目[15]。信度檢驗采用內部一致性信度、重測信度評定。效度檢驗：①內容效度。選取前兩輪及時回復且附有詳細意見的6 名專家進行咨詢，根據專家對每個條目與相應維度的關聯性評分計算量表的內容效度和各條目內容效度指數[16]。②結構效度。通過各維度間及各維度與量表總分相關性驗證量表的內部結構效度，探索性因子分析驗證量表結構是否合理，驗證性因子分析驗證量表結構與理論構想擬合程度[17]。③效標關聯效度。通過本研究量表與FRAIL 量表（本研究將FRAIL 量表作為“金標準”）間的Pearson 相關系數評定[18]。

2 結果

2.1 專家咨詢結果 共邀請了來自山西、山東、吉林、北京、四川、上海、河南7 個省市的17 名專家，包括護理管理、老年臨床護理、老年病學、老年流行病學領域，專家年齡為33～56（45.88±7.46）歲；工作年限均≥10年；博士3 名，碩士8 名，本科6 名；正高級職稱5 名，副高級職稱9 名，中級職稱3 名。

第1 輪發放問卷19 份，收回17 份；第2 輪發放問卷17 份，收回17 份。兩輪咨詢問卷有效回收率分別為89.47%、100.00%，提出意見的專家占比分別為82.35%、52.94%，說明專家的積極系數較高。兩輪咨詢的專家權威系數分別為0.887，0.893，說明專家權威程度較高。經過兩輪咨詢，重要性賦值均數為4.29～5.00 分，滿分比為0.53～1.00，變異系數為0.000～0.198。兩輪咨詢的肯德爾和諧系數分別為0.252，0.430，顯著性檢驗P<0.05，說明專家咨詢結果可靠。

經過第1 輪專家咨詢，將“服藥情況”“疾病狀態”“健康狀況”3 個維度合并為“一般健康狀況”，刪除6 個條目，合并13 個條目，將條目“步速減慢”修改為“最大步速<0.8 m/s”；“握力下降”修改為“最大握力：男性<26 kg，女性<18 kg”。第2 輪專家咨詢刪除條目“肢體殘疾”，其余未做修改。兩輪咨詢結束后，形成了包括4 個維度、26 個條目的量表初稿。

2.2 預調查結果 根據30 例病人的調查結果，將“精神心理狀態”維度中的條目“空間定向力（準確說出醫院名稱、樓層、科室）”修改為“空間定向力（準確說出住所名稱、樓層）”；根據30 名護士的調查結果，將“營養狀況”維度中的條目“入院營養評分≥3 分”修改為“入院24 h 內營養風險篩查（NRS2002）評分≥3 分”，將“精神心理狀態”維度中的條目“抑郁”修改為“抑郁評分≥3 分”“焦慮”修改為“焦慮評分≥3 分”。

2.3 項目分析結果 臨界比值法刪除4 個條目（t<3.000）；相關系數法刪除6 個條目（r<0.4），剩余條目相關系數為0.508～0.768；總量表的Cronbach's α 系數為0.914，一般健康狀況領域的B6、B7、B8、B9、B12 條目刪除后Cronbach's α 系數反而增大，故刪除；對26 個條目進行初次因子分析得出：B9 在各個因子的載荷系數均低于0.4，B6、B10、B11 在第3 個因子的載荷系數均<0.4，予以刪除。最終保留19 個條目。

2.4 信度檢驗結果 總量表的Cronbach's α 系數為0.934，各維度Cronbach's α 系數分別為0.895，0.883，0.797，0.957；間隔2 周后選取30 例病人進行重測，重測信度系數為0.809。

2.5 效度檢驗結果

2.5.1 內容效度 總量表內容效度指數（S‐CVI）為0.964，各條目內容效度指數（I‐CVI）為0.830～1.000。

2.5.2 結構效度

2.5.2.1 各維度與量表總分相關性 除營養狀況與精神心理狀態間相關系數為0.376 外，其余均>0.400，見表1。

表1 各維度間及維度與量表總分的相關性（r 值）

2.5.2.2 探索性因子分析 KMO 值為0.902，Bartlett檢驗具有顯著性（χ2=3 943.377，P<0.001），適合做探索性因子分析[18]。采用主成分分析和Kaiser 標準化最大方差法，取特征值>1，共萃取4 個公因子，累計方差貢獻率為75.902%。同時碎石圖可以看出第5 個因子開始曲線趨于平穩，因此，確定為4 個公因子。探索性因子分析碎石圖見圖1。旋轉后的各條目在相應的因子載荷均較大，為0.564～0.937。各條目因子載荷矩陣見表2。

圖1 探索性因子分析碎石圖

表2 老年住院病人衰弱評估量表各條目因子載荷

2.5.2.3 驗證性因子分析法 通過AMOS 21.0 構建結構方程模型，模型擬合指標如下：χ2=291.284，df=133，χ2/df=2.190, 近似誤差均方根（RMSEA）=0.077,擬合優度指數（GFI）=0.878 ,標準適配指數（NFI）=0.922,增值適配指數（IFI）=0.956,非規準適配指數（TLI）=0.943,比較適配指數（CFI）=0.956。模型路徑圖見圖2。

圖2 驗證性因子擬合模型路徑圖

2.5.3 效標關聯效度 本研究量表與FRAIL 量表間的Pearson 相關系數為0.710，呈強相關關系。

2.6 量表界值的確定 以FRAIL 量表為金標準，根據受試者工作特征曲線（ROC）曲線可得，衰弱前期AUC 為0.942[95%CI（0.902，0.983）]，特異度為0.632，敏感度為0.973，衰弱AUC 為0.841[95%CI(0.754,0.928)]，特異度為0.935，敏感度為0.855。根據約登指數最大原則，得出衰弱前期、衰弱的最佳界值分別為1.625 分，7.750 分。ROC 曲線見圖3、圖4。

圖3 診斷衰弱前期ROC 曲線

圖4 診斷衰弱ROC 曲線

2.7 量表的計分方法 條目“ADL 評分”采用0～1 分的4 級評分法，其余條目均采用0 分或1 分的2 級評分法，總分為0～19 分，以量表得分與條目數比值判斷衰弱程度，判斷標準：≤0.086 為健康,0.086～0.408 為衰弱前期,≥0.408 為衰弱。

3 討論

3.1 構建老年住院病人衰弱評估量表的必要性 相關研究顯示，醫院老年病人衰弱發生率高于社區老年人衰弱發生率[7]，而衰弱會導致老年人對長期照護的需求和醫療費用增加[19]。本研究構建的老年住院病人衰弱評估量表有助于臨床醫護人員對衰弱進行準確的評價，根據衰弱等級預測不良結局，預防性采取措施，減少不良結局的發生，延緩衰弱進展；為普及衰弱提供工具，提高醫護人員、病人及家屬對老年人衰弱的關注度。

3.2 老年住院病人衰弱評估量表的嚴謹性 本研究基于CSHA 的累積健康缺陷模型，在構建條目池時遵循以下5 條原則：后天獲得、隨著年齡的增加患病率增加、與健康相關、不會在較年輕的年齡段飽和、具有生物學合理性[20]，保證了量表條目的嚴謹性；之后選取了來自全國7 個省市的17 名專家進行2 輪專家咨詢，課題組反復討論、整理專家咨詢結果，保證了量表維度及條目的清晰、合理；并分別選取了30 例老年住院病人和臨床護士進行預調查，對條目的表述方式進行調整，使其易于老年人理解、護士評估；最后通過臨界比值法、相關系數法、Cronbach's α 系數法、主成分分析法進行條目篩選，形成了包括4 個維度、19 個條目的正式量表，嚴格遵循量表開發過程，保證了量表的嚴謹性、可靠性、實用性。

3.3 老年住院病人衰弱評估量表的科學性 信度評價結果顯示，除營養狀況維度Cronbach's α 系數為0.797 外，總量表及其余各維度Cronbach's α 系數均>0.800，且刪除某條目后分量表的Cronbach's α 系數未增大，因此整個量表的可信度較高；重測信度系數>0.800，說明前后兩次調查一致性較高，結果可靠；探索性因子分析累計貢獻率>70%，說明抽取4 個公因子比較合理，采用最大方差法旋轉后，因子載荷矩陣與最初量表構想一致，說明結構合理；驗證性因子分析結果顯示，擬合優度的χ2/df<3，RMSEA 為0.077,其余指標除GFI 外，均>0.90，模型擬合程度合理[21]。本研究衰弱前期AUC 為0.942，診斷準確率較高，衰弱AUC為0.841，診斷準確率中等[22]，衰弱判斷標準與國外研究結果[23‐24]相差不大。

3.4 老年住院病人衰弱評估量表的可行性 一般完成一份量表的時間在20 min 以內容易被人接受。本量表完成評估所需時間為5～11 min，平均8 min；且大部分病人表示條目表述簡單，易于老年人理解，臨床護士認為條目數較合理，不會增加過多的工作負擔，說明量表的可行性較好。

4 小結

本研究編制的老年住院病人衰弱評估量表包括4個維度、19 個條目，信效度良好，可作為臨床護士評估老年病人衰弱程度的工具。但是本研究為單中心研究，今后可以開展多中心研究，進一步擴大樣本，結合項目反應理論不斷完善量表。