本研究基于SAV等^[10]的治疗负担概念框架初步将治疗负担分为经济负担、自我管理负担、时间负担、心理社会负担及药物负担。为进一步了解我国老年慢病共存患者治疗负担的内容，本研究选取老年慢病共存患者进行半结构深入访谈（半结构化访谈过程及结果见文献^[22]）。最后基于治疗负担的概念框架，结合文献分析和质性研究的结果拟定量表条目池，包含6个维度，49个条目。

于2021年7—9月，开展两轮专家咨询。选择以老年慢性病为研究方向的老年医学专家；专家人数参照徐国祥^[23]提出的8~20人选择标准，结合本研究实际及文献报道，最终专家人数拟定为15名。专家纳入标准：（1）老年慢性病、老年护理、工具研制等方向的专家；（2）本科及以上学历；（3）5年以上相关领域工作经验（医疗、护理、心理等）；（4）中级及以上专业技术职称；（5）愿意参与本研究。回收调查表后统计专家的基本情况，并计算专家的积极系数、权威系数（Cr）及变异系数（CV）。积极系数通过有效问卷回收率来反映，有效问卷回收率=收回有效咨询表份数/发出咨询表份数×100%。Cr由专家评价量表条目时的判断依据（Ca）和专家自评熟悉程度（Cs）来决定，Cr=（Ca+Cs）/2。用Kendall协调系数（Kendall's W）和CV来表示专家意见的协调程度。CV越小，提示专家协调程度越高，一般CV<0.250表示可接受。Kendall's W越高，表示专家对条目的认同度和一致性越高。第1轮专家咨询完成后计算条目重要性均分和CV两项指标，需同时满足CV<0.250和重要性均分>3.500分^[24]。若只符合一项，课题组需集合专家意见，综合条目的临床实用性，再进行讨论，以此决定该条目是否应该删除或者修改。若有专家建议新增条目，则将该条目纳入下一轮专家咨询问卷中。第2轮专家咨询评判标准同第1轮。

经过两轮专家咨询对条目池进一步筛选后，开展预测试研究。于2021年9月，采用便利抽样的方法，选取成都市三级甲等医院20名老年慢病共存患者进行预测试，了解患者对该量表的用词及表达的建议，检查条目有无歧义等。研究对象的纳入标准：（1）被二级及以上医院确诊患有≥2种慢性病（慢病共存）；（2）慢病共存确诊时间>6个月；（3）年龄≥60岁；（4）无精神疾病，有正常沟通能力，自愿参与本研究者。排除标准：（1）正在参加其他临床研究者；（2）病情严重，无法配合研究的患者。通过预测试研究检验本量表条目是否能被研究对象理解和接受，在语言上实现通俗易懂、便于理解的目的。

于2021年9—11月，采用便利抽样的方法，选取成都市三级、二级、一级医院各1所，并从中便利选取老年慢病共存患者，研究对象纳入及排除标准同预测试。由研究者向患者发放调查问卷，调查问卷包括研究对象基本资料调查表和老年慢病共存患者治疗负担初始量表。采用项目分析（临界比值法、相关系数法、离散趋势法、Cronbach's α系数法）及探索性因子分析法对量表条目进行筛选，最终形成测试版量表。临界比值法是从条目的区分度方面对条目进行筛选，该方法是将研究对象按量表总得分进行排序，总得分前27%的调查对象为高分组，总得分后27%的调查对象为低分组，通过独立样本t检验比较高分组和低分组在每个条目得分的差异，差异有统计学意义（P<0.05）的条目予以保留，差异无统计学意义（P>0.05）的条目可考虑删除^[25]。本研究采用Pearson相关系数法检验每个条目与量表总分之间的相关性，将条目与总分相关系数≥0.4的条目予以保留^[26]。离散趋势法是从条目的灵敏度角度来进行筛选，通常用标准差（standard deviation，SD）作为评价指标，选择离散程度较大的条目，建议删除SD<0.8的条目^[27]。Cronbach's α系数法是检验量表内部一致性的方法，如果删除一个条目后，总量表的Cronbach's α系数上升，说明该条目会影响量表的内部一致性，应该考虑删除^[28]。本研究确定条目的剔除原则为：有两种或两种以上方法判定为删除者为必剔除条目。在以上条目筛选完成后，采用探索性因子分析对量表结构进行考评，该方法主要从代表性角度来筛选条目，通过KMO检验和Bartlett's球型检验判断数据是否适合做因子分析，一般认为KMO值>0.8^[25]即可进行探索性因子分析。对满足以下任一标准的条目予以删除：（1）条目载荷<0.400；（2）条目在两个及以上因子上载荷结果相近；（3）因子下不足3个条目^[29]。

将所有数据以平行双录入的方式录入Excel，并进行交叉核对。采用SPSS 21.0、QSRNVivo 12.0、Mplus 14.0软件进行统计分析。计数资料以频数和相对数表示，计量资料以（±s）表示。运用临界比值法、相关系数法、离散趋势法、Cronbach's α系数法、因子分析法对量表条目进行定量筛选；采用重测信度、Cronbach's α系数、分半信度对量表进行信度检验；采用内容效度、结构效度对量表进行效度检验；采用接受率、完成率、完成时间对量表进行可行性评价。检验水准为α=0.05。

目前，我国使用的慢病共存患者治疗负担评估工具主要为国外引进的由TRAN等^[20]编制的TBQ和DUNCAN等^[18]编制的MTBQ，尚无本土研制的老年慢病共存治疗负担量表。由于治疗负担是一个多维度的概念，深受文化背景、医疗体系及社会福利制度等因素的影响，而TBQ和MTBQ均为单维量表，尚不能完全反映治疗负担这一多维问题。另外，TBQ为在法国编制，是评估慢性病患者治疗负担的普适性量表，不专门针对老年人群，且未排除只患一种慢性病的患者。加之法国慢性病患者可得到免费的健康照护^[20,30]，所以法文版TBQ未包含经济负担方面的内容，尽管后续增加了"与医疗保健相关的财务负担"条目，但对我国的评估适用性仍然有限，因经济负担于我国患者而言是需重点考虑的内容。MTBQ虽是针对慢病共存患者开发的较为全面的评估工具，评估内容涵盖患者为照顾自己的健康而必须做的工作、以问题为中心的自我护理策略、增加负担的因素，但其未考虑慢病共存带给患者的社会心理负担。与TBQ相同的是，MTBQ是基于英国当地实际而研制的量表，英国慢性病患者医疗保健基本免费^[18]，故在开发此量表时仅考虑了管理疾病的额外成本，未涉及住院费用、检查费用、交通费用等负担，与我国医疗保健制度存在差异。因此，本研究基于SAV等^[10]治疗负担的概念分析，结合文献和质性研究，深入挖掘治疗负担内容，形成涵盖经济负担、自我管理负担、获得医疗服务负担、药物管理负担、药物不良反应负担、社交负担、心理负担7个维度，共计33个条目的量表，该量表增加了国外量表较少考虑的患者经济负担和对药物不良反应、心理社会方面的评估内容，更加全面、有针对性。经考评其信效度好，具有较好的临床使用可行性。另外，本量表的完成时间为10~15 min，慢病共存老年患者的接受度和配合程度均较好。

既往研究显示，总量表的内部一致性应>0.700^[31]，分半信度应>0.700^[32]，重测信度的相关系数应>0.700^[33]。本研究研制的老年慢病共存患者治疗负担量表的Cronbach's α系数为0.895，各维度的Cronbach's α系数为0.740~0.840，表明该量表的内部一致性较好；总量表的分半信度为0.938，各维度的分半信度为0.673~0.860，药物不良反应负担维度的分半信度为0.673，分析其原因可能是药物不良反应负担维度下有3个条目（奇数），因此在进行分半时不能均等分，从而导致了其分半信度略差，但总量表的分半信度为0.938，因此可认为该量表有较好的分半信度；量表总的重测信度为0.939（P<0.01），各维度重测信度为0.753~0.953，均有统计学意义，因此可认为该量表具有较好的重测信度。综上，量表具有较好的信度。

（1）内容效度。一般要求量表的内容效度I-CVI≥0.780，S-CVI/Ave≥0.900^[34]，根据6位专家对各条目的相关性评分结果得出量表的I-CVI为0.833~1.000，S-CVI/Ave为0.939，提示该量表具有较好的内容效度。（2）相关性分析。量表的条目与所属领域的相关系数应为0.300~0.800^[35]，本研究结果显示量表的条目与所属领域的相关系数为0.522~0.897（P<0.01），提示本量表具有较好的结构效度。（3）验证性因子分析。一般认为模型的各项指标应达到以下标准：χ²/df<2.000，TLI>0.900，CFI>0.900，SRMR<0.080，RMSEA<0.080^[26]。本研究修正后模型的各指标分别为χ²/df=1.506，TLI=0.925，CFI=0.933，SRMR=0.054，RMSEA=0.040，达到标准，且所有条目的标准化因子负荷均>0.400，表示模型拟合较好，可以被接受，进一步证明了该量表具有良好的结构效度。

综上，本研究研制的老年慢病共存患者治疗负担量表具有良好的信效度，包含了经济负担、自我管理负担、获得医疗服务负担、药物管理负担、药物不良反应负担、社交负担及心理负担7个维度，共计33个条目，可用于我国文化背景下老年慢病共存患者治疗负担的评估。由于本研究采用了便利抽样的方法，且调查对象局限在四川省成都市不同等级的3所医院，因此该量表的外推性还有待进一步的研究。