社區居家互助養老需求量表的編制

蘇銀花 張帆順 陳星星 廖 力 段功香

(南華大學護理學院，湖南 衡陽 421001)

社區居家互助養老需求量表的編制

蘇銀花 張帆順1陳星星 廖 力 段功香

(南華大學護理學院，湖南 衡陽 421001)

目的 初步形成“社區居家互助養老需求量表”，并進行信效度檢驗。方法 通過文獻分析和居民座談，構建社區居家互助養老需求理論維度，形成測評量表條目池90條；通過三輪Delphi專家咨詢，并進行項目分析得到第二版量表共40條目池；對衡陽市區4個社區社區衛生服務中心轄內400名老年人進行調查，采用SPSS17.0進行探索性因子分析形成最終量表。結果 量表共包含29個條目，因子分析共提取出5個因子，解釋總方差達到67.448%，且各條目在相應的因子上有較滿意的因子載荷量(>0.45)；總量表的Cronbach α系數達0.842，各因子的Cronbach α系數為0.772～0.869；量表的5個因子均在0.01水平上顯著相關。結論 測試結果具有較好的信效度，可形成“社區居家互助養老需求量表”用以評估社區居家互助養老需求。

居家互助；養老需求量表；信效度

我國現有的養老方式主要為家庭養老、機構養老和社區養老3種〔1〕，目前絕大部分老年人是依靠家庭和自立方式進行養老，采用社會化養老方式的比例非常低〔2〕，但隨著家庭小型化及生活方式的改變出現了一些困境，無法滿足人們養老的需求〔3〕，而機構養老存在供給不足現象，以收住健康人為主,且機構老年人的健康狀況也不容樂觀〔4～6〕。為應對家庭養老和機構養老存在的缺陷與不足，國外學者在研究家庭養老的基礎上，依托社區資源，發展了一種體現老年人參與性的社區居家互助養老模式，此模式在我國部分城市處于試點階段〔7～10〕，但目前尚不存在能準確、全面衡量社區居民互助養老需求的測評工具。本研究旨在編制社區互助養老需求的量表。

1 資料與方法

1.1 量表的編制

1.1.1 第一版量表編制 成立研究小組，基于社會資本論、老年參與理論及馬斯洛的基本需要層次等理論的基礎上通過查閱文獻擬定量表的理論維度為“社區居家互助養老需求”理論，包括條目90條，分為醫療保健需求、人文關懷需求、日常照料需求、生活服務需求、娛樂學習需求5個一級指標。于2014年3～6月通過三輪Delphi專家咨詢得到第一版量表，包括5個1級指標和40個條目。

1.1.2 第二版量表編制 采用便利抽樣法于2014年6月底對湖南省衡陽市青山社區80名老年人進行調查，男33人，女47人，平均年齡(71.71±8.13)歲。納入標準：①年齡在60周歲以上的老年人；②無認知溝通障礙；③愿意參加本研究。采用SPSS17.0對數據進行項目分析和第一次探索性因素分析形成第二版量表。

1.1.3 第三版量表編制 采用便利整群抽樣法于2014年8月中旬對湖南省衡陽市市區內的社區(包括青山街道、黃茶嶺、天馬山和松木塘4個社區)里的400名老年人進行第三版量表調查，納入標準同第二版。男171人，女229人，平均年齡(72.41±8.63)歲。采用SPSS17.0對數據進行第二次探索性因子分析和驗證性因子分析形成最終版量表。探索性因素分析各層面的Kaiser-Meyer-Olkin(KMO)值。KMO值介于0～1，若是KMO值大于0.8，表示題項變量間的關系良好，若是KMO值大于0.9，表示題項變量間的關系極佳，非常適合做因素分析。

1.2 量表信效度檢測 量表的信度檢驗包括對量表內部一致性Cronbach α系數檢驗、重測信度的檢驗。Cronbach α系數、

半分信度、重測信度值均大于0.8，此量表有一定的可信度。效度檢驗包括內容效度指數(CVI)值和結構效度。

2 結 果

2.1 第二版量表分析結果

2.1.1 項目分析 ①項目分布法包括均數、標準差、頻數和構成比分析，結果無極端值，無明顯偏態分布，無條目刪除。②t檢驗法計算條目的臨界比率值(CR值)，以量表總分為標準對數據進行排序，自最高分向下取25%及最低分向上取25%，分別作為高分組和低分組，檢驗高分組得分是否明顯低于低分組。結果40個條目中有6個條目P>0.05，不存在統計學顯著差異，結果刪除第2、5、31、32、34、39條。③信度檢驗將刪除某個條目后，量表的內部一致性α系數反而變大的條目刪除，結果無條目刪除。④因素負荷檢驗將因素負荷<0.45的條目刪除，結果無條目刪除。

2.1.2 第一次探索性因素分析 通過因子分析，將5個影響程度較低的因子刪去，結果刪去第9、10、11、13、14條。

2.2 第三版量表編制結果

2.2.1 探索性因素分析結果 對樣本進行檢測，其KMO值為0.936，Bartlett球形檢驗P<0.000，適合進行因子分析。在因子抽取的選擇中，選用特征根大于1的方式進行因子抽取。由表1可看出，特征值大于1的有5個因子，其總解釋方差為67.447%，第一個因子能解釋的程度最高，達43.287%。采用Varimax法對因子進行旋轉，得到成分負荷矩陣，旋轉成分矩陣見表2。

表1 因子解釋總方差

表2 旋轉成分矩陣

2.2.2 信效度分析 通過Cronbach α系數進行信度檢驗得出總量表的系數為0.842，各維度的系數0.772～0.869；總量表的半分信度為0.865，各維度的系數0.719～0.806；重測信度為0.851。各條目CVI平均值為0.872。見表3。

2.2.3 相關性檢驗 所有維度均在0.01的水平(雙側)上顯著相關，如表4所示。

表3 各維度信度分析

表4 各維度之間的相關矩陣

1)P<0.01

3 討 論

量表的效度分析第一次探索性因素分析除了刪除9、10、11、13、14五個條目，其余各因素構面和原始因素構面相同，量表結構效度較好。本研究相關分析結果說明，整個量表既具有一定的獨立性相互之間又存在關聯性。本量表在專家咨詢、小規模測驗、大范圍實踐等情形下進行了3次大幅度的調整，做到了內容效度和結構效度的統一。對量表的信效度都進行了分析，且在此基礎上根據馬斯洛需要層次理論、整體健康觀和老年人參與理論將其需求總結為醫療保健、人文關懷、日常照料、生活服務和娛樂學習這5個層面。量表符合制作要求，可以形成“社區居家互助養老需求量表”，為今后社區互助養老這種模式的發展提供一種需求的向導。

1 安 兵.需求與供給視角下的城市社區養老服務研究〔D〕.長沙：湖南師范大學：2013.

2 羅亞萍,史文靜,肖陽.城市居民養老方式的變化趨勢、存在問題及對策研究——基于對西安市居民養老方式的調查〔J〕.西安交通大學學報(社會科學版),2013；33(1):78-84.

3 張盈華,閆江.中國養老服務現狀、問題與公共政策選擇〔J〕.當代經濟管理,2015;37(1):51-6.

4 吳 敏.基于需求與供給視角的機構養老服務發展現狀研究〔D〕.濟南：山東大學，2011.

5 季紅莉,路孝琴.養老機構老年人健康狀況與衛生服務需求調查〔J〕.中華全科醫學,2012;10(11):1763-4.

6 紀 青,吳炳義,魏秀紅,等.不同養老模式老年人健康狀況調查及比較〔J〕.護理研究,2014;(27):3346-7.

7 馬 銳.大連城市互助養老服務問題研究〔D〕.大連：東北財經大學,2013.

8 王 昭.農村互助養老模式研究〔D〕.舟山：浙江海洋學院,2014.

9 甘滿堂,婁曉曉,劉早秀.互助養老理念的實踐模式與推進機制〔J〕.重慶工商大學學報(社會科學版),2014;31(4):78-85.

10 郭丹陽.中國農村互助養老模式可行性研究〔D〕.福州：福建師范大學,2013.

〔2015-11-29修回〕

(編輯 杜 娟)

衡陽市社科項目(2014D111，2015D045)；湖南省大學生研究性學習和創新性實驗計劃項目；南華大學“十二五”校級科研平臺項目

段功香(1961-)，女，碩士，教授，碩士生導師，主要從事社區護理研究。

蘇銀花(1981-)，女，博士在讀，講師，主要從事社區護理研究。

R473.2

A

1005-9202(2017)04-0972-03；

10.3969/j.issn.1005-9202.2017.04.084

1 南華大學經濟管理學院