文章信息
- 郭素香, 胡思源, 孔秀路, 徐田华
- GUO Su-xiang, HU Si-yuan, KONG Xiu-lu, XU Tian-hua
- 《小儿厌食(喂养障碍)中医证候评价量表》权重系数的确定和应用形式
- The determination of weight coefficient and application forms of Infantile Anorexia (Feeding Disorder) Traditional Chinese Medicine Syndromes Curative Effect Evaluating Scale
- 天津中医药, 2016, 33(3): 147-150
- Tianjin Journal of Traditional Chinese Medicine, 2016, 33(3): 147-150
- DOI: 10.11656/j.issn.1672-1519.2016.03.06
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文章历史
- 收稿日期: 2015-11-11
2. 天津中医药大学第一附属医院, 天津 300193;
3. 天津中医药大学第二附属医院, 天津 300150
权重是综合评价中的一个重要的指标体系,权重的确定是否合理是量化评估的关键,直接影响到评估的科学性和决策的可靠性与有效性[1]。本课题组在前期工作的基础上,已完成构建《小儿厌食(喂养障碍)中医证候评价量表》,并经综合测评证明该量表具有较好的信度、效度及反应度。在制定证候疗效评价标准的时候不仅要探讨哪些症状与疗效评价有关,还必须要考虑各指标重要性大小不同的问题。所谓重要性大小,也就是指标的权重系数。量表由28个条目组成,经探索性因子分析得出8个公因子,且每个因子各自代表了一个维度,不同因子的组合能体现小儿厌食症的不同证型,因此本量表可以拆分成评价小儿厌食不同证型的若干的子量表。现就该量表的权重系数的确定和应用形式问题详述如下。
1 权重系数的确定按照计算权数时原始数据的来源不同,确定权重的方法可大致分为两类:一类属主观赋权法,其原始数据由专家根据经验主观判断而得到,如Delphi法、AHP法等;另一类属客观赋权法,其原始数据由各指标在被评价单位中的实际数值形成,如主成分分析法、熵值法等[2]。由于主观赋权法与客观赋权法各有优缺点,于是人们提出了综合主、客观赋权结果的第三类赋权方法,既综合赋权法。本研究采用主客观综合赋权法,先利用Delphi法确定主观权重系数,再利用因子分析确定客观权重系数,然后将两种赋权方法得出的某一指标的权数值相乘,最后进行归一化处理,得到目标组合权数值。
本课题在量表研制之初编制《小儿厌食(喂养障碍)中医证候疗效专家调查问卷》,完成两轮专家调查,即应用Delphi法进行条目筛选[3, 4]。各位专家按照在中医证候疗效评价中的重要性程度从(1-2-3-4-5-6-7-8-9)对各个条目进行评分,现利用这个评分计算量表的主观权重值。以两轮专家调查专家对各个条目的评分的均值与专家对所有条目的评分总分的均值的比作为权重系数,并作归一化处理,即把总权值视为1,各条目在总权值中所占的比例即为归一化权重值。
探索性因子分析是一种多元统计分析方法,在证候研究中有多种用途。在前期本量表构建过程中曾用来筛选条目和测评量表的结构效度,现试图借用此种统计方法确定客观权重系数。Kaiser-Meyer-Olkin(KMO)检验方法和Bartlett’s球形检验用于测定因子分析的可行性,本量表进行主成分分析的KMO值0.656,Bartlett’s球形检验近似卡方值为1 438.756,P=0.000,适合做因子分析。利用主成分的方法进行因子分析,并进行方差最大旋转,根据特征根大于1提取10个公因子,累积贡献率为62.113%。方差贡献率的大小反映了公因子对总变异的解释能力;因子分析中旋转矩阵的因子载荷系数则反映了该条目对该因子的贡献度大小,系数越大,说明该条目对该公因子的解释能力越强。各条目的权重系数即为各条目在各自公因子上的载荷系数,然后作归一化处理。
若主观赋权法确定第j 个指标的权重系数为αj,客观赋权法确定的权重系数为βj,则综合权重系数Wj= αjβj/∑j=1nαjβj。用主观权重系数乘以客观权重系数,然后再做归一化处理,即单个指标的综合权重系数值除以所有指标综合权重系数值之总和。最后为便于临床应用,对综合权重系数进行整数化处理。见表1。
条目 | 主观权值 | 客观权值 | 主观权值伊客观权值 | 归一化 | 整数化 |
1.食欲不振 | 0.051 957 | 0.036 039 | 0.001 872 | 0.052 843 | 5 |
2.食量减少 | 0.051 293 | 0.039 612 | 0.002 032 | 0.057 340 | 6 |
3.食而无味 | 0.043 167 | 0.030 066 | 0.001 298 | 0.036 627 | 4 |
4.形体偏瘦 | 0.041 989 | 0.041 297 | 0.001 734 | 0.048 935 | 5 |
5.精神不振 | 0.032 473 | 0.037 060 | 0.001 203 | 0.033 963 | 3 |
6.毛发不泽 | 0.035 796 | 0.036 702 | 0.001 314 | 0.037 077 | 4 |
7.皮肤干燥少泽 | 0.034 497 | 0.036 753 | 0.001 268 | 0.035 781 | 4 |
8.肌肉松软 | 0.034 558 | 0.036 090 | 0.001 247 | 0.035 197 | 4 |
9.少气懒言 | 0.031 930 | 0.036 702 | 0.001 172 | 0.033 072 | 3 |
10.倦怠乏力 | 0.031 658 | 0.038 591 | 0.001 222 | 0.034 478 | 3 |
11.面色少华 | 0.041 052 | 0.031 036 | 0.001 274 | 0.035 957 | 4 |
12.嗳气 | 0.031 205 | 0.041 603 | 0.001 298 | 0.036 637 | 4 |
13.恶心 | 0.030 631 | 0.027 667 | 0.000 847 | 0.023 916 | 2 |
14.大便干结 | 0.034 588 | 0.026 799 | 0.000 927 | 0.026 159 | 3 |
15.好动多啼 | 0.030 993 | 0.039 714 | 0.001 231 | 0.034 736 | 3 |
16.急躁易怒 | 0.030 963 | 0.039 765 | 0.001 231 | 0.034 747 | 3 |
17.少苔 | 0.035 826 | 0.041 654 | 0.001 492 | 0.042 115 | 4 |
18.苔花剥 | 0.037 307 | 0.030 679 | 0.001 145 | 0.032 300 | 3 |
19.口臭 | 0.033 319 | 0.034 048 | 0.001 134 | 0.032 015 | 3 |
20.呃逆 | 0.029 664 | 0.042 726 | 0.001 267 | 0.035 768 | 4 |
21.脘腹胀满 | 0.035 857 | 0.034 048 | 0.001 221 | 0.034 454 | 3 |
22.夜寐不安 | 0.033 047 | 0.026 901 | 0.000 889 | 0.025 089 | 3 |
23.大便臭秽 | 0.035 373 | 0.033 027 | 0.001 168 | 0.032 970 | 3 |
24.食少便多 | 0.034 769 | 0.028 586 | 0.000 994 | 0.028 049 | 3 |
25.食后则泻 | 0.034 618 | 0.037 774 | 0.001 308 | 0.036 904 | 4 |
26.大便失调 | 0.035 645 | 0.041 909 | 0.001 494 | 0.042 158 | 4 |
27.大便稀溏 | 0.032 957 | 0.034 814 | 0.001 147 | 0.032 379 | 3 |
28.舌红少津 | 0.033 138 | 0.038 336 | 0.001 270 | 0.035 851 | 4 |
本量表拟用于小儿厌食(喂养障碍)常见证候的疗效评价,经探索性因子分析得出8个公因子,且每个公因子各自代表了一个维度,不同公因子的组合能体现小儿厌食(喂养障碍)的不同证候。本量表可以拆分成评价小儿厌食不同证候的若干子量表,这正是本量表的应用形式。见表2。
维度 | 条目 | 权重系数 | 正常(0 分) | 轻(1 分) | 中(2 分) | 重(3 分) |
主症 | 食欲不振 | 5 | 无 | 不思进食 | 厌恶进食 | 拒食 |
食量减少 | 6 | 无 | 食量较正常量减少 1/3 | 食量较正常量减少 1/2 | 食量较正常量减少 2/3 | |
食而无味 | 4 | 无 | 口淡 | 口淡,饮食乏味 | 口淡,食不知味 | |
形体偏瘦 * | 5 | 无 | 体质量在同龄儿童均数以下 体质量在同龄儿童均数-1 个标准差以下 | 体质量在同龄 儿童均数 -2 个标准差以下 | ||
血虚 | 皮肤干燥少泽 | 4 | 无 | 皮肤欠泽 | 皮肤干燥少泽 | 皮肤干燥无泽 |
肌肉松软 | 4 | 无 | 肌肉弹性欠佳 | 肌肉松弛 | 肌肉松弛而瘠 | |
毛发不泽 | 4 | 无 | 毛发欠泽 | 毛发无光泽 | 毛发枯槁 | |
面色少华 | 4 | 无 | 面色欠润 | 面色无华 | 面色萎无华 | |
气虚 | 少气懒言 | 3 | 无 | 不喜多言 | 懒于言语 | 不欲语言 |
倦怠乏力 | 3 | 无 | 活动后乏力 | 不活动乏力,不愿活动,喜抱 | 明显乏力,嗜卧 | |
精神不振 | 3 | 无 | 精神不振,可坚持学习、生活 精神疲乏,勉强支持学习、生活 | 精神萎靡,难以坚持学习、生活 | ||
肝旺 | 急躁易怒 | 3 | 无 | 偶尔哭闹,发脾气 | 时有无故哭闹,发脾气 | 经常烦躁哭闹,发脾气 |
好动多啼 | 3 | 无 | 偶有好动喜哭 | 常有无故哭闹 | 经常无故哭闹,夜寐反复哭闹 | |
夜寐不安 | 3 | 无 | 夜间偶有辗转反侧 | 夜间时有辗转反侧 | 夜间频繁辗转反侧 | |
脾失健运 | 嗳气 | 4 | 无 | 偶有 | 时有 | 经常 |
呃逆 | 4 | 无 | 偶有 | 时有 | 经常 | |
恶心 | 2 | 无 | 偶有 | 时有 | 经常 | |
大便失调 | 4 | 无 | 大便头干后稀 | 大便时干时稀 | 大便持续偏干或偏稀 | |
大便干结 | 3 | 无 | 大便头干 | 大便干,条状 | 大便干如球状,数日 1 次 | |
脾虚 | 食后则泻 | 4 | 无 | 偶有 | 时有 | 经常 |
大便稀溏 | 3 | 无 | 溏便 | 稀水便 | 水样便 | |
食少便多 | 3 | 无 | 偶有 | 时有 | 经常 | |
食滞 | 口臭 | 3 | 无 | 轻微口臭 | 近旁可闻及口臭 | 口臭令人难近 |
脘腹胀满 | 3 | 无 | 偶有,每周 1~3 d | 时有,每周 4~6 d | 经常,每天都有症状 | |
大便臭秽 | 3 | 无 | 大便较平时味大 | 大便臭秽难闻 | 大便臭秽,难以忍受 | |
阴虚 | 少苔 | 4 | 无 | 有 | ||
舌红少津 | 4 | 无 | 有 | |||
苔花剥 | 3 | 无 | 有 |
主观赋权法是根据决策者对各指标的主观重视程度赋权,能够反映决策者的意志,但决策结果具有很大的主观随意性。客观赋权法是依据客观信息进行赋权,客观赋权法,具有较强的数学理论依据,可以避免评价结果的主观随意性,但是同时又不能体现决策者的意愿[6, 7]。因此,主、客观赋权法具有各自的特点,但都存在一定的局限性[8]。本研究采用主客观综合赋权法,先利用Delphi法确定主观权重系数,再利用因子分析确定客观权重系数,然后将两种赋权方法得出的某一指标的权数值相乘,最后进行归一化处理,得到目标组合权数值,从而在一定程度上克服单一赋权法的不足之处。符合临床实际。综合赋权的方法比单纯根据专家经验或数理统计进行赋分更严谨、更科学,更能反映临床实际,应用综合赋权法对本量表各条目所赋的权重值可取[9, 10, 11, 12]。
本量表是一个复合量表,在研制之初并未设计相关证候的维度问题,试图通过数据分析得出相应条目之间是否存在试验前所预想的连带关系或逻辑关系。探索性因子分析的结果显示,每个因子各自代表了一个维度,存在试验前所预想的连带关系或逻辑关系,且不同因子的组合能体现小儿厌食症的不同证候,符合临床实际[13, 14]。这种不同因子的组合正是本量表的应用形式,即拆分成代表小儿厌食不同证候的若干的子量表,可用于小儿厌食(喂养障碍)的常见证候的疗效评价,且为小儿厌食(喂养障碍)中医证候疗效评价指标的选择提供依据。
[1] | 倪少凯.7种确定评估指标权重方法的比较[J].华南预防医学,2002, 42(6):54-55,62. |
[2] | 曾宪报.组合赋权法新探[J].预测,1997,16(5):70-73. |
[3] | 孙振球.医学统计学[M].北京:人民卫生出版社, 2002:533. |
[4] | 曾 兆,争 辉.现代流行病学方法与应用[M].北京:北京医科大学.中国协和医科大学联合出版社,1994: 250-270. |
[5] | 胡亚美,江载芳.诸福棠实用儿科学[M].第7版.北京: 中国卫生出版社,2005:23-24. |
[6] | 戴 霞,郭伟星. 老年高血压肾气亏虚证证候量化诊断标准指标赋权方法探讨[J].中医杂志,2011,57(6):474-478. |
[7] | 蒋慧峰,朱文杰. 一种最优组合赋权算法[J].湖北工业大学学报,2007,22(5):78-80. |
[8] | 张海涛,刘超英,田 水. 权重确定的主客观综合法[J].江汉大学学报(自然科学版),2004,21(4):63-65. |
[9] | 周 伟,方益荣,袁兆康. 县级妇幼保健机构服务能力评价指标的权重研究[J]. 浙江预防医学,2014,26(8):791-795. |
[10] | 吴崇胜,陈家旭,胡立胜. Delphi法建立中医证候诊断标准中权重系数确定法新探——双百分法[J]. 中国中医基础医学杂志,2006,12(4):254-255. |
[11] | 胡立胜,尹英杰. 建立病症结合的中医证候宏观辨证统一标准:权重临界值诊断法[J]. 中华中医药杂志,2004,1(12):1-5. |
[12] | 常晓波,王 舒,樊小农,等. 脑梗死大鼠模型的针刺效应综合评价数学模型的建构[J]. 天津中医药,2012,29(1):65-68. |
[13] | 陈汉军,张 毅,徐先林,等. 因子分析在羊绒针织纱线质量评定中的应用[J]. 天津工业大学学报,2010,9(4):33-35. |
[14] | 贾东风,任长安. SPSS统计软件中的因子分析法在医学科研中的应用[J]. 办公自动化杂志,2009,15(2):53-55. |
2. The First Affiliated Hospital of Tianjin University of Traditional Chinese Medicine, Tianjin 300193, China;
3. The Second Affiliated Hospital of Tianjin University of Traditional Chinese Medicine, Tianjin 300150, China