王亚菲，高振清，张楠，刘峰

(1.山东第一医科大学第一附属医院 创面诊疗中心，山东 济南 250014；2.山东省肿瘤防治研究院 重症监护室，山东 济南 250117；3.潍坊医学院 护理学院，山东 潍坊 261053)

小儿肠造口术是抢救先天性肛肠畸形或各种原因所致的危重急腹症的紧急处理方法[1]，是有效缓解病情、挽救患儿生命的重要手段。小儿肠造口术后并发症高发，护理难度及家庭照护负担远高于成人[2-3]。据报道[4-5]，术后家庭主要照顾者的造口护理能力与患儿造口并发症发生率成反比，良好的照护能力是降低并发症，改善小儿健康结局的重要因素。肠造口患儿术后生活质量和预后受家庭影响较大，其康复进程不仅取决于手术效果、围术期护理、小儿营养状况，更取决于主要照顾者能否胜任肠造口护理。目前，国外通常采用间接测评方式评估主要照顾者对肠造口患儿的照护能力水平[6-7]。由于文化、疾病谱及育儿观念不同，国外量表并不适用于评估我国肠造口患儿的照护状况。目前，由孙婧等[8]翻译、汉化的家庭照护者照顾能力量表，已应用于成人肠造口患者照顾者中，但缺乏小儿肠造口护理的特异性。因此，本文旨在编制符合我国文化和医疗背景的肠造口患儿家庭主要照顾者照护能力测评量表，以期为提高家庭主要照顾者的照护能力提供参考依据。

1 资料与方法

1.1 编制量表初稿 本研究以照护能力结构要素为基本框架[9]，通过查阅文献[10-11]借鉴其他疾病的家庭照顾者照护能力测评量表相关内容，并结合质性访谈结果，明确肠造口患儿家庭主要照顾者照护能力的构成要素。质性访谈阶段采用最大差异立意取样法，选取济南市某三级甲等儿童医院住院的13名肠造口患儿家庭照顾者进行访谈。纳入标准：(1)首次行小儿肠造口术的患儿照顾者；(2)照顾患儿时间>8 h/d；(3)知情同意并自愿参加。排除标准：身心障碍，无法有效沟通、交流者。样本量的确定以资料饱和，不再有新主题析出为原则。纳入的13名访谈对象一般资料：女12名，男1名；年龄27～49岁；照顾时间为15 d至6个月。访谈资料采用类属分析法及Colaizzi现象学七步分析法后得出5个主题，分别为造口认识、造口护理基本技能、日常生活照护相关知识、术后并发症识别与应对及自我效能感体验。初步形成了包括造口认识、造口护理基本技能、日常生活照护相关知识、术后并发症识别与应对及自我效能感体验、照顾者执行力等6个维度(共42个条目)的初始量表。

1.2 专家函询法 2018年4-6月，邀请从事儿科和造口伤口领域的19名专家进行评定，包括临床医学专家2名(10.53%)、临床护理专家10名(52.63%)、护理管理专家6名(31.58%)、护理教育专家1名(5.26%)；年龄36～65岁，平均(44.32±8.25)岁；工作年限6～39年，平均(23.67±9.54)年；学历：本科9名(47.37%)、硕士8名(42.10%)、博士2名(10.53%)；职称：中级8名(42.11%)、副高级9名(47.36%)、正高级2名(10.53%)。本研究共进行两轮专家咨询，问卷回收率分别为100.00%和89.47%。将重要性赋值均值≤3.5、变异系数(coefficient of variation,CV)≥0.25、满分率≤0.20作为条目删除标准[12]。采用Likert 5级评分法根据专家评议，第一轮删除条目3个，修改4个，合并2个，拆分1个，增加2个；第二轮增加条目4个，其余未做修改。

1.3 照顾者认知访谈法 将专家函询形成的条目池作为此次认知访谈问卷。2018年7月，选取10位不同年龄、不同文化程度和不同照护经历且具有独立阅读和理解能力的住院肠造口患儿的家庭主要照顾者作为受试对象。受试者先按要求完成量表填写后，进行两轮一对一访谈。照顾者认知访谈第1轮修改3个条目语句表述并增加配图1个，将3个条目选项设置改为“完全不能做到”、“很少能做到”、“部分能做到”、“基本能做到”、“完全能做到”5项；第2轮未作修改。综合参考两轮专家函询和照顾者认知访谈建议后，初步形成包括6个维度和50个条目的预调查量表。

1.4 量表的信效度检验

1.4.1 调查对象 根据探索性因子分析中建构精确效度所需样本量≥100例的原则[13]，同时计入 20%无效率，样本量至少应为120例。2018年8月至2019年1月，便利抽样法选取济南市3所三级甲等儿童医院就诊的肠造口患儿的主要照顾者为研究对象。纳入标准：(1)年龄≥18周岁；(2)照顾患儿时间>8 h/d；(3)沟通且阅读理解能力良好；(4)知情同意并自愿参加。排除标准：(1)所照顾的患儿目前在重症监护室接受治疗；(2)患儿先天性愚型或合并严重合并症；(3)患有严重躯体疾病或精神障碍；(4)认知、视听障碍者。本研究共发放问卷150份，回收有效问卷142份，问卷的有效回收率为94.67%。最终纳入142名肠造口患儿主要照顾者，其中男13名(9.15%)、女129名(90.85%)；年龄26～39岁，平均(31.51±7.16)岁；所照护的142名肠造口患儿中，男85例，女57例，年龄为1个月至7岁，中位数为1.23岁。

1.4.2 统计学处理

1.4.2.1 项目分析 采用5种方法分别从敏感性、区分性、代表性及独立性等方面进行条目筛选。(1)条目分布法[13]：删除5个答案中被选中率≤10%超过3个，呈明显偏态分布的条目。(2)离散趋势法[13]：删除变异系数0.15的条目。(3)临界比值法[13]：删除条目决断值(critical ration,CR)<3的条目。(4)相关系数法[13]：考察各条目与量表相关性时，删除r<0.4的条目；考察各条目间相关性时，删除r>0.8的条目。(5)Cronbach’s α系数法[13]：若某一条目删除后量表的整体内部一致性Cronbach’s α系数变化明显，则删除此条目。综上所述，当条目符合1～5中≥2个删除标准时，则删除该条目；若仅符合1条删除标准，则由课题组结合临床实际权衡，决定保留与否。

1.4.2.2 效度分析 (1)内容效度：选取6名在儿童造口领域工作10年以上的专家，包括3名临床护理专家、1名医疗专家及2名熟知量表建构的专家。采用4级评分法分别评定各条目与相应维度的代表度和关联度。通过专家评定，计算条目水平内容效度指数(item content validity index，I-CVI)和量表水平内容效度指数(scale content validity index，S-CVI)。(2)结构效度：对项目分析后的剩余条目采用探索性因子分析检验量表的维度划分是否合理。因子数提取采用主成分分析法相关原则，每删除1个条目均重新进行因子分析[13-15]。结合编制量表要素框架，每次因素分析后课题组均观察条目分布并讨论维度命名，选择最具概括性的维度分布和命名。

1.4.2.3 信度评价 采用Cronbach’s α系数和重测信度，分别衡量量表的内部一致性和外部稳定性。重测信度根据大于前期样本量(142例)的10%，即随机抽取20名调查对象在2周后用同一量表重新测量。

2 结果

2.1 项目分析 (1)条目分布法：条目30和31分别有3个选项选中率≤10%，考虑删除。(2)离散趋势法：除条目30(0.12)和31(0.11)以外，其余条目的CV值均>0.15，考虑删除。(3)临界比值法：本研究经独立样本t检验，得出条目5、30和31的CR<3且差异无统计学意义，考虑删除。(4)相关系数法：各条目与量表相关系数得到条目5、18、20、42和43的相关系数均<0.4，建议删除；各条目间的相关系数范围是0.316～0.795，均<0.8，且统计学检验无显著性差异，保留条目进一步分析。(5)Cronbach’s α系数法：条目5、21、41和50被删除后Cronbach’s α系数不同程度上升，考虑删除。因此，经上述的条目筛选，共保留47个条目进行探索性因子分析。

2.2 效度分析

2.2.1 内容效度 本量表的I-CVI 为0.83～1.00，S-CVI 为0.95。

2.2.2 结构效度 采用主成分分析和最大方差正交旋转法，对前期条目筛选后保留的47个条目进行探索性因子分析，得到10个特征根≥1的因素，10个因素的累积解释变异量为70.391%。3次旋转后，剩余34个条目，再次旋转分析得到5个特征根≥1的因素。本量表累积解释变异量为62.251%，最终形成包含5个维度，34个条目的正式量表。见表1。

表1 肠造口患儿家庭主要照顾者照护能力测评量表探索性因子分析结果

续表1

2.3 信度 总量表的Cronbach’s α系数为0.921，5个维度的Cronbach’s α系数分别为0.895、0.891、0.810、0.861和0.685。总量表的重测信度为0.813，5个维度的重测信度分别为0.705、0.825、0.737、0.804和0.792。

3 讨论

3.1 肠造口患儿家庭主要照顾者照护能力量表编制具有较高的科学性和实用性 本研究在条目甄选上，将家长日常照护肠造口患儿的真实经历和感受作为量表条目的主要编写依据，如条目“我清楚保持孩子肠造口周围皮肤清洁干爽的重要性”、“我能在护理造口时安抚好孩子，增加孩子配合度”和“我能主动询问医护人员造口护理常见问题及应对办法”等均源自患儿家长亲身经历的描述，能真实直观地反应研究对象的照护体验和行为，使条目内容表述更具实用性和可靠性。其次，量表条目的初筛原则按照两轮专家函询的修改建议进行条目增删、修改、拆分及合并；本研究邀请的专家遍及5个省，均来自与小儿肠造口有关的护理、医疗、管理及教育等专业领域，是实现有效问卷评价及意见反馈的可靠保障。本研究采用两轮照顾者认知访谈，在条目内容表述、结构呈现和选项设置等方面作调整，使编制的量表更易被研究对象接纳和认可，从而提升量表作答的可行性和可操作性等。此外，本研究采用5种统计学筛选方法分别从不同角度筛选条目[16]，使量表内容既科学又符合我国肠造口患儿主要照顾者的照护现况。如条目30“我清楚肠造口黏膜渗血的处理”和31“我清楚肠造口周围皮肤湿疹的处理”符合删除标准，可能与上述情况家长自身难以独立完成，需专业人员处理和指导，与家长可从事的照护行为相关性较弱，从而导致应答率偏低有关。依据探索性因子分析的条目准入条件，经历4次旋转后，最终量表保留了34个条目。

3.2 肠造口患儿家庭主要照顾者照护能力量表具有良好的信效度 本研究对142例家长开展调查并通过4次探索性因子分析验证后，除自我效能感体验未采纳外，最终形成了5个因素的模型建构。研究[17]证实自我效能水平的高低，对照护者照护能力作用影响较大，但考虑到已有较成熟自我效能感量表在临床普遍使用，其内容更全面，在本研究中不能充分发掘自我效能的临床价值，因此考虑删除该维度。总体而言，探索性因子分析后剩余的5个维度基本上与最初理论设定相符，也证实了原理论构想较为合理。本研究在经历第4次探索性因子分析后，得到5个特征根≥1的因素，与最初理论设定基本相符。因此，将量表划分成5个维度，每个维度的解释变异量分别是23.585%、10.976%、10.853%、10.146%和6.691%，累积解释变异量为62.251%，超过共同因素累积解释变异量>50%的可接受标准，表明5个因素在62.251%的程度上解释肠造口患儿家庭主要照顾者照护能力的差异。其中造口认知解释变异量最明显，之后依次是造口护理基本技能、日常生活照护相关知识、肠造口及周围并发症识别与应对和照顾者执行力。研究[18-19]指出，当专家人数≥6时，则I-CVI≥0.78；S-CVI≥0.80时，表明全部专家一致认可度高。本研究中，量表I-CVI取值范围是0.83～1.00，均≥0.78，表明34个条目的内容效度较高；量表S-CVI值是0.95，说明所有参评专家的一致意见认同度较高，量表内容效度良好。

本研究采用Cronbach’s α系数衡量量表内部一致性。总量表Cronbach’s α系数>0.7，所属维度Cronbach’s α系数>0.6时，表明量表作为测量工具较为理想[20]。本研究结果显示，总量表Cronbach’s α系数是0.921，各维度Cronbach’s α系数为0.685～0.895，表明本量表较为理想。同时，采用重测信度衡量量表外部稳定性，重测时间间隔以2～4周为宜，重测信度要求>0.7[21]。本研究在调查结束2周后使用同一量表，随机抽取20名调查对象进行重新测量，总量表前后2次的重测信度为0.813，其各维度的重测信度为0.705～0.825，均在0.7以上，表明本量表具有较好的跨时间稳定性。

3.3 量表的局限性 本研究虽选取在3所医院开展调研，考虑到照护能力是不断变化的，研究对象以回院复诊的患儿家长为主，收集的样本量略有不足，后期将按照条目数5～10倍的原则，继续扩展样本量，进一步做验证性因素分析，以校正、充实和完善量表内容。此外，量表编制是一项长期和反复校正的工作，照护能力是动态变化的，可探索开展反映长时间跨度情况的纵向研究，避免因间隔过久而导致研究对象自身照护能力不断变化的情况；增加或开发评价照护能力的客观指标，将此作为肠造口患儿的照顾者照护能力校标关联效度的金标准，使该量表测评效果更具临床参考价值。