牛娟娟，石美霞，张绍果，张 静

1.山西医科大学护理学院，山西 030000；2.山西医科大学第一医院

国家统计局数据显示，2019 年末中国60 岁及以上老年人口数达到2.54 亿人，占总人口的18.1%，65 岁及以上老年人口数达到1.76 亿人，占总人口的12.6%[1]。老龄化社会加速发展的背景下，我国将应对老龄化上升为国家战略，强调要及时发现和控制健康风险因素，促进健康老龄化[2‐4]，而衰弱是影响老年人健康老龄化的一项重要指标[5]。老年病人作为住院病人的主要群体[6]，衰弱发生率高达22.6%[7]。衰弱也是老年住院病人术后重要并发症发生率、死亡率、存活率、神经认知障碍的影响因素,同时会增加医疗资源的消耗[8‐11]。英国老年医学会（BGS）指南指出：在任何与老年人有关的医疗保健场所及紧急事件发生时均应进行衰弱评估[12]，但是目前国内没有公认的老年衰弱评估工具的“金标准”。因此，本研究通过借鉴国外衰弱模型，结合老年住院病人特点，研制老年住院病人衰弱评估量表，旨在为临床护士评估老年病人衰弱程度提供依据。

1 研究过程及方法

1.1 成立研究小组 研究小组共6 名成员，包括从事老年护理研究的主任护师、副主任护师、在读研究生各1 名，老年病科主管护师、护士长各1 名，量表编制专家1 名。主要任务是根据查阅文献的结果确立条目池、制定专家咨询表、发放及回收专家咨询表以及专家咨询结果的整理统计。

1.2 确定条目池 加拿大健康与老龄化研究(CSHA)提出的累积健康缺陷模型是指通过症状、体征、异常的化验值、疾病等缺陷的累积描述老年人的衰弱程度，累积的健康缺陷越多，衰弱程度越严重[13]。本研究以该模型为理论基础，结合文献回顾得出老年住院病人衰弱危险因素，经研究小组讨论，初步拟定老年住院病人衰弱评估量表条目池，包括6 个维度、45 个条目。

1.3 专家咨询 采用德尔菲法，通过电子邮件、微信等方式发放两轮咨询表。专家纳入标准：①本科及以上学历；②10 年及以上老年病科工作经验；③具有中级及以上专业技术职称；④自愿参与本研究，咨询前对老年衰弱研究有一定的了解，能够提供具有参考价值的意见，并能够参加本研究直至专家咨询结束。条目筛选标准为：重要性赋值均数≥4.00 分、满分比≥0.20、变异系数≤0.20，并进行肯德尔协调系数W 显著性检验。检验水准α=0.05[14]。

1.4 预调查 为方便老年人理解，护士更快捷地使用该量表，采用便利抽样方法，分别选取山西省某三级甲等医院30 例老年住院病人和护士进行预调查，进一步对量表初稿做相应的调整。

1.5 正式调查 采用便利抽样法，选取2020 年4 月—5 月山西省4 所三级甲等医院的200 例老年住院病人为调查对象，调查结果用于项目分析；选取2020年6月—8 月山西省4 所三级甲等医院的400 例老年住院病人为调查对象，调查结果用于探索性因子分析（n=200）和验证性因子分析（n=200）。纳入标准：①年龄≥60岁;②意识清楚，能完成衰弱评估；③自愿参加本研究，并签署知情同意书。排除标准:①长期卧床失能、严重痴呆者；②恶性肿瘤晚期或正在接受肿瘤放化疗者；③因听力、视力障碍无法配合调查者。

1.6 统计学方法 量表由2 人分别使用Excel 录入数据，运用SPSS 26.0、SPSS AU 在线软件、AMOS 23.0软件进行统计分析。量表评估指标包括项目分析及信效度检验。项目分析删除标准：①临界比值。量表得分按照升序进行排列，其中低分组为前27%、高分组为后27%，进行独立样本t检验，差异无统计学意义（P>0.05）或t<3.000 的条目[15]。②相关系数。条目与总分相关系数<0.4。③克朗巴赫系数。删除某1个条目后，Cronbach's α 系数反而增大。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，删除各因子内载荷<0.4 或同时在2 个及以上因子载荷>0.4 的条目[15]。信度检验采用内部一致性信度、重测信度评定。效度检验：①内容效度。选取前两轮及时回复且附有详细意见的6 名专家进行咨询，根据专家对每个条目与相应维度的关联性评分计算量表的内容效度和各条目内容效度指数[16]。②结构效度。通过各维度间及各维度与量表总分相关性验证量表的内部结构效度，探索性因子分析验证量表结构是否合理，验证性因子分析验证量表结构与理论构想拟合程度[17]。③效标关联效度。通过本研究量表与FRAIL 量表（本研究将FRAIL 量表作为“金标准”）间的Pearson 相关系数评定[18]。

2 结果

2.1 专家咨询结果 共邀请了来自山西、山东、吉林、北京、四川、上海、河南7 个省市的17 名专家，包括护理管理、老年临床护理、老年病学、老年流行病学领域，专家年龄为33～56（45.88±7.46）岁；工作年限均≥10年；博士3 名，硕士8 名，本科6 名；正高级职称5 名，副高级职称9 名，中级职称3 名。

第1 轮发放问卷19 份，收回17 份；第2 轮发放问卷17 份，收回17 份。两轮咨询问卷有效回收率分别为89.47%、100.00%，提出意见的专家占比分别为82.35%、52.94%，说明专家的积极系数较高。两轮咨询的专家权威系数分别为0.887，0.893，说明专家权威程度较高。经过两轮咨询，重要性赋值均数为4.29～5.00 分，满分比为0.53～1.00，变异系数为0.000～0.198。两轮咨询的肯德尔和谐系数分别为0.252，0.430，显著性检验P<0.05，说明专家咨询结果可靠。

经过第1 轮专家咨询，将“服药情况”“疾病状态”“健康状况”3 个维度合并为“一般健康状况”，删除6 个条目，合并13 个条目，将条目“步速减慢”修改为“最大步速<0.8 m/s”；“握力下降”修改为“最大握力：男性<26 kg，女性<18 kg”。第2 轮专家咨询删除条目“肢体残疾”，其余未做修改。两轮咨询结束后，形成了包括4 个维度、26 个条目的量表初稿。

2.2 预调查结果 根据30 例病人的调查结果，将“精神心理状态”维度中的条目“空间定向力（准确说出医院名称、楼层、科室）”修改为“空间定向力（准确说出住所名称、楼层）”；根据30 名护士的调查结果，将“营养状况”维度中的条目“入院营养评分≥3 分”修改为“入院24 h 内营养风险筛查（NRS2002）评分≥3 分”，将“精神心理状态”维度中的条目“抑郁”修改为“抑郁评分≥3 分”“焦虑”修改为“焦虑评分≥3 分”。

2.3 项目分析结果 临界比值法删除4 个条目（t<3.000）；相关系数法删除6 个条目（r<0.4），剩余条目相关系数为0.508～0.768；总量表的Cronbach's α 系数为0.914，一般健康状况领域的B6、B7、B8、B9、B12 条目删除后Cronbach's α 系数反而增大，故删除；对26 个条目进行初次因子分析得出：B9 在各个因子的载荷系数均低于0.4，B6、B10、B11 在第3 个因子的载荷系数均<0.4，予以删除。最终保留19 个条目。

2.4 信度检验结果 总量表的Cronbach's α 系数为0.934，各维度Cronbach's α 系数分别为0.895，0.883，0.797，0.957；间隔2 周后选取30 例病人进行重测，重测信度系数为0.809。

2.5 效度检验结果

2.5.1 内容效度 总量表内容效度指数（S‐CVI）为0.964，各条目内容效度指数（I‐CVI）为0.830～1.000。

2.5.2 结构效度

2.5.2.1 各维度与量表总分相关性 除营养状况与精神心理状态间相关系数为0.376 外，其余均>0.400，见表1。

表1 各维度间及维度与量表总分的相关性（r 值）

2.5.2.2 探索性因子分析 KMO 值为0.902，Bartlett检验具有显著性（χ2=3 943.377，P<0.001），适合做探索性因子分析[18]。采用主成分分析和Kaiser 标准化最大方差法，取特征值>1，共萃取4 个公因子，累计方差贡献率为75.902%。同时碎石图可以看出第5 个因子开始曲线趋于平稳，因此，确定为4 个公因子。探索性因子分析碎石图见图1。旋转后的各条目在相应的因子载荷均较大，为0.564～0.937。各条目因子载荷矩阵见表2。

图1 探索性因子分析碎石图

表2 老年住院病人衰弱评估量表各条目因子载荷

2.5.2.3 验证性因子分析法 通过AMOS 21.0 构建结构方程模型，模型拟合指标如下：χ2=291.284，df=133，χ2/df=2.190, 近似误差均方根（RMSEA）=0.077,拟合优度指数（GFI）=0.878 ,标准适配指数（NFI）=0.922,增值适配指数（IFI）=0.956,非规准适配指数（TLI）=0.943,比较适配指数（CFI）=0.956。模型路径图见图2。

图2 验证性因子拟合模型路径图

2.5.3 效标关联效度 本研究量表与FRAIL 量表间的Pearson 相关系数为0.710，呈强相关关系。

2.6 量表界值的确定 以FRAIL 量表为金标准，根据受试者工作特征曲线（ROC）曲线可得，衰弱前期AUC 为0.942[95%CI（0.902，0.983）]，特异度为0.632，敏感度为0.973，衰弱AUC 为0.841[95%CI(0.754,0.928)]，特异度为0.935，敏感度为0.855。根据约登指数最大原则，得出衰弱前期、衰弱的最佳界值分别为1.625 分，7.750 分。ROC 曲线见图3、图4。

图3 诊断衰弱前期ROC 曲线

图4 诊断衰弱ROC 曲线

2.7 量表的计分方法 条目“ADL 评分”采用0～1 分的4 级评分法，其余条目均采用0 分或1 分的2 级评分法，总分为0～19 分，以量表得分与条目数比值判断衰弱程度，判断标准：≤0.086 为健康,0.086～0.408 为衰弱前期,≥0.408 为衰弱。

3 讨论

3.1 构建老年住院病人衰弱评估量表的必要性 相关研究显示，医院老年病人衰弱发生率高于社区老年人衰弱发生率[7]，而衰弱会导致老年人对长期照护的需求和医疗费用增加[19]。本研究构建的老年住院病人衰弱评估量表有助于临床医护人员对衰弱进行准确的评价，根据衰弱等级预测不良结局，预防性采取措施，减少不良结局的发生，延缓衰弱进展；为普及衰弱提供工具，提高医护人员、病人及家属对老年人衰弱的关注度。

3.2 老年住院病人衰弱评估量表的严谨性 本研究基于CSHA 的累积健康缺陷模型，在构建条目池时遵循以下5 条原则：后天获得、随着年龄的增加患病率增加、与健康相关、不会在较年轻的年龄段饱和、具有生物学合理性[20]，保证了量表条目的严谨性；之后选取了来自全国7 个省市的17 名专家进行2 轮专家咨询，课题组反复讨论、整理专家咨询结果，保证了量表维度及条目的清晰、合理；并分别选取了30 例老年住院病人和临床护士进行预调查，对条目的表述方式进行调整，使其易于老年人理解、护士评估；最后通过临界比值法、相关系数法、Cronbach's α 系数法、主成分分析法进行条目筛选，形成了包括4 个维度、19 个条目的正式量表，严格遵循量表开发过程，保证了量表的严谨性、可靠性、实用性。

3.3 老年住院病人衰弱评估量表的科学性 信度评价结果显示，除营养状况维度Cronbach's α 系数为0.797 外，总量表及其余各维度Cronbach's α 系数均>0.800，且删除某条目后分量表的Cronbach's α 系数未增大，因此整个量表的可信度较高；重测信度系数>0.800，说明前后两次调查一致性较高，结果可靠；探索性因子分析累计贡献率>70%，说明抽取4 个公因子比较合理，采用最大方差法旋转后，因子载荷矩阵与最初量表构想一致，说明结构合理；验证性因子分析结果显示，拟合优度的χ2/df<3，RMSEA 为0.077,其余指标除GFI 外，均>0.90，模型拟合程度合理[21]。本研究衰弱前期AUC 为0.942，诊断准确率较高，衰弱AUC为0.841，诊断准确率中等[22]，衰弱判断标准与国外研究结果[23‐24]相差不大。

3.4 老年住院病人衰弱评估量表的可行性 一般完成一份量表的时间在20 min 以内容易被人接受。本量表完成评估所需时间为5～11 min，平均8 min；且大部分病人表示条目表述简单，易于老年人理解，临床护士认为条目数较合理，不会增加过多的工作负担，说明量表的可行性较好。

4 小结

本研究编制的老年住院病人衰弱评估量表包括4个维度、19 个条目，信效度良好，可作为临床护士评估老年病人衰弱程度的工具。但是本研究为单中心研究，今后可以开展多中心研究，进一步扩大样本，结合项目反应理论不断完善量表。