老年人多維健康狀況量表信效度

陳 芳 郭啟云 郭麗娜 劉 堃

(錦州醫(yī)科大學(xué)附屬第三醫(yī)院，遼寧 錦州 121000)

老年人多維健康狀況量表信效度

陳 芳 郭啟云1郭麗娜1劉 堃1

(錦州醫(yī)科大學(xué)附屬第三醫(yī)院，遼寧 錦州 121000)

目的以美國老年人資源與服務(wù)量表(OARS)中的多維功能評價問卷(MFAQ)為母版，進(jìn)行改編，并檢測其信效度，最終形成方便實(shí)用的老年人多維健康功能評價量表(MHACS)。方法2014年3～6月采用分層隨機(jī)抽樣，運(yùn)用MHACS，對939名社區(qū)老年人進(jìn)行問卷調(diào)查。結(jié)果Cronbach α系數(shù)為0.86，分半信度為0.66，重測信度為0.69；條目相關(guān)性分析結(jié)果顯示所有條目-總分均有顯著性相關(guān)(P<0.01)，條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)(I-CVI)為0.82～1.00，量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)(I-CVI)即全體一致性I-CVI(S-CVI/UA)為0.86、平均S-CVI(S-CVI/Ave)為0.95；經(jīng)探索性因子分析(EFA)得到五因子結(jié)構(gòu)方程模型，各條目共同度為0.49～0.87，累計方差貢獻(xiàn)率為66.87%，對模型進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析(CFA)，擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)、調(diào)整后適配度指數(shù)(AGFI)均>0.90，漸進(jìn)殘差均方和平方根(RMSEA)<0.08。結(jié)構(gòu)方程模型中非標(biāo)準(zhǔn)化與標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為0.82～1.25、0.64～0.93。結(jié)論MHACS量表信效度良好，可用于評價中國老年人多維健康功能狀況。

多維健康功能評價量表(MHACS);信度;效度

由于醫(yī)學(xué)模式的轉(zhuǎn)變，健康不僅僅是指軀體結(jié)構(gòu)和功能正常，還應(yīng)包括心理和社會狀態(tài)適應(yīng)良好〔1〕。目前國內(nèi)外用于老年人綜合健康狀況評價的量表有老年人綜合健康狀況評價量表(OARS)〔2,3〕、老年人健康綜合評價量表(CARE)〔4〕及多水平評價問卷(MAI)〔5〕等，但OARS內(nèi)容較全面，使用時間最長。雖說OARS較成熟，但內(nèi)容未涉及老年人生活、住房及營養(yǎng)等方面的內(nèi)容〔6〕且填寫時間較長、內(nèi)容復(fù)雜。本研究以O(shè)ARS中的多維功能評價問卷(MFAQ)為母版，進(jìn)行改編，并檢驗(yàn)其信效度。

1 資料與方法

1.1一般資料 2014年3～6月分層隨機(jī)抽取遼寧省錦州市凌河區(qū)、古塔區(qū)、太和區(qū)、松山新區(qū)4個社區(qū)的939名老年人，其中男512人，女427人；年齡60～98歲，平均(71.77±8.13)歲。入選標(biāo)準(zhǔn)：知情同意，能夠進(jìn)行有效交流者；排除標(biāo)準(zhǔn)：不能對自身情況做出正確判斷者。

1.2方法 (1)原版OARS〔7〕：①包括MFAQ和服務(wù)評價問卷(SAQ)兩部分，用以評估老年人的軀體健康、精神健康、日常活動功能、社會資源、經(jīng)濟(jì)狀況5個維度的綜合健康狀況和老年人的衛(wèi)生服務(wù)需求及服務(wù)之利用，具有良好的信效度〔2,8〕。(2)老年人多維健康狀況評價量表：①內(nèi)容以O(shè)ARS中的MFAQ為母版，設(shè)定量表的內(nèi)容。內(nèi)容包括5個部分：軀體健康、精神健康、日常活動功能、社會資源、經(jīng)濟(jì)狀況5個維度。軀體健康包括患慢性病種數(shù)、視力、聽力、睡眠質(zhì)量和營養(yǎng)狀況5個條目。精神健康包括生活滿意度，有無無助、憂慮、孤獨(dú)感和生活是有趣的、一成不變的還是無聊的3個條目。日常活動功能：保留原來內(nèi)容。社會資源包括與親友的關(guān)系、生病照顧和每周參加有組織的活動3個條目。經(jīng)濟(jì)狀況包括收入情況、收入滿足程度和住房情況3個條目。每個條目均是三分類變量，計分0～2分，總分為54分。分?jǐn)?shù)越高提示多維健康狀況越好。②專家評議 由5名專家對量表?xiàng)l目逐一進(jìn)行評價和修改。抽取30例社區(qū)老年人對量表OARS-MFAQ和老年人多維健康功能評價量表(MHACS)進(jìn)行填寫，根據(jù)其理解程度和反饋情況進(jìn)行修改和完善，最終得到老年人多維健康狀況評價量表。

1.3質(zhì)量控制 對調(diào)查員進(jìn)行統(tǒng)一培訓(xùn)，統(tǒng)一調(diào)查方法和指標(biāo)解釋，進(jìn)行現(xiàn)場一對一詢問方式，完成率不到85%的問卷予以刪除。共發(fā)放問卷950份，回收有效問卷939份(98.8%)。

1.4統(tǒng)計學(xué)方法 運(yùn)用SPSS17.0和AMOS17.0軟件進(jìn)行Pearson相關(guān)分析。

2 結(jié) 果

2.1填寫時間的變化 30名社區(qū)老年人填寫OARS-MFAQ和MHACS時間〔(13.00±1.97)min、(4.8±0.2)min〕差異顯著(t=22.339,P=0.000)。

2.2信度分析 MHACS的內(nèi)部一致性Cronbach α系數(shù)為0.86,5個維度Cronbach α系數(shù)分別為0.86、0.94、0.83、0.88、0.77；分半信度為0.66；重測信度為0.69，差異顯著(P<0.000)。

2.3效度分析

2.3.1各條目得分與總分的相關(guān)性 MHACS的總分(44.36±5.99)與A1慢性病種數(shù)〔(1.50±0.57)分，r=0.29〕、A2視力〔(1.68±0.47)分，r=0.25〕、A3聽力〔(1.69±0.47)分，r=0.26〕、A4睡眠質(zhì)量〔(1.61±0.49)分，r=0.28〕、A5整體營養(yǎng)狀況〔(1.59±0.50)分，r=0.25〕、A6吃飯〔(1.82±0.44)分，r=0.74〕、A7穿衣〔(1.79±0.47)分，r=0.64〕、A8儀容〔(1.76±0.59)分，r=0.65〕、A9走動〔(1.76±0.48)分，r=0.52〕、A10上下床〔(1.78±0.46)分，r=0.78〕、A11洗澡〔(1.78±0.46)分，r=0.57〕、A12打電話〔(1.75±0.49)分，r=0.64〕、A13前往〔(1.72±0.51)分，r=0.60〕、A14購物〔(1.74±0.49)分，r=0.58〕、A15三餐〔(1.73±0.60)分，r=0.55〕、A16家務(wù)〔(1.74±0.60)分，r=0.58〕、A17服藥〔(1.81±0.55)分，r=0.59〕、A18金錢〔(1.82±0.54)分，r=0.61〕、A19月收入情況〔(1.57±0.57)分，r=0.25〕、A20收入滿足程度〔(1.51±0.57)分，r=0.24〕、A21住房情況〔(1.57±0.56)分，r=0.23〕、A22有無無助、憂慮、孤獨(dú)感〔(1.27±0.74)分，r=0.27〕、A23生活是有趣的、一成不變的還是無聊的〔(1.30±0.75)分，r=0.24〕、A24生活滿意度〔(1.29±0.78)分，r=0.25〕、A25與親友關(guān)系〔(1.60±0.53)分，r=0.27〕、A26生病時得到的幫助〔(1.61±0.53)分，r=0.25〕、A27每周參加有組織的活動〔(1.57±0.58)分，r=0.29〕均呈正相關(guān)(P<0.01)。

2.3.2內(nèi)容效度 分別由5名專家對MHACS的條目評分，得到條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)(I-CVI)為0.82～1.00，量表水平內(nèi)容效度指數(shù)(S-CVI/UA)為0.86、平均S-CVI(S-CVI/Ave)為0.95。

2.3.3結(jié)構(gòu)效度 探索性因子分析(EFA)結(jié)果顯示，KMO值為0.91，Bartlett球形檢驗(yàn)值為13 284.21，差異顯著(P<0.000)，可以進(jìn)行因子分析，采用主成分分析法，經(jīng)正交旋轉(zhuǎn)后提取到5個公因子(F1～F5，各公因子特征值均>1)，累計方差貢獻(xiàn)率為66.87%，各條目因子載荷和共同度見表1。驗(yàn)證性因子分析(CFA)所得的模型適配度(擬合度)指標(biāo)中，χ2自由度比值(CMIN/DF)=2.01，擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)=0.95，Tucker-Lewis指數(shù)(TLI)=0.97，增值擬合指數(shù)(IFI)=0.98，比較擬合指數(shù)(CFI)=0.98，近似誤差均方根(RMSEA)=0.03，簡約適配度指數(shù)(PGFI)=0.79等，適配度見表2。結(jié)構(gòu)方程模型中非標(biāo)準(zhǔn)化與標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為0.82～1.25、0.64～0.93，見圖1、圖2。

表1 MHACS各條目因子載荷和共同度(n=939)

“-”表示該項(xiàng)目因子載荷絕對值≤0.40

表2 MHACS驗(yàn)證性因子分析結(jié)果(n=939)

RMR：殘差均方和平方根；AGFI：調(diào)整擬合優(yōu)康指數(shù)；此模型的自由度為314，CAIC為調(diào)整后Akaike訊息效標(biāo)

圖1 未標(biāo)準(zhǔn)化五因子結(jié)構(gòu)方程模型(n=939)

圖2 標(biāo)準(zhǔn)化五因子結(jié)構(gòu)方程模型(n=939)

3 討 論

美國版的OARS與中文版的OARS的均有較高信度〔2,8〕。本研究結(jié)果說明改編后的量表具有良好的內(nèi)部一致性和穩(wěn)定性。效度分析：①內(nèi)容效度。與美國版〔2〕相比，MHACS相對較低，除日常活動功能維度，其他維度需要進(jìn)一步完善。通常認(rèn)為，5名專家評定某一量表得到的CVI>0.80說明該量表內(nèi)容效度較好〔9〕。本研究結(jié)果說明量表的內(nèi)容效度較好。②結(jié)構(gòu)效度。CMIN的檢驗(yàn)結(jié)果表明預(yù)設(shè)模型的因果關(guān)系與實(shí)際數(shù)據(jù)不一致的可能性大，但是CMIN值受估計參數(shù)和樣本數(shù)量的影響很大，因而整體模型是否適配需要再參考其他的適配指標(biāo)。本研究結(jié)果說明模型的總體擬合度較好。本研究表明，擬合模型未標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)>0.71，擬合模型標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.50～0.95提示該模型擬合度較好〔9〕。本研究結(jié)果說明量表的結(jié)構(gòu)效度較好。

1李小妹.護(hù)理學(xué)導(dǎo)論〔M〕.北京：人民衛(wèi)生出版社，2011:18-9.

2Fillenbaum GG，Smyer M.The development，validity and reliabilty of the OARS multidimensional functional assessment questionaire〔J〕.J Gerontol，1981;36 (4):428-34.

3George LK，F(xiàn)illenbaum GG.OARS methodology：a decade of experience in geriatric assessment〔J〕.J Am Geriatr Soc,1985:33 (9)：607-15.

4Gurland B，Kuriansky J，Sharpe L，etal.The Comprehensive assessment and referral evaluation(CARE)--rational，development and reliability〔J〕.Int J Aging Hum Dev，1977;8(1)：9-42.

5Lawton MP，Moss M，F(xiàn)ulcomer M，etal.A research and service oriented multilevel assessment instrument〔J〕.J Gerontol，1982;37(1)：91-9.

6陳先華.社區(qū)老年人多維健康功能評定及其影響因素的研究〔D〕.武漢：華中科技大學(xué)，2009.

7Duke University Center for the study of Aging and Human Development〔EB/OL〕http:www.geri.duck.edu/service/oars.htm，2007-1-7.

8傅東波，沈貽諤，夏昭林,等.上海市老年人綜合健康功能評估表的信度分析〔J〕.預(yù)防醫(yī)學(xué)情報雜志，1997;13(4)：193-7.

9史靜琤，莫顯昆，孫振球.量表編制中內(nèi)容效度指數(shù)的應(yīng)用〔J〕.中南大學(xué)學(xué)報(醫(yī)學(xué)版)，2012;37(2)：152 -5.

〔2016-03-17修回〕

(編輯 苑云杰/杜 娟)

劉 堃(1960-)，女，教授，碩士生導(dǎo)師，主要從事臨床流行病學(xué)、社區(qū)護(hù)理和護(hù)理教育研究。

陳 芳(1987-)，女，護(hù)師，碩士，主要從事護(hù)理管理、護(hù)理教育研究。

R592

A

1005-9202(2017)16-4106-03；doi：10.3969/j.issn.1005-9202.2017.16.089

1 錦州醫(yī)科大學(xué)護(hù)理學(xué)院