《英文版中醫體質量表》性能評價研究?

井慧如，王 濟，王 琦

(北京中醫藥大學基礎醫學院中醫體質與生殖醫學研究中心，北京 100029)

《中醫體質分類判定標準》由中華中醫藥學會2009年頒布，按照此標準編制的《中醫體質量表》是一份采用標準化計分方式的自評量表。量表經心理測量學檢驗，在信度及效度上獲得了良好評價[1]。隨著中醫養生防病觀念逐漸為外籍人士所接受，經前期查閱文獻及初步調查，了解歐美人士也同樣存在體質的個體差異性。因此，按照跨文化外文量表編制的標準化程序，將中文版《中醫體質量表》問卷進行翻譯，于2011年2月至2011年4月對60例美加籍高加索人作為受訪對象進行初試預調查，根據初試結果將問卷條目進行修訂，最后逆翻譯并經專家審核后重新修訂，制定了《英文版中醫體質量表》[2]。本研究對《英文版中醫體質量表》進行了信度與效度檢驗，以考察其效能。

1 對象與方法

1.1 研究對象

選取2011年4月至2011年10月間北京中醫藥大學、北京政法大學、北京外國語大學的留學生與北京中醫藥大學國醫堂門診部、北京天承金象中醫診所就診和進行健康咨詢、符合納入和排除標準的美加籍高加索人404例作為研究調查對象。納入標準：美加籍高加索人種；年滿15歲以上未滿71歲者；未患有心腦血管病、腫瘤、嚴重感染等重大疾病，自愿簽署知情同意書；排除條件：不符合上述納入標準者；患有精神疾病、意識行為障礙者；患有疾病病情嚴重者；因文化程度無法正確理解問卷內容者。

1.2 樣本含量

根據多因素分析的一般要求，樣本數為變量個數的5～10倍[3]。英文版中醫體質量表中多因素分析納入變量為60個，考慮到經費及收集樣本的可行性，取樣本量為404例。

1.3 調查方法

調查采取橫斷面調查法。在獲得被調查者知情同意的基礎上，根據被調查者個人實際情況自填《英文版中醫體質量表》及SF-36健康相關生活質量調查問卷。為進行量表重測再現性的評價，對其中10%的40名調查對象實施再調查。2次均以現場調查的方式進行，2次調查的間隔時間設定為2周。

1.4 調查內容

調查包括使用《英文版中醫體質量表》的中醫體質調查、SF-36健康相關生活質量調查以及被調查者年齡、性別、文化程度等一般人口學背景情況調查。美國波士頓健康研究所研制的英文版SF-36是目前世界上公認的具有較高信度和效度的通用量表，在本研究中將其作為“校標標準”。

1.5 統計學方法

采用Epi Data 3.02雙錄入法錄入數據，以保證數據的可靠性。對量表的每一個條目計算回答率，通過量表的填寫時間評價其實用性。記數資料比較采用χ2檢驗，2組間比較采用t檢驗和配對t檢驗。關于信度評價，重測一致性以前后2次調查《英文版中醫體質量表》的總分及亞量表得分為再現性相關系數進行重測信度分析，檢驗用Spearman相關分析，內部一致信度用Cronhach’sα系數分析。相關系數和標準關聯效度采用Pearson相關系數，結構效度用因子分析法考察效度。以性能評價良好的SF-36調查問卷作為效標，通過《英文版中醫體質量表》與SF-36調查問卷的相關分析，評價《英文版中醫體質量表》效標效度，區分效度采用獨立t檢驗，采用SPSS18.0軟件進行統計分析，P<0.05為差異有統計學意義。

2 結果

研究共發放量表404例，收回404例，量表的接受率100%。其中完整完成400例，完成率99%。各個條目的回答率99%～100%，量表完成時間平均(17.46±11.27) min。

2.1 重測信度

表1顯示，404例調查對象中的40例在間隔2周后完成再調查，根據40例調查數據2次調查的Spearman相關系數進行分析，重測信度的再現性相關系數為(0.875，P<0.01)，9個亞量表Spearman相關系數為(0.75～0.89)。

表1 9種體質亞量表重測相關系數

2.2 內部一致性信度

表2顯示，《英文版中醫體質量表》總的Cronbach’sα系數為0.864，各亞量表內部一致性Cronbach’s α系數在0.81～0.50之間，除平和質、痰濕質、血瘀質、氣郁質及特稟質幾個亞量表外，其余亞量表各自去除某一條目后的系數與亞量表總的α系數進行比較，無明顯升高的條目，說明該亞量表各條目所測內容可判斷有充分的內部一致性。

表2 英文版中醫體質9個亞量表比較信度(Cronbach’s α系數)

注：粗體為去除該條目后Cronbach’ sα系數改變

2.3 標準關聯效度

表3、4顯示，以SF-36量表為校標，《英文版中醫體質量表》各體質與SF-36各維度均相關；平和質與SF-36各維度均呈正相關，其他8種偏頗體質均呈負相關。《英文版中醫體質量表》與SF-36量表生理領域PCS和心理領域MCS效標關聯效度Person相關系數絕對值在0.58～0.23間(P<0.01)，平和質與SF-36全體為0.54的正相關(P<0.01)，其他偏頗體質類型與SF-36全體呈0.46～0.28的負相關。

表3 英文版中醫體質量表與SF-36各維度相關性分析

注：P<0.01粗體為Pearson系數絕對值大于0.4

表4 英文版中醫體質量表與SF-36生理、心理領域及全體相關性(r)

注：P<0.01

2.4 結構效度

表5顯示，對量表進行結構效度評價，提取19個公因子，這19個公因子對整體貢獻率68.35%，其KMO統計量(=0.772，Bartlett球形檢驗χ2統計量=10510.61，P=0.000<0.01)。

3 討論

量表應用在不同文化或不同語言時，將原本屬于在本國發展應用的量表翻譯成其他語言后，理論上因牽涉到翻譯的效度，量表跨文化應用的信度與效度均有降低的可能。因此，測量工具的翻譯過程中需注意翻譯后的量表工具是否可在不同文化間達到各層面的相等性，包括測量的內容相等(Content Equivalence)、語意相等(Semantic Equivalence)、技術相等(Technical Equivalence)、標準相等(Criterion Equivalence)及概念相等(Concept Equivalence)[4]。而牽涉到所測量的內容是否對等于另一文化所定義的內容，或原量表使用的語言表達與翻譯后語言表達是否一致，這是影響量表翻譯后是否有效的關鍵問題。測量工具的主題內容與語言表達是否可在跨文化研究中仍不失原意，是維持理論建構效度的先決條件。而如何達到此理想則賴于測量工具翻譯過程中，語意與文化內容方面都能嚴密比對，使兩版本的測量工具能完全相等[5]。

首先考驗題目層級特征，數據質量反映出受訪者對問卷的了解與接受程度。整體而言，如果遺漏值太高，就比較沒有信心用總和評等法來計算分數；若某一題有太多遺漏值，暗示該題有翻譯問題，或與題目選項的措辭有關，也可能是回答者不知如何完成問卷的這部分。《英文版中醫體質量表》調查回收率良好(100%)，量表完成率99%，量表完成時間(17.46±11.27) min，完成時間良好，顯示調查者對《英文版中醫體質量表》認同度高，回答率高。

信度評價方面，運用同一份《英文版中醫體質量表》，前后間隔2周對同一群受訪者中40例進行重測，重測信度再現性相關系數為(0.875，P<0.01)；平和質、氣虛質、陽虛質、陰虛質、痰濕質、濕熱質、血瘀質、氣郁質、特稟質9個亞量表重測Spearman相關系數為(0.75～0.89)。一般對重測信度要求在0.7以上，結果顯示量表重測信度良好。

《英文版中醫體質量表》Cronbach’sα系數為0.864。一般認為，信度系數高于0.85時，問卷不僅可進行團體間的比較，且可對個人進行診斷與鑒別[6]。研究結果表明，《英文版中醫體質量表》有較高的內部一致性信度。表2還可以看出，各條目的Cronbach’s α系數小于問卷總Cronbach’sα系數。Cronbach’sα系數是由條目數量和條目間的相關性決定。當問卷條目越少，得分越容易受偶然因素的影響，問卷信度就越低；當條目數相同時，條目間相關性越大，Cronbach’sα系數越大[7]。《英文版中醫體質量表》由60個條目組成，量表總Cronbach’sα系數較大，量表分為9個亞量表，亞量表條目數量較少。Cronbach’sα系數較小，更說明量表總的內部一致性較好，信度較高。量表中陰虛質及血瘀質條目Cronbach’sα為0.56及0.57，低于0.6，可能與個別條目的翻譯不適當或個別條目不適合美加文化背景有關，或是量表操作時的測量環境、受訪者的依從性或樣本數量不足等誤差造成的。但總體來說，可認為亞量表各條目所測內容具有同源性。量表各個條目的“去掉當前條目問卷的α系數”值均在各亞量表Cronbach’sα系數值左右變化，且變化幅度很小。所以就“去掉當前條目問卷的α系數”值這項指標看，翻譯后的《英文版中醫體質量表》各題目均可以保留，無需調整。

表5 主成分的方差貢獻(%)

效度是問卷調查研究中重要的特征，問卷調查的目的就是要獲得高效度的測量與結論。《英文版中醫體質量表》以健康相關生命質量調查問卷SF-36作為效標標準，進行標準關聯效度(效標效度)的考評。結果顯示，平和質與SF-36全體是0.54的正相關，與各個病理體質類型是從-0.28到-0.44不同程度的負相關，顯示量表的效標效度尚可。《英文版中醫體質量表》各方面與SF-36各維度均有相關，平和質與SF-36各維度均正相關，8種偏頗體質均為負相關。與SF-36量表在總體生理領域PCS和心理領域MCS效標關聯效度Person相關系數絕對值在0.58～0.23間(P<0.01)。平和質與SF-36在PCS為0.39的正相關，MCS為0.58正相關。其他偏頗體質類型與SF-36全體是0.46～0.28的負相關，《英文版中醫體質量表》與SF-36 在全體及PCS領域和MCS領域都存在相關關系，標準關聯效度尚可。

結構效度采用因子分析方法對量表進行結構效度指標評價，KMO統計量及Bartlett球形檢驗的結果顯示宜作因子分析。19個公因子對量表整體的貢獻率為68.35%，說明量表有較好的結構效度。

由于中醫體質分類研究在國外還沒有標準化的評價工具，因此開發英文版體質分類工具有重要意義。綜合以上結果，《英文版中醫體質量表》在信度及效度方面的量表完成率、重測信度、內部一致性、效標效度、結構效度均有較好表現，可作為提供外籍人士大范圍體質調查的重要工具，并可為健康照護人員提供中醫體質護理指導的實證方向。盡管某些偏頗體質亞量表的Cronbach’sα系數及SF-36的效標效度表現較不理想，但有可能因研究收集樣本來源有限，故下一步應在更廣泛區域范圍內進行更大樣本的調查研究，以利《英文版中醫體質量表》的全球化推廣。

[1] 朱燕波，王琦，薛禾生.中醫體質量表性能的初步評價[J]. 中國臨床康復, 2006,10(3):15-17.

[2] 井慧如,王濟,王琦.《英文版中醫體質量表》的初步編譯[J]. 安徽中醫藥大學學報, 2015,10(34)5:21-25.

[3] 劉仁權. SPSS統計軟件[M]. 北京：中國中醫藥出版社, 2011:168.

[4] 杜素豪. 態度量表跨文化應用之有效性分析-以‘新生態觀’量表為例[J]. 調查研究, 2002,11:73-104.

[5] 杜素豪. 態度量表跨文化應用之有效性分析-以“新生態價值量表”為例[J]. 調查研究期刊, 中央研究院調查研究工作室(臺灣), 2002,4(11): 73-104.

[6] 郭秀花. 實用醫學調查分析技術[M]. 北京:人民軍醫出版社, 2005:280-281.

[7] 蘇中華,李四勸,成義仁. 量表評估的內部一致性與克朗巴赫α系數的應用評價[J]. 臨床心身疾病雜志, 2009,15(1):85-86.