慢性阻塞性肺疾病患者衰弱评估量表的编制及信效度检验

杨 婧，郭洪花，李敏香，张彩虹

（1.海南医学院国际护理学院，海南 海口 571199；2.海南医学院第二附属医院护理部，海南 海口 570311）

衰弱是一种由年龄增长或各种健康问题导致的机体易损性增加，机体抗应激能力减退的状态［1-3］。衰弱与慢性阻塞性肺疾病（chronic obstructive pulmonary diseases，COPD）之间存在着互为因果的关系［4］，COPD患者发生衰弱的风险高，而衰弱又可增加COPD患者发生跌倒、残疾、感染、再入院、死亡等不良结局的风险［5-9］。虽然COPD是不可逆的，但是衰弱具有可逆性，特别是在衰弱前期进行干预可延缓衰弱的进程，甚至逆转至无衰弱阶段，对COPD患者的预后具有促进作用［10，11］。因此，尽早对COPD患者的衰弱进行准确评估及干预尤为重要。但是，目前缺乏针对COPD患者的衰弱评估工具，国内外的学者只能采用现有的适用于老年人的衰弱评估工具，而这类评估工具均未结合COPD的疾病特点，评估条目中并未纳入COPD患者衰弱的敏感测量指标，从而无法准确全面地评估COPD患者的衰弱情况［1］，导致评估结果异质性大，缺乏借鉴的现实意义。由此可见，亟需编制专门的COPD患者衰弱评估量表。因此，本研究在国内外前期研究的基础上，根据“衰弱整合模式”，结合我国的文化背景，综合考虑COPD疾病特点，将COPD患者衰弱定义为：COPD患者合并存在的，由个人因素和疾病因素导致的，可在一定程度上延缓甚至逆转的，并能影响COPD患者的预后及转归的复合衰弱状态，主要表现为生理功能减弱，呼吸道症状明显，心理情绪消极，以及社会适应不良。本研究以COPD患者衰弱的定义为操作性概念，编制适用于我国COPD患者的衰弱评估量表并检验其信度和效度。

1 资料与方法

1.1 咨询专家

符合专家遴选标准的专家参与专家咨询。纳入标准：工作10年以上；副高及以上职称；本科及以上学历；具有良好的积极性，能完整参与3轮专家咨询；具有呼吸内科学、老年学、护理学等医学专业背景者；具有量表编制经验或衰弱研究经历者。剔除标准：第一轮专家咨询中专家权威程度低，积极性低，专家咨询问卷填写质量不高者。

1.2 调查对象

采用便利抽样法，选取海南省3所三甲综合性医院符合纳排标准的COPD患者作为调查对象。纳入标准：符合2017版GOLD指南中的COPD诊断标准［12］；意识清楚；理解能力正常；语言表达功能正常；可自主或在研究员的协助之下完成问卷填写；自愿参与者。排除标准：合并精神异常及智力障碍者；体质过分虚弱不能完成调查者；个人要求终止调查或不愿意不配合调查者；合并严重躯体功能或神经系统损害者（如偏瘫、帕金森等）。

1.3 方法

1.3.1 量表条目池的形成 采用文献分析法组建条目池。衰弱整合模式指导了本研究COPD患者衰弱的界定，以及COPD患者衰弱评估量表的框架的构建。Gobbens等［13，14］在2010年研 发 的“衰弱整合模式”认为衰弱是一种动态的过程，衰弱会受到多种因素的影响，如个人因素和疾病因素，在躯体、心理、社会方面表现出衰弱，个体的自理能力下降出现不同水平的下降，对医疗相关资源的需求进一步增加，最后导致了死亡风险的增加。通过对文献进行回顾性分析，分析COPD患者衰弱的影响因素，并参考国内外关于衰弱的评估工具，共提取94个条目，形成了COPD患者衰弱评估量表的条目池。

1.3.2 测试版量表的形成 采用德尔菲专家咨询法，对条目进行筛选，形成测试版量表。遴选了22名来自全国12个省、直辖市的医院或者医学院校且符合标准的专家，包括呼吸内科学、护理学、老年学等方面，其中10位专家具有编制量表的经验，12位专家具有衰弱研究的经历，于2019年4～9月共进行三轮专家咨询。

1.3.3 暂定版量表的形成 采用问卷调查法，对测试版量表进行预测试调查，形成暂定版量表。预测试的样本量需考虑是否适宜进行因子分析，故样本量应为条目的5～10倍［15］。本研究形成的《COPD患者的衰弱评估量表（测试版）》共27个条目，以量表条目数的10倍计算，考虑20%的样本脱落率，样本量为338。采用便利抽样法，于2019年9～10月，对符合纳排标准的COPD患者进行调查。对预测试调查的资料进行相关性分析、决断值及其t检验、探索性因子分析，P≤0.05 视为有统计学意义。条目的删除标准包括因子载荷值＜0.50 ，具有多重负荷且负荷值较接近，因子归类不合理，因子中不高于3个条目，公因子方差＜0.30［16］。

1.3.4 正式版量表的形成 采用问卷调查法，对暂定版量表进行正式测试调查，形成正式版量表，并对其进行信效度检验。量表信效度检验时量表条目数与样本数的比例为1∶10［17］。本研究经过预测试后形成的《COPD患者的衰弱评估量表（暂定版）》共24个条目，考虑20%的样本脱落率，样本量为300。采用便利抽样法，于2019年11～12月，对符合纳排标准的COPD患者进行调查，对正式测试调查的资料进行探索性因子分析和验证性因子分析。

1.4 统计学处理

运用SPSS17.0 软件和AMOS22.0 软件进行统计分析，函询专家及调查对象的一般人口学资料使用频数、均数、标准差、构成比进行描述性分析。量表条目筛选采用相关性分析、重要性评价、临界比值法和探索性因子分析，量表的效度评价采用内容效度、结构效度、校标关联效度，量表的信度评价采用内部一致性和重测信度。

2 结果

2.1 德尔菲专家咨询的评议结果

专家年龄36～62岁，平均年龄46.35 岁，从事专业年限11～39年，平均23.20 年。三轮咨询问卷的有效回收率分别为90.91 %、100.00 %、100.00 %，说明专家的积极性高，专家对本研究的参与度高。综合分析专家意见，删除重要性评价＜3.50 且变异系数≥0.3 的条目。第一轮专家咨询后，删除40个条目，将21个表达意思相近的条目整合为6个，并新增3个条目，最终形成38个条目。经过第二轮专家咨询，删除6个条目，将1个表达双重意思的条目拆分为2个，最终共有33个条目。第三轮专家咨询后，删除6个条目，将1个表述不当的条目进行了调整，最终有27个条目，形成了测试版量表。

2.2 预测试调查结果

采用COPD患者衰弱评估量表（测试版），对符合纳排标准的COPD患者进行调查。预测试调查共发放问卷350份，回收345份，其中无效问卷7份，有效问卷338份，问卷有效回收率为97.97 %。预调查数据用于量表的条目分析，并结合专业意义，最终删除测试版量表中的3个条目，保留了24个条目，形成了COPD患者的衰弱评估量表（暂定版），共5个因子，累计方差贡献率为60.987 %，24个条目在因子上的载荷值介于0.517 ～0.841 。

2.3 正式测试调查结果

采用Tilburg衰弱指数（TFI）量表和COPD患者衰弱评估量表（暂定版），对符合纳排标准的COPD患者进行正式调查，排除已参加预测试调查者，共发放问卷320份，回收311份，其中无效问卷5份，有效问卷306份，问卷的有效回收率为98.39 %，正式调查数据用于量表的信效度检验。

2.3.1 COPD患者衰弱评估量表的信度 （1）内部一致性：总量表的Cronbach′s α系数为0.742 ，各因子的Cronbach′s α系数介于0.699 ～0.787 ，分别为0.751 、0.787 、0.738 、0.742 、0.699 。总量表的 前后分半信度系数为0.791 ，各因子的前后分半信度系数介于0.638 ～0.663 ，分别为0.709 、0.780 、0.779 、0.705 、0.672 。（2）重测信度：总量表的重测信度为0.802 ，各因子的重测信度介于0.712 ～0.807 ，分别为0.807 、0.753 、0.712 、0.733 、0.764 。

2.3.2 COPD患者衰弱评估量表的效度 （1）结构效度：结构效度通过探索性因子分析，验证性因子分析，因子间相关系数进行评价。量表的KMO值为0.809 ，Bartlett球形检验值为5274.076 （df=276，P＜0.001），提示适合进行因子分析，探索性因子分析共提取5个特征值大于1的因子，累计方差贡献率为54.015 %，最终形成COPD患者衰弱评估量表（表1）。5因子模型的验证性因子分析结果显示，卡方 与 自 由 度 的 比 值（χ2/df）为2.741 ，RMSEA为0.065 ，GFI为0.811 ，NFI为0.862 ，IFI为0.901 ，CFI为0.911 ，TLI为0.900 ，说明模型的各项拟合指数合理。量表各条目的偏度系数介于−1.917 ～−0.275 ，峰度系数介于0.165 ～2.291 （表2）。各因子得分与量表总得分的相关系数为0.606 ～0.710 ，各因子之间的相关系数为0.607 ～0.774 ，均具有统计学意义（表3）。（2）内容效度：COPD患者衰弱评估量表的总量表水平的内容效度指数（S-CVI）为1.00 ，24个条目的内容效度指数（I-CVI）均为1.00 。（3）校标关联效度：COPD患者衰弱评估量表与Tilburg衰 弱 指 数（TFI）量 表 的Kendall协 调 系 数 为0.647 （P＜0.001 ），Pearson相关 系 数 为0.650 （P＜0.001），说明校标关联度较好。

表1 探索性因子分析条目载荷Tab1 Exploratory factor analysis

表2 量表条目的正态性检验Tab2 Normality test of scale items

表3 各因子间及因子与总量表间的相关系数Tab3 Correlation coefficients among factors and between factors and total tables

3 讨论

量表编制方法的正确性是保证量表可靠性的基础，COPD患者衰弱评估量表严格按照量表编制的步骤［18］。本研究借鉴“衰弱整合模式”，结合中国文化和COPD疾病特点，明确COPD患者衰弱评估量表的框架，主要包括生理因素、疾病症状、健康信息、社会适应、心理情绪。采用文献分析法，基于文献回顾的研究结果和现有的衰弱评估量表中的部分条目，对条目进行直接选用，或者进行一定的调整和修改，保证了条目的真实性与可靠性，拟定了COPD患者衰弱评估量表的94个条目，采用德尔菲专家咨询法筛选量表的条目，再通过两轮测试调查，最终形成量表。

效度是指量表测量结果反映被调查事物特征的准确性程度，准确性程度越高，则效度越高，反之则越低［19］。本研究通过内容效度、结构效度和校标关联效度来评价COPD患者衰弱评估量表的效度。

内容效度可以反映某一量表的条目是否包含足够恰当的内容，以及内容配比是否合理［20］，量表各个条目的内容效度指数均为1，总量表的内容效度指数也为1，均大于推荐的参考值0.800［21］，提示具有良好的内容效度。

结构效度可以反映量表测量对应的理论结构的程度，采用探索性因子分析、验证性因子分析和相关分析法来评价。若累计方差贡献率能解释50%以上的变异数时，则认为量表结构较为理想［17］，同时要求每一个条目都应在其中一个因子上载荷大于0.5 而在其他因子上的载荷值较低，才能反映条目与因子的相关程度较好［21］。本研究的探索性因子分析结果显示，5个因子的累计方差贡献率为54.015 %，24个条目的因子载荷介于0.547 ～0.866 ，说明量表的结构效度较好。验证性因子分析结果显示，χ2/df为2.741 ，RMSEA为0.065 ，说明模型的各项拟合指数是合理的，提示量表的模型拟合较好，进一步支持了探索性因子分析发现的5因子结构模型。此外，若条目得分与量表总分显著相关，条目得分与所属维度总分显著相关，且相关系数的绝对值大于与其他维度得分的相关系数绝对值，可说明结抅效度较好［20］。新编制量表的相关分析结果显示，各因子得分与量表总分的相关系数介于0.606 ～0.710 ，各因子之间的相关系数介于0.607 ～0.774 ，且相关性均具有统计学意义，说明COPD衰弱评估量表的结构效度较好。

校标关联效度是测评量表得分与校标量表得分的相关程度，相关系数介于0.4 ～0.8 时，反映测评的有效性程度较好［19］。本研究选用Tilburg衰弱指数（TFI）量表作为校标，计算COPD患者衰弱评估量表的得分与TFI量表得分之间的相关程度，用于考评COPD患者衰弱评估量表的效度。Tilburg衰弱指数量表是Gobeens等依据“衰弱整合模式”所研发的，与本研究新编制的量表具有相同的理论框架，此外，Tilburg衰弱指数量表的Cronbach′s α为0.686 ，具有较好的信效度。研究结果显示，COPD患者衰弱评估量表总分及各因子得分与Tilburg衰弱指数量表得分均呈显著的正相关关系，能较好地达到测量目的，校标关联效度良好。

信度是指测量结果反映被调查者的特征的可靠程度，通过测量随机误差对测量结果的影响程度，可通过内部一致性和重测信度来评价。Cronbach′s α系数作为评价内部一致性的首选方法，用于检验量表的跨条目一致性，通常要求Cronbach′s α系数≥0.700［22］。同时，分半信度也是评价内部一致性的方法，它是将总量表及各维度的条目分成两半，计算这两半的得分的相关系数［23］。本研究的总量表及各因子的Cronbach′s α系数、分半信度均达到量表的标准，说明COPD患者衰弱评估量表的内部一致性较好，即量表跨条目一致性较高。此外，重测信度是在一定的间隔时间内，采用同一量表对同一调查对象进行测评，用于评估量表测量的稳定性［24］。本研究在正式测试调查的结束15d后，利用同一份问卷，随机选取其中的30名对象进行第2次调查，结果显示，总量表及其各项的重测信度均符合要求，说明COPD患者衰弱评估量表的重测信度较好。

目前，国内外关于COPD患者的衰弱评估尚处于起步阶段，缺乏合适的衰弱评估工具。新编制量表为自评量表，为今后开展全方面多角度地评价COPD患者的衰弱奠定了基础，为临床护理提供了标准化的测评工具，有助于提高医务人员对COPD患者的衰弱现状的了解，为临床提供精准的干预方案提供参考依据。

本研究初步完成了COPD患者的衰弱评估量表的编制，该量表为患者自评量表并采用二级计分方式，其信效度良好、实用性较强且易于推广，可用于COPD患者的衰弱评估。