師亞，王秀華，劉永兵*

老年長期照護最初起源于西方發(fā)達國家，是通過他人給予日常生活照護、醫(yī)療護理照護等服務(wù)以提高生理性或病理性衰老老年人生活質(zhì)量的活動［1］，其最根本目的并不是治愈疾病和殘障，而是增強老年人生活自理能力，實現(xiàn)健康老齡化。眾所周知，國外老年長期照護起步早、發(fā)展快，一些發(fā)達國家如德國、日本、澳大利亞等已經(jīng)形成一套適于其本國國情且完整的長期照護等級劃分體系。但我國目前社會化長期照護工作零落地分散在社區(qū)、養(yǎng)老機構(gòu)、醫(yī)療系統(tǒng)及民政系統(tǒng)中，不同場所使用的長期照護分級評估標(biāo)準(zhǔn)不同，致使老年長期照護評估呈現(xiàn)出分級指標(biāo)和級別數(shù)量不統(tǒng)一、分級評估程序和規(guī)范不明確、分級工具缺乏普適性等缺點［2-3］。2017年3月，國家衛(wèi)生計生委、國家發(fā)展改革委、教育部等聯(lián)合發(fā)布了《“十三五”健康老齡化規(guī)劃》，明確提出應(yīng)推動居家老年人長期照護服務(wù)的發(fā)展，探索建立從居家、社區(qū)到專業(yè)機構(gòu)的比較健全的長期照護服務(wù)供給體系［4］?；诖?，本研究著力于構(gòu)建普適性的“老年長期照護分級綜合評價模型”，以使老年長期照護在各領(lǐng)域得到規(guī)范化、統(tǒng)一化、標(biāo)準(zhǔn)化，使老年人在“居家-社區(qū)-機構(gòu)”之間能順利進行“無差異性照護”過渡，使照護資源得到科學(xué)合理分配，使評估工具更加科學(xué)化、合理化，亦為后期長期護理保險分級定價制度研究提供參考依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 研究對象 所有參與者及其家屬知情同意并自愿參與。

1.1.1 質(zhì)性訪談對象 采用方便抽樣法，于2016年5—6月選取湖南省長沙市居家、社區(qū)、養(yǎng)老服務(wù)機構(gòu)、醫(yī)療機構(gòu)老年科內(nèi)符合相應(yīng)條件的老年人、照護人員、專家作為訪談對象。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）老年人：年齡≥60歲，受照護年限≥1年，具有正確認(rèn)知和良好溝通能力，能理解并配合研究；（2）照護人員：照護經(jīng)驗?zāi)晗蕖?年，具有正確認(rèn)知和良好溝通能力，能理解并配合研究；（3）專家：從事老年長期照護工作、臨床、教育或科研年限≥10年，在老年護理或醫(yī)學(xué)領(lǐng)域具有一定影響力。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）老年人：嚴(yán)重器官功能障礙不能自主參加訪談?wù)撸唬?）照護人員：照護工作較忙而無法安靜接受訪談?wù)?；?）專家：給予訪談的時間過短不能達到數(shù)據(jù)分析基本要求者。共納入10名老年人，男2名、女8名，年齡76～97歲，日常生活能力評分［3］19～56分；9名照護人員，男1名、女8名，年齡22～81歲，照護經(jīng)歷年限1～29年；11名專家，男2名、女9名，年齡31～65歲，工作年限10～45年。

1.1.2 德爾菲法對象 于2016年7—9月從全國多省市選取符合條件的函詢專家共25名。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）從事老年長期照護工作、臨床、教育或科研年限≥10年；（2）對老年長期照護相關(guān)內(nèi)容比較熟悉；（3）能夠配合兩輪函詢。排除標(biāo)準(zhǔn)：不能完成兩輪函詢或因各種原因中途失訪的專家。25名專家中，男2名、女23名；年齡32～64歲；從事老年長期照護工作、臨床、教育或科研年限10～45年；對老年長期照護的了解程度一般2名、熟悉20名、很熟悉3名。

1.1.3 問卷調(diào)查對象 采用分層隨機抽樣法，于2016年11月—2017年2月選取長沙市內(nèi)老年人698名。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）年齡≥60歲；（2）正在接受居家、社區(qū)、養(yǎng)老服務(wù)機構(gòu)、醫(yī)療機構(gòu)老年科照護的老年人或自我照護但患有慢性病的老年人；（3）具有良好認(rèn)知能力和溝通能力或交流障礙者但必須有熟悉的照護者在場輔助調(diào)查；（4）能夠理解并配合完成本研究者；（5）對本研究知情同意。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）家屬反對老年人參與；（2）嚴(yán)重器官功能障礙或其他原因而不能耐受長時間調(diào)查者。由于綜合評價法對樣本量無特殊要求，因此時間允許情況下盡可能增大樣本量，共發(fā)放問卷698份，回收684份，問卷的有效率為98.0%。684名老年人中，男345名，女339名；年齡60～96歲。

1.1.4 綜合評價對象 即問卷調(diào)查階段針對老年對象所收集的數(shù)據(jù)，樣本量為652，因684個總樣本中有32個樣本由于各種原因未能進行認(rèn)知能力評估，未能計算模型總分。

1.2 研究方法 采用的研究方法包括文獻研究法、理論析取法、質(zhì)性訪談法、德爾菲法、問卷調(diào)查法、綜合評分法，具體流程見圖1。

1.2.1 文獻研究法 有效利用圖書館、閱覽室、中國期刊網(wǎng)、PubMed、互聯(lián)網(wǎng)等渠道，查閱并搜集與本研究有關(guān)的國家政策、專著、論文、期刊等文獻資料。

1.2.2 理論析取法 本研究以Dorothea Elizabeth Orea的自護理論及馬斯洛需求層次理論為主要理論支撐，指導(dǎo)指標(biāo)的篩選。

1.2.3 質(zhì)性訪談法 分別針對老年人、照護人員、專家擬定質(zhì)性訪談提綱，訪談?wù)邽檠芯啃〗M成員，訪談地點選取研究對象熟悉的場所進行，訪談時間控制在30 min。訪談內(nèi)容由專人記錄并錄音，將記錄內(nèi)容及錄音轉(zhuǎn)化為Word文本，通過內(nèi)容分析法提取主題和亞主題，初步建立老年長期照護分級綜合評價模型指標(biāo)項目池。

圖1 研究方法對應(yīng)研究路線圖Figure 1 Procedures of the study conducted with corresponding methods

1.2.4 德爾菲法 邀請專家對質(zhì)性訪談階段初步建立的指標(biāo)項目池進行兩輪評定，指標(biāo)評定主要包括重要性評判（1～5分，共5級）、熟悉度評判（0.2～1.0分，共5級）、判斷依據(jù)分值見表1［5］；E～G指標(biāo)賦值過程，首先由研究小組依據(jù)文獻及專業(yè)知識設(shè)置指標(biāo)初始值選項，統(tǒng)計專家對各選項的贊同率，選擇贊同率高的選項作為最終賦值的指標(biāo)；同時對專家有意見的指標(biāo)進行調(diào)整，形成老年長期照護分級評估問卷。

表1 判斷依據(jù)及其影響程度賦值表Table 1 Judgment basis and its influence degree assignment table

1.2.5 問卷調(diào)查法 采用“老年長期照護分級評估問卷”對符合標(biāo)準(zhǔn)的老年人進行調(diào)查，問卷主要內(nèi)容包括一般資料、分級評估指標(biāo)及評估標(biāo)準(zhǔn)。實施調(diào)查前對評估人員進行統(tǒng)一集中式培訓(xùn)，講解評估要點與方法，并選取5名老年人逐個評估，被評估對象在評估結(jié)束時均對評估者進行考查，糾正評估誤區(qū)，直至所有評估者評估方法趨于一致。

1.2.6 綜合評分法 屬于綜合評價中的一種方法，是以問卷調(diào)查所收集數(shù)據(jù)為研究對象的分析方法，通過將不具備直接加和條件的指標(biāo)分值利用公式進行換算后能夠直接加和，從而得到模型總分。

1.3 統(tǒng)計學(xué)方法 質(zhì)性訪談法以Colaizzi現(xiàn)象學(xué)資料7步分析法結(jié)合NVivo 8軟件進行數(shù)據(jù)處理及非智性分析。Delphi法采用專家積極系數(shù)、權(quán)威系數(shù)、意見集中程度及離散程度等指標(biāo)，依據(jù)專家意見、專業(yè)知識及界值法進行第一次指標(biāo)篩選；問卷調(diào)查法中運用相關(guān)性分析法和極端組法進行第二次指標(biāo)篩選，并進行信效度檢驗；綜合評價法中采用加權(quán)法累計模型總分，運用等分法和聚類分析法探索指標(biāo)分級和模型分級。以P＜0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義（見表2）。

表2 本研究涉及的計算方法歸納表Table 2 Summary of the calculation methods involved in this study

2 結(jié)果

2.1 質(zhì)性訪談結(jié)果 通過質(zhì)性訪談，共提取6個主題、19個亞主題，6個主題包括日常生活能力、認(rèn)知能力、風(fēng)險評估、異常表現(xiàn)、醫(yī)療護理項目、自我照護知識；經(jīng)研究小組討論歸納后，形成7個一級指標(biāo)，共計133個二級指標(biāo)（見圖2）。

2.2 德爾菲法結(jié)果

2.2.1 專家積極系數(shù)與權(quán)威系數(shù) 積極系數(shù)即問卷有效回收率，第一輪83.3%，第二輪100.0%；權(quán)威系數(shù)即判斷依據(jù)系數(shù)與熟悉程度系數(shù)和的1/2，兩輪函詢一級指標(biāo)權(quán)威系數(shù)均值為0.914～0.970，第一輪函詢權(quán)威系數(shù)為0.650～0.750者有1名，其余均＞0.750。

2.2.2 指標(biāo)篩選結(jié)果 成熟量表部分二級指標(biāo)全部保留，不再進行專家函詢。自編指標(biāo)部分：（1）第一輪：12名專家意見顯示，3個一級指標(biāo)和17個二級指標(biāo)需修改措辭，2個二級指標(biāo)需合并，4個二級指標(biāo)需剔除，增加2個二級指標(biāo)；界值法顯示，3個二級指標(biāo)需剔除；研究小組綜合考慮后決定剔除4個二級指標(biāo)即虛構(gòu)、想一人外出、嚴(yán)重健忘、特別護理知識，增加2個二級指標(biāo)即抑郁、自殺傾向，將2個二級指標(biāo)合并為1個。（2）第二輪：4名專家意見顯示，1個一級指標(biāo)需修改措辭，增加1個二級指標(biāo)即會陰護理；界值法顯示，6個二級指標(biāo)需剔除，分別是重復(fù)同樣的話、大聲叫喊、收集癖、損壞物品和衣服、異食行為及體質(zhì)量監(jiān)測。最終形成7個一級指標(biāo)，共計125個二級指標(biāo)（見圖3）。

2.2.3 專家意見協(xié)調(diào)系數(shù) 一級指標(biāo)和二級指標(biāo)篩選意見的一致性系數(shù)分別為 0.089～0.380和 0.161～0.323（P＜0.05，見表3）。

2.2.4 自編指標(biāo)賦值結(jié)果

2.2.4.1 E指標(biāo) 橫向分值差異表示出現(xiàn)頻次差異，縱向分值差異表示照護強度差異，“未出現(xiàn)”均賦值0分，“時不時出現(xiàn)”和“經(jīng)常出現(xiàn)”賦值由專家贊同率決定（見表4）。

圖2 質(zhì)性訪談指標(biāo)歸納結(jié)果Figure 2 First- and second-tier items obtained from the qualitative interview

圖3 德爾菲法指標(biāo)篩選結(jié)果Figure 3 Index screening results by using Delphi method

表3 兩輪函詢專家指標(biāo)篩選意見協(xié)調(diào)系數(shù)Table 3 Kendall's W for the assessment of the agreement between experts for the determination of the first- and second-tier items using two-round Delphi technique

表4 E指標(biāo)賦值專家贊同率及最終結(jié)果Table 4 Expert agreement rate and final assignment result of the secondtier items covered by E（first-tier item）

2.2.4.2 F指標(biāo) 依據(jù)項目操作相對難易程度選擇分值，“不需要”均賦值0分，“需要”賦值由專家決定，此外專家建議設(shè)置“需要但不依賴的情況”賦值為1分，其他分值相應(yīng)上調(diào)；等級過少可能易導(dǎo)致某些項目賦值差異不大，建議增設(shè)賦值級別。在考慮專家意見基礎(chǔ)上決定調(diào)整為6級：不需要賦值0分；需要但不/較少依賴照護人員賦值1分，但其中專業(yè)性及難度較強的項目老年人無法掌握，因此考慮不設(shè)立該選項；需要較多/完全依賴照護人員情況，算術(shù)均值≤1.50賦值2分，算術(shù)均值1.51～1.70賦值3分，算術(shù)均值1.71～1.90賦值4分，算術(shù)均值1.91～2.00賦值5分；此外，采納專家意見將會陰護理納入指標(biāo)體系，依據(jù)難度系數(shù)決定歸入2分級別（見表5）。

2.2.4.3 G指標(biāo) 各二級指標(biāo)間賦值無差別，“無需求”賦值0分，“輕度需求”賦值1分，“中度需求”賦值2分，“自己無法掌握完全依賴照護者”賦值3分，專家贊同率除“助行器使用知識”為96.00%外，其余均為100.00%。專家建議增設(shè)有需求但掌握良好的情況，計分0分；建議增設(shè)重度需求，計分3分，自己無法掌握分值相應(yīng)上調(diào)（見表6）。

2.3 問卷調(diào)查結(jié)果

2.3.1 問卷指標(biāo)篩選結(jié)果 隨機選取總樣本量中一部分?jǐn)?shù)據(jù)（n=332）分析，（1）相關(guān)性分析法結(jié)果顯示：血糖監(jiān)測（r=0.275）、造瘺口護理（r=0.232）、創(chuàng)口護理（r=0.162）、氣管切開護理（r=0.243）、疼痛護理（r=0.211）及臨終關(guān)懷（r=0.251）的Pearson相關(guān)分析r絕對值＜0.3，表示關(guān)系極弱。（2）極端組法結(jié)果顯示：造瘺口護理〔95%CI（-0.04，0.12）〕、創(chuàng)口護理〔95%CI（0.01，0.26）〕、氣管切開護理〔95%CI（-0.05，0.15）〕、透析護理〔95%CI（-0.04，0.25）〕、臨終關(guān)懷〔95%CI（-0.02，0.15）〕差異的95%CI均包含0。結(jié)合專業(yè)知識及數(shù)據(jù)特征，保留血糖監(jiān)測，其余均剔除，最終形成7個一級指標(biāo)，119個二級指標(biāo)（見圖4）。

2.3.2 信度檢驗結(jié)果（n=332） 7個一級指標(biāo)內(nèi)部一致性檢驗的Cronbach's α系數(shù)為0.782～0.986；于初次調(diào)查7～14 d后進行再次調(diào)查，7個一級指標(biāo)重測信度的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.917～0.980（P＜0.01）。

2.3.3 效度檢驗結(jié)果 （1）對E、F、G內(nèi)二級指標(biāo)進行Bartlett's球形檢驗（n=332），檢驗值分別為0.745、0.849、0.883，均適宜做探索性因子分析［8］。采用主成分分析法，配合最大方差法，限定特征值＞1，E、F、G提取公因子分別為3、4、1個，累計方差貢獻率分別為59.492%、68.044%、65.395%。E的3個公因子命名為異常情緒和較為極端的心理和行為、異常行為活動、精神障礙表現(xiàn)；F的4個公因子命名為無創(chuàng)性醫(yī)療護理項目、有創(chuàng)性且較復(fù)雜的醫(yī)療護理項目、臨床最為常見的醫(yī)療護理項目、臨床和居家環(huán)境中均更為常見的醫(yī)療護理項目；G的1個公因子命名為自我照護知識需求。（2）采用極大似然估計法對E、F、G探索性因子初始模型進行驗證性因子分析（n=684），路徑系數(shù)顯著性檢驗顯示，建構(gòu)信度（CR）值相應(yīng)的P值均＜0.01；但模型擬合指數(shù)即標(biāo)準(zhǔn)化擬合指數(shù)（NFI）、增值擬合指數(shù)（IFI）、簡約標(biāo)準(zhǔn)化擬合指數(shù)（PNFI）、相對擬合指數(shù)（TLI）、漸進殘差均方和平方根（RMSEA）、相對擬合指數(shù)（CFI）、簡約相對擬合指數(shù)（PCFI）顯示擬合度并不理想［9］。因此，依據(jù)輸出結(jié)果中修正指數(shù)對模型進行修正后模型較為理想（見表7）。

表5 F指標(biāo)賦值專家贊同率及最終結(jié)果Table 5 Expert agreement rate and final assignment result of the secondtier items covered by F（first-tier item）

表6 G指標(biāo)賦值最終結(jié)果（分）Table 6 Expert agreement rate and final assignment result of second-tier items covered by G（first-tier item）

圖4 問卷調(diào)查法指標(biāo)篩選結(jié)果Figure 4 Item screening results by using questionnaire survey method

表7 E～G修正后模型擬合結(jié)果Table 7 Revised model fitting results

2.3.4 自編指標(biāo)分級結(jié)果（n=332） 由于E、F、G指標(biāo)處于“0級”的143、24、17個樣本均值和標(biāo)準(zhǔn)差均為0分，故需排除后再進行統(tǒng)計學(xué)分析，結(jié)果顯示，E、F、G指標(biāo)不同等級得分比較，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05，見表8）。

2.4 模型綜合評價結(jié)果

2.4.1 一級指標(biāo)權(quán)重 7個一級指標(biāo)權(quán)重系數(shù)為A-0.24、D-0.15、B-0.15、C-0.12、F-0.12、E-0.11、G-0.11。

2.4.2 最終模型總分 因684個總樣本中有32個樣本由于各種原因未能進行認(rèn)知能力評估，故可計算模型總分的只有652個，由于研究樣本含量較大，因此依據(jù)人物編碼選取排序靠前的5個樣本予以展示（見表9）。

2.4.3 模型分級結(jié)果 從652個樣本中隨機選取318個探索分級，以最終模型總分和7個一級指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化值共同作為分類變量，樹狀圖結(jié)果顯示組內(nèi)聯(lián)接法聚類結(jié)果較為理想，組內(nèi)距離較小，均控制在八次迭代之內(nèi)，而組間距離非常大，均在10次迭代以上，考慮分為5類，方差齊性檢驗結(jié)果顯示F=1.612，P=0.171，方差分析結(jié)果表明五類均值間差異具有統(tǒng)計學(xué)意義（F=518.995，P＜0.05），且SNK多重比較結(jié)果顯示任兩組間均值差異均具有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）。結(jié)合專業(yè)知識及統(tǒng)計學(xué)分析，將分類與最終分級相對應(yīng)，對輕度依賴至極重度依賴4個級別均值進行統(tǒng)計學(xué)檢驗，結(jié)果顯示Levene方差齊性檢驗統(tǒng)F=0.429，P=0.732，方差分析結(jié)果顯示F=1427.507，P＜0.001，且SNK多重比較表明任兩組間總體均數(shù)差異均具有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05，見表10）。最后用652個樣本再次驗證，結(jié)果亦具有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）。

表8 自編指標(biāo)分級結(jié)果Table 8 Grading results of self-developed indices

表9 最終模型總分（分）Table 9 Final model total scores

表10 聚類分析法分類與界值調(diào)試后級別對應(yīng)表（n=318）Table 10 Corresponding table between classification by clustering analysis and boundary value debugging level

3 討論

3.1 質(zhì)性訪談討論分析 依據(jù)質(zhì)性訪談結(jié)果提取的6個主題進而整理的7個一級指標(biāo)在老年長期照護中均占據(jù)著舉足輕重的地位。（1）日常生活能力直接反映老年人基本生活自理水平，間接反映老年人健康水平，是評價老年人受長期照護程度的重要指標(biāo)，也是有效指導(dǎo)照護人員提供生活照顧的最基本參考要素［10］。目前我國失能、半失能老年人數(shù)高達4 000萬［11］，已成為老年長期照護領(lǐng)域的首要因素。（2）認(rèn)知是大腦的高級功能，認(rèn)知障礙癥患病率與年齡增長呈正相關(guān)，我國認(rèn)知障礙老年人數(shù)約有1 000多萬，該類慢性進行性精神衰退疾病發(fā)展至后期可嚴(yán)重影響老年人的自理能力，加重照護者負(fù)擔(dān)［12］，是長期照護領(lǐng)域的又一重要因素。（3）發(fā)病率高、病殘率高、死亡率高是我國老年跌倒流行病學(xué)的三大特征［13］；而壓瘡被國際列為會對患者造成嚴(yán)重傷害的五大常見問題之一［14］，其發(fā)生率隨年齡增加而上升，70歲以上可高達70%［15］，當(dāng)合并細(xì)菌感染或敗血癥時，其病死率超過50%［16］；跌倒與壓瘡的發(fā)生將會給家庭與社會帶來沉重負(fù)擔(dān)，因此均重在預(yù)防［17］。（4）有長期照護需求的老年人易產(chǎn)生情緒上的消沉及偏離常態(tài)的行為，調(diào)查顯示失能老年人抑郁程度高于非失能老年人，且抑郁程度與殘疾程度呈正相關(guān)［18-19］，而心理健康的惡化又會加速日常行為能力的喪失［20］，從而形成惡性循環(huán)；此外，老年功能性精神障礙發(fā)病比例亦較高，可出現(xiàn)幻覺、妄想、躁狂、自殺等激越性癥狀［21］，對照護人員依賴程度相較于無癥狀者更大。（5）老年人群是各類慢性病高發(fā)群體，具有病程長、易反復(fù)、多病共存等特點［22］，在居家、社區(qū)、養(yǎng)老服務(wù)機構(gòu)中均可見到血糖監(jiān)測、霧化吸入、氧療、康復(fù)、壓瘡護理等醫(yī)療護理技術(shù)的應(yīng)用，其在很大程度上扮演著降低慢性病急性發(fā)作的重要角色。（6）自我照護能力最早由Dorothea Elizabeth Orea提出，是個體在后天成長過程中逐漸學(xué)會并提高的一種行為能力，研究表明老年人仍保持著相當(dāng)?shù)膶W(xué)習(xí)潛能［23］，若能通過類似知-信-行的干預(yù)模式對其進行有效知識教育，則可明顯提升老年人對疾病防治的態(tài)度和信念、有效增強老年人健康促進行為和慢性病自我管理能力［24］。

3.2 德爾菲法討論分析 （1）專家積極性：回收率≥70%反映較為可靠的信息量［25］，本研究回收率均高于該水平；同時提出意見專家第一輪12名，第二輪4名，專家在指標(biāo)意見欄給予積極闡述；甚至部分專家來電咨詢，均表明專家對本研究有較高關(guān)注度和參與度。（2）專家代表性：25名專家是來自10個省市研究相關(guān)領(lǐng)域的代表性人物，極具學(xué)科代表性和地域綜合性。（3）專家篩選意見可靠性：權(quán)威系數(shù)≥0.70為可接受界值［26］，本研究權(quán)威系數(shù)均值高于該水平，盡管第一輪一位專家對壓瘡風(fēng)險指標(biāo)權(quán)威系數(shù)低于該界值，但第二輪上升至0.90，考慮可能為第一輪專家不太熟悉評判標(biāo)準(zhǔn)或其研究領(lǐng)域較少接觸壓瘡風(fēng)險評估所致；而第二輪專家對指標(biāo)有了更深層的了解，對指標(biāo)熟悉度隨之上升。（4）函詢指標(biāo)篩選：為防止重要指標(biāo)被誤刪，研究小組剔除指標(biāo)時必須綜合考量專家意見、專業(yè)知識以及界值法3個方面，最終于函詢階段刪除10個、增加3個、將2個二級指標(biāo)合為1個。（5）函詢輪數(shù)選擇：專家對一級和二級指標(biāo)的意見協(xié)調(diào)系數(shù)兩輪均＜0.5，系數(shù)較低原因可能與函詢非會面形式和南北醫(yī)療觀念存在些許差異有關(guān)［24-25］；但有國內(nèi)學(xué)者指出協(xié)調(diào)系數(shù)較小對項目評估結(jié)果并無太大影響，只要協(xié)調(diào)系數(shù)經(jīng)檢驗后有統(tǒng)計學(xué)意義即說明意見協(xié)調(diào)性好［27-28］，而本研究兩輪協(xié)調(diào)系數(shù)經(jīng)檢驗后均有統(tǒng)計學(xué)意義，且第二輪系數(shù)有所上升，說明函詢達到了預(yù)期目標(biāo)。同時考慮到時間及經(jīng)費等因素，且第二輪函詢意見較少，故不再進行第三輪。（6）自編指標(biāo)賦值：E～G指標(biāo)理論上應(yīng)同A～D指標(biāo)一樣擁有分值，以便后續(xù)計算模型總分，但由于E和F內(nèi)二級指標(biāo)的不同程度會對照護強調(diào)、力度或難度產(chǎn)生不同影響，故最終賦值有所不同，E和F內(nèi)二級指標(biāo)賦值分別為2類和5類。

3.3 問卷調(diào)查討論分析 （1）問卷指標(biāo)篩選：相關(guān)性分析法和極端組法結(jié)果顯示需剔除7個二級指標(biāo)，盡管血糖監(jiān)測顯示相關(guān)性極弱，但本調(diào)查發(fā)現(xiàn)老年糖尿病患病率僅次于高血壓及冠心病，因此考慮可能由于抽樣誤差原因，致使本樣本中需該項目的人數(shù)不多，故研究小組結(jié)合專業(yè)知識認(rèn)為應(yīng)保留；而其余6個均剔除，原因考慮為在長期照護中雖然有的老年人會接受這些醫(yī)療護理項目的治療，但出現(xiàn)頻率極少而不足以引起相應(yīng)一級指標(biāo)總分的明顯變化；當(dāng)然，也可能由于取樣地區(qū)醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老服務(wù)機構(gòu)還未見雛形，致使有醫(yī)療護理項目需求的樣本含量較少。（2）信度檢驗：HEYS等［29］學(xué)者認(rèn)為Cronbach's α系數(shù)＞0.7時則表明量表信度好，本研究該系數(shù)均達標(biāo)；而重測信度方面，兩次測量Pearson相關(guān)系數(shù)均＞0.9，說明兩次結(jié)果相關(guān)性較高、穩(wěn)定性好。（3）效度檢驗：內(nèi)容效度方面，本研究指標(biāo)篩選建立在理論指導(dǎo)、文獻查閱、質(zhì)性訪談、專家函詢、問卷調(diào)查及研究小組討論的基礎(chǔ)上，整個過程充分結(jié)合專家意見及專業(yè)知識背景，并通過統(tǒng)計學(xué)手段鞏固指標(biāo)入選標(biāo)準(zhǔn)及客觀性，有效確保選取指標(biāo)的內(nèi)容效度；結(jié)構(gòu)效度方面，探索性因子分析中E～G指標(biāo)提取主成分累積方差貢獻率為59.49%～68.04%，而專家指出該值達到40%可認(rèn)為量表有較好結(jié)構(gòu)效度［30］，故認(rèn)為3個自編指標(biāo)結(jié)構(gòu)效度均較好。侯杰泰等［30］認(rèn)為若探索性因子分析和驗證性因子分析均為同一樣本量的話，那么后者則不能起到對結(jié)構(gòu)方程模型檢驗的作用，因此驗證性因子分析采用684個樣本，結(jié)果顯示顯示，盡管3個初始因子模型擬合度并不理想，但觀察模型修正指數(shù)輸出可知，主要原因在于殘差變量間存在較強相關(guān)性，在專業(yè)知識背景上增加殘差變量間路徑后，均得到較好模型擬合結(jié)果。（4）一級指標(biāo)分級：為確保7個一級指標(biāo)分級的實際指導(dǎo)意義，成熟量表保留原有分級標(biāo)準(zhǔn)，而E～G指標(biāo)因缺乏校標(biāo)效度做參考，因此本研究運用三等分法分級與調(diào)試，統(tǒng)計學(xué)客觀驗證分級結(jié)果值得信賴。

3.4 模型綜合評價討論分析 （1）指標(biāo)權(quán)重：權(quán)重計算不能只考慮專家對一級指標(biāo)的百分制評分，還需同時考慮每位專家對各指標(biāo)的權(quán)威系數(shù)，以此保證權(quán)重分配的可靠性，最終權(quán)重由高到低依次為日常生活能力、跌倒風(fēng)險、認(rèn)知能力、壓瘡風(fēng)險、醫(yī)療護理項目、異常表現(xiàn)/癥狀、自我照護知識需求，排序結(jié)果與文獻查閱及專家訪談結(jié)果均較為契合，從實際角度出發(fā)也較符合老年長期照護所關(guān)注評估內(nèi)容的輕重緩急。（2）綜合評價法的選取：不同綜合評價法原理不同，各法優(yōu)勢與缺陷并存，綜合考量模型未來實際評估操作過程中應(yīng)具備計算簡便的特點，故選取綜合評分法對模型進行綜合評價；由于7個一級指標(biāo)原始分值各不相同，不具備直接加和的條件，故首先需對該分值進行標(biāo)準(zhǔn)化，并使最終模型總分為0～100分，分值越高表示老年人狀態(tài)越好，對他人照護依賴程度越小。（3）模型最終分級：最終分級結(jié)果顯示不依賴與輕度依賴比例相當(dāng)，這與本調(diào)查現(xiàn)況大致相符，由于抽樣人群幾乎均來源于已接受長期照護或已患慢性病的老年人群，因此有65.34%（426/652）的老年人達到需長期照護的標(biāo)準(zhǔn)便不足為奇。此外，極重度依賴有35分的取值區(qū)間，大于其他級別取值跨度，原因在于本研究“異常表現(xiàn)或癥狀”和“醫(yī)療護理項目”2個較為特殊的指標(biāo)得到滿分的概率在現(xiàn)實中很少，這降低了模型總分得低分的概率，致使該級別出現(xiàn)盡管分值跨度大但人數(shù)依然較少的現(xiàn)象。

4 小結(jié)

綜上所述，本研究采用文獻研究、理論析取、質(zhì)性訪談、專家函詢、問卷調(diào)查、綜合評價等多種方法初步構(gòu)建了適合居家、社區(qū)、養(yǎng)老服務(wù)機構(gòu)的“老年人長期照護分級綜合評價模型”。該模型包括日常生活能力、認(rèn)知能力、跌倒風(fēng)險、壓瘡風(fēng)險、醫(yī)療護理項目、異常表現(xiàn)/癥狀、自我照護知識需求7個一級指標(biāo)，共計119個二級指標(biāo)；其中，前4個指標(biāo)評估采用目前已十分成熟的量表，而后3個指標(biāo)由本研究自主編制，經(jīng)檢驗證明均具有良好的信效度，且均分為4級。此外，7個一級指標(biāo)權(quán)重依次為0.24、0.15、0.15、0.12、0.12、0.11、0.11，采用綜合評分法計算總分后可將模型分為5級，分值越低級別越高，表示所需照護強度、力度或難度越大。經(jīng)統(tǒng)計學(xué)客觀檢驗，認(rèn)為“老年人長期照護分級綜合評價模型”是可靠、有效且靈敏的，可較全面、具體、確切地反映老年人群對他人照護的依賴程度，可為后期長期護理保險分級定價制度研究提供參考依據(jù)。

作者貢獻：王秀華進行文章的構(gòu)思與設(shè)計、可行性分析、數(shù)據(jù)統(tǒng)計學(xué)指導(dǎo)、對文章整體負(fù)責(zé)；師亞進行調(diào)查問卷收集、文獻/資料的收集和整理、論文撰寫；劉永兵進行文章質(zhì)量控制及審校，監(jiān)督管理。

本文無利益沖突。