老年人死亡態度量表的編制及信效度檢驗

崔 靜 史寶欣 (天津醫科大學護理學院，天津 300070)

文獻報道老年人是我國自殺率最高的人群且他們對死亡持恐懼態度的占37.8%〔1，2〕，我國對老年人死亡態度調查分析甚少且缺乏科學規范的測評工具，目前國內一般采用黃天中等〔3〕編制的死亡態度調查問卷(A型)或自行編制的問卷作為測評工具，其科學性及信效度等存在一定局限性。本研究旨在編制老年人死亡態度測評量表，以便科學有效地評估老年人死亡態度的水平。

1 對象與方法

1.1 老年人死亡態度測評量表的編制 查閱國內外相關文獻資料〔3～6〕，初步擬定老年人死亡態度測評量表內容共32條;咨詢臨終關懷專家、老年學專家及統計學專家對量表進行評價，并結合20例小樣本訪談調查后，刪除了重復、難于理解的條目，最后確定老年人死亡態度預調查測評工具量表共29個條目5個維度，即死亡恐懼與焦慮維度5個條目、逃離導向的接受維度6個條目、自然接受維度7個條目、趨近導向的接受5個條目、死亡逃避維度6個條目;采用Likert五點計分法，即“非常不同意”1分;“不同意”2分;“不確定”3分;“同意”4分;“非常同意”5分。

1.2 量表測試 采用便利取樣方法，2010年12月至2011年5月對天津市60歲及以上老年人110人自愿參加，回收有效問卷103份，有效率為94%。其中男49例，女54例;60～70歲66例，71～80歲29例，80歲以上8例;82例已婚，喪偶21例;文化程度小學及以下者21例，初中39例，高中及以上者43例;與老伴及子女居住22例，與子女居住12例，與老伴同住56例，獨居者13例;退休前職業:教師8例，工人59例，干部21例，醫護人員6例，家庭婦女6例，其他職業3例;身體狀況:健康20例，冠心病20例，糖尿病14例，腦血管疾病14例，高血壓19例，其他疾病16例;在家中談論死亡情形:很公開34例，有些不舒服的氣氛30例，從來沒有談論過39例。

1.3 統計學方法 采用SPSS16.0軟件包，對資料進行條目分析、因子分析、相關分析及信效度分析，用 Pearson相關系數、Cronbach α系數及分半信度共同評價死亡態度量表的信度和效度。以量表總分為標準對數據進行排序，自最高分向下取27%及自最低分向上去27%，分別作為高分組和低分組，采用獨立樣本t檢驗法比較兩組各條目平均得分的差異。

2 結果

2.1 量表條目的篩選

2.1.1 探索性因素分析 將剩余27個條目行探索性因素分析，其KMO值為0.745，Bartlett球形檢驗達到顯著性水平(P＜0.001)，代表總體的相關矩陣間有共同因素存在，適合做因素分析〔7〕。采用主成分分析抽取共同因素，求得初始變量相關矩陣，同時選用最大變異法(Varimax)進行正交旋轉，取特征根大于1及結合碎石圖檢驗，結果顯示共產生5個公因子，可解釋總變異的54.669%(表1)。根據因子分析的條目刪除標準將因子載荷＜0.4、共同性＜0.20的條目刪除，量表條目15和18不符合納入標準;其余的25個條目的因子負荷均在0.4以上，范圍在0.403～0.785，且絕大部分條目進入各自維度范圍內，僅條目8進入其他維度(表2)。

表1 探索性因素分析結果

2.1.2 項目分析 條目27(t=0.066，P＞0.01)CR值未達到顯著水平，予以刪除。計算各條目得分與總分的相關系數，可將相關系數低于0.2及未達到顯著性水平的條目予以刪除，條目4(r=0.065，P＞0.01)不符合條目納入標準。根據上述項目分析的統計結果，刪除條目4和條目27，保留其余條目進行后續分析。

2.2 信度分析 經探索性因子分析調整條目后，對量表進行信度分析，總量表的Cronbach α系數為0.841，各維度Cronbach α系數在0.604～0.834之間;總量表的分半信度系數為0.783，各維度的分半信度系數在0.611～0.746之間。見表3。

2.3 效度分析 5個維度之間的相關系數在0.237～0.580之間。各維度與總量表之間的相關系數在0.601～0.821之間(表4)。

表2 老年人死亡態度量表的因子負荷矩陣

表3 老年人死亡態度量表信度分析結果

表4 老年人死亡態度量表條目與所屬維度及維度與總量表相關系數

3 討論

死亡態度是指個體對死亡做出反應時所持的評價性的、較穩定的內部心理傾向〔8〕。人們對死亡的態度主要包括死亡恐懼、死亡焦慮、死亡逃避等負向態度及自然接受、趨近接受、逃離接受等正向態度〔9〕。

量表的內容效度主要是一個邏輯分析過程，大多在條目篩選、量表形成過程中完成〔10〕。項目分析是編制標準化測驗的重點步驟，目的在于初步篩選出適當的條目組成測驗試題，可通過決斷值(CR)和條目與總分的相關程度進行分析〔11〕。因子分析是評價量表結構效度最有效和最常用的方法〔12〕，理論認為因子分析所顯示的公因子應與設計時量表的主題一致，且累計方差貢獻率應大于40%，此外，各條目應在其中一個公因子上有較高的負荷值(＞0.4)，而對其他公共因子的負荷值較低〔13〕。分量表與總量表的相關高于各分量表之間的相關是結構效度高的一種表現〔14〕。本研究表明老年人死亡態度測評量表具有較好的結構效度。

內容一致性信度反映了量表內在信度，以Cronbach α系數來表示，而分半信度系數反映了兩半問卷所測分數間的一致性〔15〕。Hays等〔16〕認為 Cronbach α 系數在 0.7 以上，該量表則具有較好的信度。

生活方式的現代轉變使老年人喪失了人生歸宿感，增加了孤獨感，從而增加了老人對死亡的恐懼感，而老年人對于必然的死若一味地恐懼，則會降低其生活質量〔17〕。因此開展臨終關懷知識教育，尤其是死亡教育，以此改變老年人的死亡態度和死亡觀念，樹立正確的死亡觀，使其能夠坦然地探討和面對死亡是老年人相關教育的重要內容之一。

雖然臨終關懷研究與臨床實踐在國內已經有23年的發展歷程，臨終關懷理念以及死亡教育在醫學界乃至社會大眾間已有相當程度的普及，但仍存在著諸如死亡態度研究方法單一、死亡態度測評量表未實現本土化、死亡教育內容單一，方法簡單等問題，以致死亡教育發展較為緩慢等。本研究存在著一定的局限性，如抽樣范圍較小，采用便利抽樣及樣本量小等問題，擬在后續研究中擴大抽樣范圍、優化抽樣方法和增大樣本量進一步修訂和完善。

1 陳金香.構建老年人和諧生命——關于老年人生死觀的思考〔J〕.景德鎮高專學報，2011;26(1):7-9.

2 涂 彧，朱永烈，沈月平，等.老年人死亡態度的調查分析〔J〕.中國老年學雜志，1995;15(6):325-6.

3 崔以泰，黃天中.臨終關懷學——理論與實踐〔M〕.北京:中國醫藥科技出版社，1992:95-101.

4 Wong P，Reker G，Gesser G.Death attitude profile-revised:a multidimensional measure of attitude toward death〔M〕.In Neimeyer RA.Death Anxiety Handbook.Washington DC:Taylor＆Francis.1994:121-48.

5 劉 嬌.大學生死亡焦慮及其與自我價值感的相關研究〔D〕.重慶，西南師范大學，2005.

6 顏淑慧.臺灣地區護專學生死亡態度與生死教育需求之探討〔D〕.臺灣:南華大學生死學研究所碩士學位論文，2002.

7 郝元濤，方積乾.生存質量測定量表等價性評價研究〔J〕.中國行為醫學科學，2003;12(3):338-40.

8 陳四光，安獻麗.436名大學生死亡態度分析〔J〕.中國心理衛生雜志，2009;23(4):303-4.

9 朱海玲，史寶欣.死亡態度影響因素的研究進展〔J〕.中華護理雜志，2010;45(6):569-70.

10 張靜平，姚樹橋，唐 瑩.護士工作應激源量表的編制及信效度檢驗〔J〕.中華護理雜志，2007;42(5):396-401.

11 解亞寧.心理統計學〔M〕.北京:人民衛生出版社，2007:302-11.

12 Portney LG，Watk ins MP.Foundation of clinical research:application to practice〔M〕.2nd ed.New Jersey:Prentice-Hall，2002:142-5.

13 方積乾.醫學統計學與電腦實驗〔M〕.上海:上海科學技術出版社，2001:246-51.

14 李 紅，宋亦男，王小芳.護理職業風險評估工具的研制與評價〔J〕.中華護理雜志，2008;43(7):651-4.

15 姜 峰，張淑媛.大學生自我評價量表的編制及信效度檢驗〔J〕.中國健康心理學雜志，2010;8(4):499-501.

16 Hays RD，Anderson R，Revicki D.Psychometric considerations in evaluating health-related quality of life measures〔J〕.Quality Life Res，1993;2(6):441-9.

17 陳金香.試析當代中國老年人生死觀與生死態度之矛盾及其解決途徑〔J〕.江西師范大學學報(哲學社會科學版)，2008;41(1):36-41.