《用于痴呆症照护的辅助用餐时间量表》的开发与探索性验证：护理人员对用餐时间支持的看法

《Nursing & Health Sciences》：Development and Exploratory Validation of the Assisting Mealtime Scale for Dementia Care: Nursing Staff Perspectives on Mealtime Support

　　**摘要**

为患有痴呆症的人提供用餐时间的帮助面临着与护理相关的挑战，然而很少有经过验证的工具来评估护理人员的观点。本研究开发并进行了“协助用餐时间量表”的探索性验证。这个多阶段的工具开发过程包括文献回顾、专家咨询、内容验证、试点测试以及正向-反向翻译。该量表包含19个项目，被应用于澳大利亚和中国的养老机构中的护理人员（样本量N=240）。通过使用Promax旋转的主轴因子分析进行了探索性因素分析来检查因子结构。使用Kaiser–Meyer–Olkin检验和Bartlett的球形性检验来评估样本的充分性。内部一致性通过Cronbach's alpha系数进行评估。样本的充分性良好（KMO=0.891）。三个因子解释了总方差的55.25%。这些因子分别代表了“感知的知识和技能差距”、“时间和任务压力”以及对用餐时间帮助和自主性的态度。整个量表表现出良好的可靠性（α=0.890）。该量表展示了初步的构念效度和可靠性。需要进一步的确认性验证和跨文化验证。

**关键点**

在用餐时间支持患有痴呆症的人对护理人员来说涉及复杂的临床、情感和组织挑战。“协助用餐时间量表”作为一个探索性工具被开发出来，以评估护理人员对痴呆症相关用餐护理的看法，提供了其结构和内部一致性的初步证据。研究确定了三个领域：感知的知识和技能差距、时间和任务压力，以及对用餐时间帮助和自主性的态度。该量表可以帮助养老服务机构识别感知到的障碍、培训需求和组织限制，从而为有针对性的员工教育和劳动力支持措施提供信息。在更广泛的临床或研究应用之前，还需要使用确认性因素分析和跨文化测量测试进行进一步的心理测量验证。

**1 引言**

全球人口正在迅速老龄化，导致患有痴呆症的老年人数量显著增加（LoBuono和Milovich Jr 2023）。据估计，目前全世界有超过5000万人患有痴呆症，预计到2030年这一数字将上升至8200万人，到2050年将达到1.52亿人（WHO 2023）。痴呆症是一种进行性疾病，其特征是记忆、认知和功能性能力的受损，随着病情的发展，这些能力会逐渐影响日常活动和生活质量（Rotenberg和Dawson 2022）。随着痴呆症的发展，个体的饮食行为会发生变化，进食难度也会增加（Cipriani 2016, Chang等人2017）。老年人的饮食行为受到生理、病理和心理因素的复杂相互作用的影响，使得营养护理高度个性化（Cipriani 2016）。在痴呆症的早期阶段，饮食行为的变化可能很微妙，只需要最少的帮助。然而，在中度到晚期阶段，个体通常会遇到更明显的困难，包括食欲减退、拒绝食物、抓握餐具困难以及咀嚼和吞咽问题（Passos等人2024）。在严重的情况下，可能会出现吞咽困难和误吸，这会带来严重的健康风险，并增加发病率和死亡率（Figueredo 2023; Boateng等人2018）。痴呆症患者的进食困难与食物和液体摄入不足有关，导致脱水、非自愿的体重下降和营养不良。开始进食的困难是一个特别重要的风险因素，尤其是在养老机构中居住的老人（Cipriani 2016）。有证据表明，大约20%的养老机构居民营养不良，而高达56%的人有营养不良的风险（Shune和Linville 2019; Bell等人2015）。这些营养挑战不仅损害身体健康，还负面影响功能状态、恢复能力和整体福祉。重要的是，并非所有导致痴呆症患者进食困难的因素都直接归因于认知能力下降（Fostinelli等人2020）。同时存在的状况如抑郁、疲劳、药物副作用（包括抗精神病药物的使用）以及动力不足会进一步加剧进食困难（Pilgrim等人2015; Calsolaro等人2021）。应对这些多因素挑战需要全面的、响应迅速的护理方法，这些方法不仅要关注个体症状，还要涵盖护理实践和环境因素（Chang等人2026）。护理人员在用餐时间支持痴呆症患者方面发挥着中心作用，尤其是在养老机构中，他们是主要的照护者。有效的护理干预措施，包括个性化的饮食计划、支持性的喂食技术以及解决心理和生理因素的策略，已被证明可以改善痴呆症患者的食物摄入、营养状况和水分补充（LoBuono和Milovich Jr 2023; Figueredo 2023; Passos等人2024）。然而，尽管护理人员的参与被认识到非常重要，但影响他们在用餐时间提供支持的因素并不总是被充分理解或系统地评估。这些因素可能包括感知的知识和技能差距、情感压力、时间压力，以及在用餐时平衡自主性和安全性的挑战。尽管有几项工具可用于评估痴呆症患者的饮食行为、进食困难和用餐环境，但很少有工具旨在评估提供用餐时间帮助的护理人员的观点和体验。现有的测量工具主要关注居民的行为或环境因素，因此忽视了影响实际护理中用餐时间护理方式的感知知识差距、情感需求和组织限制（Whear等人2014）。例如，爱丁堡喂食评估工具广泛用于评估痴呆症患者的喂食困难；然而，它关注的是居民的行为，并没有捕捉到护理人员在用餐时间护理过程中所经历的技能、感知到的挑战或情境压力（Uyar等人2022）。鉴于护理人员对准备情况、任务难度、情感压力和组织障碍的感知会影响用餐时间支持的提供和维持，缺乏以护理人员为中心的评估工具是痴呆症护理测量中的一个重要空白。因此，“协助用餐时间量表”旨在通过捕捉护理人员对痴呆症相关用餐时间护理的感知、情感压力和组织挑战来解决这一空白（Jung 2022）。评估护理人员对痴呆症相关用餐时间护理的看法对于识别感知到的障碍、培训需求和需要组织支持的领域至关重要（Faraday等人2019; Li等人2021b）。一个专门的工具可以提供关于员工体验和情境限制的结构化见解，从而为养老机构中有针对性的教育、劳动力发展策略和质量改进措施提供信息（Jung 2022）。这种方法有可能改善痴呆症患者的护理实践和营养结果。因此，本研究的目的是开发并初次探索性地验证一个调查工具，以评估护理人员在用餐时间支持痴呆症患者方面的观点和体验。通过使用探索性因子分析（EFA），本研究旨在检查“协助用餐时间量表”的潜在结构，并提供其心理测量特性的初步证据。作为一个初步的探索性评估工具，该量表可能为未来干预措施的发展和改善用餐时间护理实践提供信息。然而，需要进一步的验证来确认其在养老机构中的稳健性和更广泛的适用性。

**2 方法**

**2.1 研究设计和伦理批准**

“协助用餐时间量表”的开发和探索性验证遵循了仪器开发的既定指南（372013），包括三个连续的阶段：（1）项目生成和领域识别；（2）内容验证和初步完善；（3）探索性心理测量评估。每个阶段都为后续阶段提供了信息，确保了量表开发的系统性和迭代性方法。该研究的伦理批准已获得大学人类研究伦理委员会（HREC批准编号：H15406）的批准。

**2.2 第一阶段：项目开发**

**2.2.1 领域识别和项目生成**

使用PubMed、CINAHL和Scopus进行了全面的文献回顾，涵盖了从数据库创建到2024年2月的出版物。搜索重点是痴呆症患者的用餐时间挑战、护理人员的行为和体验，以及与用餐时间帮助和营养护理相关的现有测量工具。文献中确定的关键主题包括对进食困难的情感反应、管理复杂行为的信心、沟通挑战、伦理紧张、感知的知识差距以及与工作流程相关的压力。为了确保量表反映了 frontline 护理人员的观点，研究团队进行了迭代讨论，将实证证据与痴呆症护理的专业知识结合起来。基于这一过程，生成了大约23个项目的初步池。这些项目被初步分为五个领域：知识和技能缺陷、护理理念和方法、干预偏好、无助感和悲观情绪、工作负荷和时间管理。这些领域是项目开发的概念性指导，而不是固定的结构假设，并在后续的心理测量评估中进行了实证完善。所有项目都以陈述句的形式表述，并使用传统的5点李克特量表进行评分（1=强烈不同意到5=强烈同意）。5点李克特量表被广泛认为适合评估态度和感知构念，并在保持可用性的同时支持细致的响应模式（Sullivan和Artino Jr. 2013; Rotenberg和Dawson 2022）。保留了一个中性中点（“既不同意也不反对”），以便获得平衡的响应（Rush等人2017）。没有包括反向表述的项目，因为反向编码可能会引入测量误差并增加调查工具的认知负担（Saucedo Figueredo等人2023）。

**2.2.2 内容有效性**

内容有效性是通过对Bandura的自我效能理论和以人为中心的护理原则的指导，通过一个结构化的多阶段审查过程建立的。最初生成了大约23个项目的初步池，并分为五个领域：知识和技能缺陷、护理理念和方法、干预偏好、无助感和悲观情绪、工作负荷和时间管理。最初的项目池由一个由六名成员组成的专家小组进行了审查，其中四名是具有痴呆症护理专长的学术护理研究人员，两名是临床营养师。专家们独立评估每个项目的相关性、清晰度和代表性，并提供了关于措辞、重复性和领域覆盖的定性反馈。基于这些反馈，由于重复性、领域间的重叠或清晰度有限，四个项目被移除。此外，小组还识别出一个与居民自主性和任务效率之间的伦理紧张相关的概念性差距，因此增加了一个新项目（Gauci等人2024）。为了进一步评估表面有效性和文化适宜性，六名未参与主要研究的养老机构注册护士审查了修订后的量表。对措辞和顺序进行了轻微调整，以增强清晰度并减少歧义。随后，由四名原始专家中的四人重新审查了改进后的19个项目量表，对与自主性相关的项目进行了少量术语修订。在这个阶段没有添加或移除任何项目。所有修订都经过四位合著者的共识讨论和最终确定，并保持了修订记录。这个迭代过程产生了一个内容相关性和代表性令人满意的19个项目量表，适合后续的心理测量评估（Yip等人2016）。

**2.2.3 理论框架**

“协助用餐时间量表”借鉴了Bandura的自我效能理论和以人为中心的护理（PCC）原则。自我效能理论强调个体对自己管理复杂任务和挑战性情况的信心，这可能会影响护理人员对进食困难、行为抵抗和安全问题的感知和反应（Batchelor-Murphy等人2015）。然而，该量表并不是直接测量自我效能，而是捕捉了与用餐时间支持相关的更广泛构念，包括感知到的障碍、任务难度、情感压力和态度反应。这些元素可以理解为临床实践中能力评估的各个方面，而不局限于效能信念。PCC原则指导了涉及居民自主性、伦理决策和个性化用餐时间支持的项目开发，确保了护理的关系和情境领域被纳入考虑（McCormack和McCance 2006）。这些框架共同为项目开发和探索性因子分析提供了概念性视角，将感知到的知识差距、工作负荷压力和态度信念置于以人为中心的痴呆症护理体验的更广泛理解之中。

**2.3 第二阶段：量表开发和初步评估**

**2.3.1 试点测试和跨文化适应**

在未参与主要研究的养老机构中，对六名护理人员进行了初步的试点测试。参与者完成了草稿量表，并提供了关于清晰度、措辞、可解释性和完成难度的结构化反馈。对项目表述和顺序进行了轻微的改进，以提高可读性和减少歧义。在这个阶段没有移除任何项目。由于招募了来自澳大利亚和中国的参与者，在在中国进行正式测试之前，进行了结构化的正向-反向翻译程序，以确保语言版本之间的语义和概念等同性。原始的英文量表由两位具有痴呆症护理和养老机构专长的双语研究人员独立翻译成中文。通过共识讨论协调了翻译结果，优先考虑概念等同性而不是文字上的直接对应。經過協調的中文版隨後由一名獨立的双語翻譯者重新翻譯成英文，該翻譯者對原始工具文獻不知情。重新翻譯的結果與原始英文版本進行了系統性比對，以识别其中的差異，并进行了必要的微調，以确保語義一致性。之後，這個中文版在中國的老年護理機構工作的六名註冊護士中進行了預測試，以評估其清晰度、情境相關性和文化適宜性。只進行了少量的用詞調整，未發現任何實質性的概念修改。由於本研究的主要目的是開發探索性工具，而非進行跨國比較，因此將來自澳大利亞和中國的數據合併，以增強探索性因子分析的統計功效和穩定性。合並後的樣本量（N=240）使得每個項目的平均受試者數量達到了EFA建議的5-10人範圍，從而支持了因子提取的穩定性。初步檢查表明，不同子樣本之間的項目相關模式大致相當。然而，在這個探索性階段，尚未進行正式的多組测量不變性檢驗。因此，合並的結果應該被解读爲識別出初步的潛在結構，而非確立跨文化等效性。

2.3.2 參與者和數據收集
樣本量是根據每個項目5-10名參與者的建議指南確定的，並增加了20%的預留量以應對不完整回答的情況（Shune和Linville 2019）。2024年1月至10月間，通過目的性和方便抽樣的方式從澳大利亞悉尼和中國成都的老年護理機構招募了護理人員。雖然參與者來自兩個國家，但本研究的目的是識別不同文化背景下護理人員的感知，而非進行比較。數據被合併以支持在初始量表驗證階段的探索性因子識別。合格的參與者包括至少有兩周經驗在進餐時間協助患有痴呆症人士的註冊護士和護理助理。參與者需要能夠獨立完成調查問卷的填寫。全日制、兼職或臨時工作的護理人員均有資格參與。數據通過匿名在線自填式調查收集。從參與機構獲得了組織許可，並由訓練有素的研究人員協調調查的分發。參與是自願的，提交完整的問卷被視為已獲得知情同意的證據。共收到了240份完整的問卷，並用於探索性因子分析。

2.3.3 样本充分性
使用Kaiser–Meyer–Olkin (KMO)指數和Bartlett球形度檢驗來評估樣本充分性。整體的KMO值為0.891，表明樣本充分性非常好，適合進行因子分析。Bartlett檢驗在統計上顯著（p<0.001），確認了相關矩陣適合進行因子分析。

2.3.4 工具
最終的測量工具包括19個項目，每個項目都使用5點李克特量表進行評分（1=強烈不同意到5=強烈同意）。這些項目主要采用負向表述，以捕捉與進餐時間協助相關的感知障礙、情感壓力和情境挑戰。其中一個項目評估了在時間壓力下協助居民的意願。得分越高，表示在進餐時間支持患有痴呆症的人們時所感受到的挑戰和限制越大。

2.3.5 数据分析
使用描述性統計來总结參與者的特征和項目分布。采用主軸因子分析（Principal Axis Factoring, PAF）進行探索性因子分析（EFA）。考慮到知識差距、情感壓力以及組織約束等領域在概念上的相互關聯性，采用了斜交旋轉方法（Promax旋轉並進行Kaiser標準化），以允許因子之間存在相關性。因子的保留基於多種標準，包括特征值大於1、檢視Scree圖以及概念上的可解釋性。每個因素至少需要包含三個項目，以確保結構穩定性。項目的保留標準是事先指定的。如果項目在Promax旋轉後的模式矩陣中的主因子载荷≥0.30，則被认为應該保留。通过比較主載荷和次載荷的大小來評估項目的交叉載荷。雖然有些項目顯示出輕微的交叉載荷，但主載荷通常比次載荷更強，因此項目的保留基於其所在領域內的整體可解釋性和概念一致性。在載荷差異較小的情況下，決定會參考理論對齊性和整體因子結構的清晰度。

3 結果
最終版本的量表包含19個項目，每個項目都使用5點李克特量表進行評分，並被組織成三個因子，這些因子在整篇手稿中保持一致。項目之間的相關性並未显示出冗餘（沒有相關性大于0.80的項目），表明概念上相似的項目在統計上沒有重複。

3.1 參與者特征
表1总结了參與者的 demographic 特徵。數據收集於2024年1月至10月間，來自澳大利亞（43.3%，n=104人）和中國（56.7%，n=136人）的240名在老年護理機構从事進餐時間協助工作的護理人員。大部分參與者為女性（86%，n=205人），其次是男性（13%，n=32人），有1%的參與者選擇不透露性別。近一半的參與者受教育程度在高中及以下（49.6%，n=119人），32.1%的參與者持有老年護理三級或四級證書（n=77人）。參與者平均有約4年的老年護理工作經驗。

3.2 描述性統計和可靠性診斷
19個項目的量表顯示了良好的內部一致性（Cronbach's α=0.890；標準化α=0.895）。修正後的項目-總體相關性範圍從0.080到0.702，大部分項目的相關性超出了建議的0.30閾值。刪除任何一個單個項目並未顯著提高整體可靠性，除了項目10，它的項目-總體相關性較低（0.080），但如果刪除該項目後α值略有增加（α=0.897）。儘管項目10的修正後項目-總體相關性和提取 communalities 均较低，但由于其在對待痴呆症進展的宿命論信念方面的概念相关性，仍被保留。鑑於其統計表現不佳，項目10需要在將來的確認性建模中進行慎重評估，包括可能的重新表述或刪除。所有其他項目都對量表的可靠性做出了充分貢獻。（見表2）。

3.3 因子有效性
通過Kaiser–Meyer–Olkin (KMO)指數和Bartlett球形度檢驗來檢查因子有效性。KMO值為0.891，表明樣本充分性非常好，適合進行因子分析。Bartlett檢驗在統計上顯著（p<0.001），確認相關矩陣不是單位矩陣，且存在足夠的項目間相關性以進行因子提取。使用PAF和Promax旋轉進行的探索性因子分析得出了三個可解釋的因子。前三个因子的初始特征值分別為7.108、2.117和1.271，共同解释了總方差的55.25%。雖然第四個因子的特征值略高於1（1.025），但Scree圖的視覺檢查顯示在第三個因子之後有明確的拐點。此外，三因子解釋在概念上具有連貫性和可解釋性，而第四個因子並不代表一個明確或具有理論意義的構造。因此，保留了三因子解釋。

3.4 項目共性
PAF被用來檢查19個項目中與協助患有痴呆症人士進餐時間相關的感知和經驗的共享方差。初始共性範圍從0.252到0.680，表明在提取之前大部分項目之間有中等程度的共享方差。提取後，共性範圍從0.232到0.717，表明保留的因子解釋了大部分項目的合理比例的方差。特别是以下項目的共性較高：

- 項目15（“我不知道如何應對患有痴呆症的人拒絕进食”）（h2=0.717）
- 項目19（“協助患有痴呆症的人進食是最困難的任务…”）（h2=0.660）
- 項目12（“為患有痴呆症的人提供進食服務需要太多時間”）（h2=0.643）
- 項目7（“我沒有信心通過口飽方式幫助患有痴呆症的人安全进食”）（h2=0.607）

这些結果表明，因子解釋了反映感知到的困難、缺乏信心和工作負擔的大量方差。然而，有一些項目的提取共性相對較低（<0.30），包括：

- 項目10（“患有痴呆症的人的進食困難是不可避免的…”）（h2=0.232）
- 項目2（“管饲是最好的方式…”）（h2=0.261）
- 項目4（h2=0.343）
- 項目6（h2=0.344）

這些結果表明，某些項目的心理測量能力可能較弱，可能需要在將來的確認性分析中進行修改或進一步評估。總體而言，共性模式表明保留的因子解釋了這次探索性分析中大部分項目的合理比例的方差。然而，在解釋結果時應考慮到共性較低的項目存在，並且需要使用確認性因子分析和跨文化測量不變性檢驗進一步驗證（見表3）。

3.4 因子有效性
通過Kaiser–Meyer–Olkin (KMO)指數來檢查樣本充分性，該指數為0.891，表明樣本充分性非常好，適合進行因子分析。Bartlett球形度檢驗在統計上顯著（p<0.001），確認相關矩陣不是單位矩陣，且存在足夠的項目間相關性以進行因子提取。使用PAF和Promax旋轉進行的探索性因子分析得出了三個可解釋的因子。前三個因子的初始特征值分別為7.108、2.117和1.271，共同解释了總方差的55.25%。雖然第四個因子的特征值略高於1（1.025），但Scree圖的視覺檢查顯示在第三個因子之後有明確的拐點。此外，三因子解釋在概念上具有連貫性和可解釋性，而第四個因子並不代表一個清晰或具有理論意義的構造。因此，保留了三因子解釋。

3.5 項目共性
PAF被用來檢查19個項目中與協助患有痴呆症人士進餐時間相關的感知和經驗的共享方差。初始共性範圍從0.252到0.680，表明在提取之前大部分項目之間有中等程度的共享方差。提取後，共性範圍從0.232到0.717，表明保留的因子解釋了大部分項目的合理比例的方差。特别是以下項目的共性較高：

- 項目15（“我不知道如何應對患有痴呆症的人拒絕进食”）（h2=0.717）
- 項目19（“協助患有痴呆症的人進食是最困難的任务…”）（h2=0.660）
- 項目12（“為患有痴呆症的人提供進食服務需要太多時間”）（h2=0.643）
- 項目7（“我沒有信心通過口飽方式幫助患有痴呆症的人安全进食”）（h2=0.607）

這些結果表明，因子解釋了反映感知到的困難、缺乏信心和工作負擔的大量方差。然而，有一些項目的提取共性相對較低（<0.30–0.35），包括：

- 項目10（“患有痴呆症的人的進食困難是不可避免的…”）（h2=0.232）
- 項目2（“管饲是最好的方式…”）（h2=0.261）
- 項目4（h2=0.343）
- 項目6（h2=0.344）

這些結果表明，某些項目的心理測量能力可能較弱，可能需要在將來的確認性分析中進行修改或進一步評估。總體而言，共性模式表明保留的因子解釋了這次探索性分析中大部分項目的合理比例的方差。然而，在解釋結果時應考慮到共性較低的項目的存在，並且需要使用確認性因子分析和跨文化測量不變性檢驗進一步驗證（見表3）。我不愿意协助患有痴呆症的人进食。

12. 为患有痴呆症的人提供饮食服务需要花费太多时间。

13. 我害怕在协助他们进食时他们会拒绝进食。

14. 我不知道如何处理患有痴呆症的人窒息的情况。

15. 我不知道如何应对他们拒绝进食的情况。

16. 我可以同时帮助两名或更多患有痴呆症的人。

17. 患有痴呆症的人不需要被给予选择食物的权利。

18. 协助患有痴呆症的人进食应该尽可能快速完成。

19. 协助他们进食是照顾痴呆症患者过程中最困难的任务。

注：数据提取方法：主轴因子分析。

在探索性因子分析（EFA）中识别出三个因素：
使用PAF和Promax旋转方法，分析确定了三个因子。样本 adequacy 很好（KMO = 0.891），Bartlett 的球形度检验在统计上显著，χ2(171) = 2038.811，p < 0.001，这证实了数据适合进行因子分析。因子保留基于多个标准，包括特征值大于1、Scree 图的检查以及概念上的可解释性。保留的三个因子解释了总方差的55.25%，并且旋转在七次迭代后收敛。这三个因子被标记为“感知的知识和技能差距”、“时间和任务压力”以及“对用餐时间协助和自主性的态度”。交叉负荷通常较低；然而，鉴于分析的探索性，交叉负荷的项目是根据主要负荷的强度以及概念上的连贯性保留的，在解释时应谨慎对待。当项目显示多个负荷时，最终保留是基于主要负荷的强度以及概念上的连贯性。因子间的相关性范围从0.221到0.653，表明这些因子是相关的但可以区分的。

因子1：感知的知识和技能差距
- 我不知道如何处理进食困难。
- 当患有痴呆症的人在进食时有困难时，我无能为力。
- 我没有足够的培训。
- 我没有信心安全地提供协助。
- 即使有有效的技能也无济于事。
- 无论我做什么，患有痴呆症的人的情况仍然会恶化。
- 我不知道如何处理窒息的情况。
- 提供饮食服务需要花费太多时间。
- 协助是最困难的任务。
- 我可以同时帮助两名或更多患有痴呆症的人。
- 我协助是为了节省工作时间。
- 我不喜欢协助进食。
- 管饲是最佳的解决方案。
- 管饲比口服喂食更容易。
- 困难是不可避免的，并且会恶化。
- 我害怕在协助过程中遇到拒绝。

注：因子是使用主轴因子分析提取的，并使用Promax进行旋转，同时应用Kaiser标准化。仅显示负荷值≥0.30的项目，较小的负荷值为了清晰而被省略。加粗的值表示每个项目最终被分配到的主要因子。为了透明起见，展示了交叉负荷，但在评分中并未用于多重分配。最终的因子结构包括因子1（项目1、3、5、7、8、9、14和15）、因子2（项目6、12、16、18和19）以及因子3（项目2、4、10、11、13和17）。因子1：感知的知识和技能差距包括反映了对管理痴呆症患者在用餐时间遇到的困难的知识、培训和信心的缺乏的项目。主要负荷范围从0.361到0.847，其中管理进食拒绝的困难（0.847）、处理进食困难的缺乏知识（0.776）、无法管理进食困难（0.774）以及缺乏安全协助口服喂食的信心（0.725）的负荷最强。因子2：时间和任务压力包括反映工作负担和用餐时间协助期间时间相关压力的项目。主要负荷范围从0.364到0.570。这个因子中的项目涵盖了诸如协助居民节省时间（0.570）、快速完成喂食任务（0.549）、认为用餐时间协助是最困难的护理任务（0.547）以及与喂食支持相关的时间负担（0.512）等主题。因子3：对用餐时间协助和自主性的态度包括反映了对管饲用餐时间协助、营养下降以及居民在用餐时间的选择的信念的项目。主要负荷范围从0.408到0.604。最强的负荷包括认为居民不需要食物选择（0.604）、认为管饲比口服喂食更容易（0.494）、支持管饲是解决进食困难的最佳方案（0.490）以及认为进食能力下降是不可避免的信念（0.481）。Promax旋转后的因子相关矩阵显示因子1和因子2之间存在中等程度的关联（r = 0.653），因子1和因子3以及因子2和因子3之间的关联较弱（r = 0.221和r = 0.269），表明这三个领域在概念上是相关的但有所区分。然而，这些关联也表明因子之间存在一些共同方差，在解释量表的维度时应予以考虑。整个19项量表的内部一致性良好（Cronbach's α = 0.890）。子量表的可信度对于感知的知识和技能差距（α = 0.904）来说非常优秀，对于时间和任务压力（α = 0.790）来说是可以接受的，对于对用餐时间协助和自主性的态度（α = 0.712）来说也是可以接受的。应当注意，这些可靠性估计应在探索性研究的背景下作为初步证据来解释。

4. 讨论
本研究的主要目标是开发并进行一项探索性评估，以评估护理人员在支持老年痴呆症患者在用餐时间方面的观点和经验。探索性因子分析确定了一个理论上连贯的三个因子结构，解释了总方差的55.25%，为该结构的多维性质提供了初步证据。保留的因子——感知的知识和技能差距、时间和任务压力以及对用餐时间协助和自主性的态度——代表了相互关联但可区分的用餐时间护理挑战领域。解释的方差比例与其他护理和痴呆症护理研究中的探索性工具开发研究报告的比例相当（A. Field 2013; Tavakol and Dennick 2011），尽管鉴于研究设计和样本特征的差异，此类比较应谨慎解释。总体而言，这些发现为该工具的内部结构提供了初步支持，而不是决定性验证。这些发现共同表明，痴呆症患者的用餐时间护理挑战源于个人能力评估与组织限制之间的相互作用，这突显了多层次劳动力干预的必要性。共收到240份问卷，完成并提交问卷被视为知情同意的证据，反映了强烈的参与度，强调了用餐时间护理在日常实践中的临床重要性。类似的研究表明，在研究喂食困难、营养护理和养老院一线护理经验时也观察到了类似的参与度（Training.gov.au 2024; Robinson 2014; Chenoweth 2010; Saucedo Figueredo et al. 2023），这表明用餐时间协助在痴呆症护理中既具有挑战性又至关重要（Training.gov.au 2024; Robinson 2014; Chenoweth 2010; Chenoweth 2010; Saucedo Figueredo et al. 2023）。这一高参与率支持了研究的可行性和实际相关性；然而，不应将其解释为超出研究样本的代表性的证据。结果的解释必须放在研究的意图范围内。尽管许多项目的表述是负面的，但该量表并不旨在将护理人员的态度描绘为本质上消极或带有污名化的。相反，这些项目捕捉到了在协助痴呆症患者用餐时间时遇到的感知障碍、情绪压力和组织挑战。这种框架与之前的研究一致，后者将工作人员的反应理解为系统和情境限制的反映，而不是个人缺陷（Chang et al. 2023; Chen et al. 2023）。这种方法支持了伦理解释和劳动力发展的建设性应用。

4.1 人口统计洞察和劳动力特征
参与者的基本人口统计特征大致反映了养老护理研究中报告的模式，包括以女性为主的劳动力群体和中等年龄（Training.gov.au 2024; Robinson 2014）。持有三级或四级资格证书的工作人员比例很高，这与一线养老护理角色典型的职业培训路径一致（Chenoweth 2010）。参与者报告的平均养老护理经验约为4年；然而，经验本身并不一定等同于能够管理复杂的进食困难（Chang et al. 2023; Perry 2011）。这些特征为解释量表结果提供了背景信息，特别是感知的知识和技能差距、时间和任务压力的重要性。这些结果强调了在吞咽困难管理、以患者为中心的喂食策略以及用餐时间伦理决策方面进行结构化专业发展的必要性。

4.2 因子效度和工具开发
本研究使用的方法符合护理研究中探索性工具开发的既定指南。通过专家评审和迭代改进，面度和内容有效性得到了加强（A. Field 2013; Tavakol and Dennick 2011）。强大的Kaiser–Meyer–Olkin值（0.891）和显著的Bartlett球形度检验证实了样本适合进行因子分析。三个因子结构突显了护理人员在痴呆症患者用餐时间护理中的复杂经历。Promax旋转显示感知的知识和技能差距与时间和任务压力之间存在中等程度的相关性（r = 0.653），而与对用餐时间协助和自主性的态度之间的相关性较弱（r = 0.221–0.269）。这些发现支持了斜旋转的适当性，并表明这些领域代表了护理人员感知的相关但可区分的方面。然而，观察到的相关性也表明这些领域之间存在一定程度的重叠，在解释因子结构时应予以考虑。感知的知识和技能差距与时间和任务压力之间的中等程度关联表明，感知的知识和技能局限可能会因组织限制而加剧。相对较多的项目加载到因子1上，进一步表明感知的能力相关关切是用餐时间护理挑战的一个核心维度，而不仅仅是边缘性构造。这种模式可能反映了样本中能力相关感知的突出性，尽管不应将其解释为构造层次结构的决定性证据。这种能力的集中可能反映了支撑该量表的理论框架中能力评估的中心性，而不是提取的统计伪影。这种能力相关因素的突出性与Bandura将自我效能视为复杂护理情境下行为参与的中心决定因素的概念一致（Faraday et al. 2019），尽管目前的发现仅提供了间接和初步的支持。

4.3 与现有文献相关的已识别因子的解释
三个因子结构表明，护理人员对痴呆症患者用餐时间护理的看法受到能力相关关切、组织压力和态度信念的影响。感知的知识和技能差距表明，工作人员可能感到没有足够的准备来管理痴呆症患者的进食困难，这与先前研究中描述的吞咽困难管理培训有限、行为进食挑战和安全口服喂食技术的局限性一致（Batchelor-Murphy et al. 2015; Chang et al. 2023; Chang, Lin, et al. 2017）。这种准备上的差距可能导致不确定性，并更加依赖以任务为中心的而非个性化的用餐时间支持。时间和任务压力突显了工作负担和组织限制对用餐时间护理的影响。这一发现与现有文献一致，表明时间压力和人员配置限制是进行以患者为中心的痴呆症护理的重要障碍，特别是在用餐时间（Li et al. 2021a）。强调效率的组织优先事项可能会减少关系性和个性化支持的机会。对用餐时间协助和自主性的态度反映了对于管饲用餐、能力下降的不可避免性以及居民在用餐时间的选择的信念。这个因素与其他领域之间的较弱相关性表明，这些态度信念可能代表了用餐时间护理的一个较为独特的维度。关于自主性、安全性和营养充足性的伦理困境在痴呆症护理文献中已被广泛讨论（Batchelor-Murphy等人，2015年），而当前的研究发现强调了在员工培训和组织政策中同时关注实践和态度领域的重要性。综合这些发现表明，痴呆症患者用餐时间护理中的挑战不仅受到员工准备情况的影响，还受到护理环境中的组织和信念因素的影响。这一模式支持需要采取多层次策略，以增强员工的能力、减轻结构压力，并促进以患者为中心的用餐支持方法。

## 5 研究的优势与局限性
本研究具有几个优势。它采用了一个系统的、多阶段的工具开发流程，包括文献回顾、多学科专家咨询、试点测试和探索性心理测量评估。这种结构化的方法提高了内容有效性、概念清晰度和临床相关性。使用带有斜旋转的探索性因素分析有助于识别相互关联但可区分的护理人员认知领域，而内部一致性测试提供了可靠性的初步证据（A. Field，2013年）。这些程序共同支持了工具开发过程的方法学透明度和探索性严谨性。重要的是，该量表涵盖了痴呆症患者用餐时间护理的三个相互关联的领域：感知到的知识和技能差距、时间和任务压力，以及与用餐时间协助和自主性相关的态度信念。通过反映个人认知和组织影响，该量表认识到用餐时间的挑战源于员工准备程度、情感需求和结构限制之间的相互作用。纳入来自两个护理系统的护理人员进一步增强了该量表在不同实践背景下的潜在适用性，尽管其推广范围仍有限。然而，也有一些局限性需要承认。作为一项探索性验证研究，未进行确认性因素分析、收敛效度测试和差异项目功能测试。缺乏平行分析是一个方法学上的局限性。此外，跨两个国家汇总数据而没有进行正式的多组测试，限制了获取跨文化等价性的能力，可能会掩盖潜在的因素结构差异。尽管应用了多重保留标准来支持因素选择，但未来的验证应包括平行分析和确认性因素分析，以增强结构的稳健性。因此，三因素结构需要在独立样本中进行复制。横断面设计限制了因果关系的解释，而依赖自我报告的数据可能会引入响应偏差。尽管翻译程序支持了语义等价性，但未进行正式的跨文化测量不变性测试。未来的研究应在更广泛实施之前，检查结构稳定性和在不同文化环境中的不变性，并进一步评估项目的表现，特别是那些在当前研究中表现出较弱心理测量特性的项目。

## 6 对医疗实践和未来研究的启示
本研究增进了对护理人员在用餐时间支持痴呆症患者方面的看法和挑战的理解，并提供了实用见解，以指导旨在改善营养护理和整体痴呆症护理质量的针对性干预措施。管理痴呆症患者的健康和营养状况是复杂的，这凸显了需要经过验证或精心开发的工具来帮助识别员工的支持需求，并指导个性化教育和援助（Gaskin和Happell，2014年）。19项的“协助用餐时间量表”可能为评估与痴呆症患者用餐时间护理相关的护理人员挑战提供一种结构化的方法。通过捕捉关键障碍和支持需求，该量表有助于识别需要进一步关注的领域，尽管其应用应被视为初步的，并需在不同背景下进行进一步验证。基于这些发现，可以提出几项可行策略。这些策略包括加强培训项目以提高实际喂食技能和管理进食困难的信心（Batchelor-Murphy等人，2015年；Chang等人，2023年；Chang、Lin等人，2017年；Chen等人，2023年）；实施同伴支持或咨询等情感支持机制以应对心理压力（Perry，2011年）；优化工作流程和人员配置以减少时间压力；以及促进尊重痴呆症患者自主性和食物偏好的以患者为中心的护理方法（Kigozi等人，2021年）。这些策略共同有助于提高护理质量和营养结果。未来的研究应该检查所确定因素结构的稳定性，并评估针对性员工发展策略随时间的有效性。在不同的护理环境中进行比较研究可能会进一步完善针对护理人员的具体策略，以改善痴呆症患者的用餐时间护理（Li等人，2021a）。此外，在更广泛实施之前，还需要对量表进行进一步的心理测量评估，包括确认性因素分析、测量不变性测试和项目改进。

## 7 结论
本研究报道了“协助用餐时间量表”的初步开发和探索性验证，这是一个包含19项的量表，旨在评估护理人员对在用餐时间支持痴呆症患者的看法。探索性因素分析确定了一个由感知到的知识和技能差距、时间和任务压力以及对用餐时间协助和自主性的态度组成的三因素结构。这些领域反映了主要的感知障碍、组织限制和影响用餐时间护理实践的态度因素。整个量表表现出可接受的内部一致性，提供了可靠性和内部结构连贯性的初步证据。研究结果表明，痴呆症患者用餐时间护理中的挑战是多方面的，受到个人准备情况和护理环境中的结构条件的影响。“协助用餐时间量表”可能为检查这些相互关联的领域提供一个有用的探索性框架，并有助于在研究和实践背景下识别培训和员工支持的领域，尽管其应用应谨慎进行，并取决于进一步的验证。作为一项基于汇总的跨国数据的探索性验证研究，研究结果应谨慎解释。需要使用独立样本进行进一步的心理测量评估，包括确认性因素分析、收敛效度评估以及跨文化和组织背景下的测量不变性检查。此外，对心理测量表现较弱的项目进行改进可能会进一步增强量表的有效性。在现阶段，该量表应被视为一个探索性工具，而不是一个完全经过验证的测量工具，有待额外的实证证据。随着持续的验证，该量表可能有助于未来研究，以更好地理解和改善痴呆症患者的用餐时间护理。

## 8 对临床实践的相关性
“协助用餐时间量表”提供了一种结构化的方法，用于识别与痴呆症患者用餐时间护理相关的护理人员支持需求。通过突出感知到的知识差距、情感压力、组织限制和与自主性相关的挑战，该量表可以为有针对性的员工培训、员工支持以及旨在改善痴呆症患者用餐体验和营养护理的质量改进计划提供信息。

### 作者贡献
Hansen Tang（Cindy）：概念化、验证、撰写——原始草稿。
WenPeng You：验证、正式分析、审阅和编辑。
Kazem Razaghi：撰写——审阅和编辑。
Fung Kuen (Tebbin) Koo：撰写——审阅和编辑。
Hui-Chen (Rita) Chang：概念化、验证、撰写——审阅和编辑。

### 致谢
作者衷心感谢CASS、MCCI和Jinxing Kang Yang养老机构对本研究的慷慨支持。他们在协助接触参与者、提供资源和支持研究实施方面的帮助对于项目的成功至关重要。开放获取出版由西悉尼大学通过Wiley - 西悉尼大学协议与澳大利亚大学图书馆员委员会的合作得以实现。

### 资金
作者无需报告任何资金情况。

### 伦理声明
本研究遵循了涉及人类受试者的研究的既定协议和程序。该研究获得了西悉尼大学人类研究伦理委员会（H15406）的批准。

## 利益冲突
Wenpeng You是《护理与健康科学》杂志的副主编，也是本文的合著者。手稿由与作者或机构无关的编辑管理，并经过仔细监控，以确保没有同行评审偏倚。

### 数据可用性声明
支持本研究结果的数据可向相应作者索取。由于隐私或伦理限制，这些数据不能公开获取。